李根生

一、引言

在經(jīng)濟(jì)全球化和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展加快的國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，各國紛紛尋求貿(mào)易伙伴進(jìn)行雙邊或區(qū)域合作，以創(chuàng)造更大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展空間。東盟成立于1967年，被視為發(fā)展中國家間最成功的區(qū)域性合作組織之一。2002年中國與東盟簽署《中國一東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，正式啟動建立中國一東盟自由貿(mào)易區(qū)的進(jìn)程。為使各國享受到自由貿(mào)易區(qū)的實惠，2003年我國率先與泰國實行“早期收獲計劃”。2004年東盟各國除菲律賓由于國內(nèi)情況沒有參加外，其余各國都參加了該計劃(2005年菲律賓加入)。2005年7月實施《貨物貿(mào)易協(xié)定》，開始全面降稅。本文通過運用引力模型并引入適當(dāng)?shù)奶摂M變量EHP(早期收獲計劃)和GTA《貨物貿(mào)易協(xié)定》，對中國向東盟各國的出口進(jìn)行了定量估計和考察，試圖通過引力模型分析影響中國對東盟出口的因素，以及一系列貿(mào)易鼓勵措施的出臺對我國出口的促進(jìn)作用，為我國政府以后制定相應(yīng)的貿(mào)易政策提供具有實際價值的參考。

二、中國與東盟貿(mào)易的概況

(一)總體貿(mào)易規(guī)模擴大，雙邊貿(mào)易額持續(xù)、快速增長

1991年中國與東盟開始對話進(jìn)程時，雙邊貿(mào)易額僅為63億美元。此后，雙方經(jīng)貿(mào)關(guān)系迅速發(fā)展，特別是2002年簽訂在2010年建成中國一東盟自由貿(mào)易區(qū)的協(xié)議后，中國與東盟的經(jīng)貿(mào)合作全方位展開，雙邊貿(mào)易幅度明顯增長，并于2004年貿(mào)易額首次突破千億美元大關(guān)。特別是2005年以來，雙方貨物貿(mào)易急劇增長。2005年。中國和東盟雙邊貿(mào)易額達(dá)到了1303.7億美元。2007年中國與東盟的雙邊貿(mào)易額達(dá)到2025.5億美元，同比增長25.9％，提前3年實現(xiàn)了雙邊貿(mào)易額達(dá)到2000億美元的目標(biāo)，中國與東盟已互為第四大貿(mào)易伙伴。

(二)中國對東盟出口增長快，并且占我國對外出口份額也逐步增大

自《中國一東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》簽署以來，我國對東盟出口開始大幅增長，由2000年的173.39億美元，到2003年的309.49億美元，再到2007年的941.79億美元。對東盟出口占我國對外出口的比重也逐步攀升，以2002年自由貿(mào)易區(qū)建立為界，2000—2002年比重為7％，2003—2007年比重逐步增加，特別是2006年達(dá)到9.27％。

可見。自2002年以來，中國對東盟出口出現(xiàn)了可喜的變化。2003年的“早期收獲計劃”的實行。2005年7月《貨物貿(mào)易協(xié)定》的實施促進(jìn)了中國對東盟10國的貿(mào)易，還是其它因素的影響作用?這一系列貿(mào)易鼓勵措施的出臺對我國出口的擴大效應(yīng)如何?本文就這一問題運用引力模型作如下分析。

三、模型的構(gòu)建及實證分析

(一)模型的構(gòu)建

本文為研究中國與東盟自由貿(mào)易區(qū)的效果，引入國際貿(mào)易通用模型一引力模型。引力模型無論是在分析任意兩個國家間的貿(mào)易流量。還是分析貿(mào)易集團(tuán)內(nèi)部國家間貿(mào)易流量都有著很強的應(yīng)用性。引力模型認(rèn)為兩國間的貿(mào)易量主要取決于兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模(用GDP衡量)、人均收入水平傭人均GDP衡量)、兩國間的距離和各國的制度安排等因素，所以反映兩國間貿(mào)易流量的引力模型可以表述為：

其中，Tij為i國與j國的雙邊貿(mào)易總量；Yi與Yj分別是i國與j國的GDP；Pi、Pj分別是i國與j國的人口；Dij為兩國之間的空間距離；Sij為貿(mào)易制度安排。

本文為考察“早期收獲計劃”、《貨物貿(mào)易協(xié)定》的實施對我國向東盟出口的效應(yīng)，引入虛擬變量EHP和GTA。本文構(gòu)建的引力模型如下：

其中，xij表示國家i對國家i的出口；GDPi表示國家i的國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPi表示國家j的國內(nèi)生產(chǎn)總值；Dij表示國家i和國家j之間的距離；EHP(早期收獲計劃)、GTA(貨物貿(mào)易協(xié)定)是虛擬變量；uij表示標(biāo)準(zhǔn)隨機誤差。

(二)樣本及數(shù)據(jù)

1，樣本的選取。本文利用2000—2007年我國對世界主要貿(mào)易伙伴的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行引力模型的回歸測算，我們選取46個國家作為樣本。其中發(fā)達(dá)國家18個，包括美國、加拿大、日本、德國、荷蘭、英國、意大利、法國、比利時、西班牙、瑞典、芬蘭、丹麥、奧地利、葡萄牙、希臘、澳大利亞、新西蘭；發(fā)展中國家包括韓國、印度、巴基斯坦、土耳其、以色列、沙特阿拉伯；墨西哥、巴西、阿根廷、哥倫比亞、委內(nèi)瑞拉；南非、尼日利亞、埃及、俄羅斯、匈牙利、波蘭、烏克蘭18個新興市場以及柬埔寨、印尼、老撾、馬來西亞、緬甸、菲律賓、新加坡、泰國、越南、文萊東盟10國。

選取上述46國為研究對象，主要出于以下幾點考慮：第一，一個重要的原因是2001年中國加入WTO后，不僅與東盟10國，而且與世界上大多數(shù)國家的進(jìn)出口貿(mào)易均呈上升趨勢。所以本文為體現(xiàn)出中國一東盟自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易擴大效應(yīng)，在全面分析中國與世界主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易情況的基礎(chǔ)上。再研究中國——東盟自由貿(mào)易區(qū)建立后一系列措施的效果，才具有客觀性：第二，所選取樣本國家或地區(qū)大都是中國的主要貿(mào)易伙伴，2007年中國對其出口額占出口總額的約86，27％，這有利于對中國出口國別的分析，具有代表性；第三，18個新興市場經(jīng)濟(jì)體對外貿(mào)易占據(jù)了發(fā)展中國家貿(mào)易的主導(dǎo)地位，能夠全面描述我國與發(fā)展中國家的貿(mào)易狀況。這樣本文所選取的樣本容量為：46x8=368

2，數(shù)據(jù)來源。我國對世界各國的出口數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，并且折算成以2000年為基礎(chǔ)的實際出口量：各國的GDP數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國National Accounts Main Ag，gregates數(shù)據(jù)庫，并且用此數(shù)據(jù)庫里的Implicit deflatorGDP數(shù)據(jù)，把各國名義GDP轉(zhuǎn)換成以2000年不變價為基礎(chǔ)的實際GDP；距離數(shù)據(jù)來自Google地球的距離測量工具，取我國上海與其他國家首都之間的球面距離。

(三)回歸結(jié)果及分析

1，回歸過程。本文利用EVIEWS軟件。采用普通最小二乘法基于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析，具體分析過程如下：

首先檢驗對所有變量進(jìn)行回歸的引力模型。在以下所有回歸時為解決一階自相關(guān)問題，回歸時使用Cochrance-Orcutt迭代法：同時為減少由于截面數(shù)據(jù)造成的異方差的影響，使用Cross Section Weights加權(quán)法。如表中的回歸結(jié)果(1)顯示，LOG(GDPi)、LOG(GDPj)、EHP、GTA都很顯著，且符號與實際相符；ARf(1)的t統(tǒng)計值為172.0，顯著水平很高，說明原方程存在一階自相關(guān)問題，但是使用Cochrance-Orcutt迭代法后的DW=1.79，說明迭代法消除了一階自相關(guān)問題；但是LOG(Dij)不顯著，且符號與實際相反。說明回歸方程的效果很不理想。需要進(jìn)行調(diào)整?？紤]到LOG(Dii)這一個變量的顯著性最小，且與實際相違背，因此去掉這個變量，得到表格中的第二列回歸結(jié)果。

如表中的回歸結(jié)果(2)所示，去掉LOG(Dij)后，方程調(diào)

整后的可決系數(shù)也有所上升，除虛擬變量GTA顯著水平不高外，其他變量都通過了顯著性檢驗，且符號都與預(yù)期一致?？紤]到東盟10國的實際情況，分析其原因，可能是樣本國家中包括了文萊、老撾這兩個國家，人口非常少。經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小，實際貿(mào)易量微乎其微。因此，在進(jìn)一步回歸時應(yīng)該剔除文萊、老撾這兩個異常樣本點，這樣樣本容量縮小為352。

最后得到如表中的回歸結(jié)果(3)，所有變量都很顯著，所有解釋變量的回歸系數(shù)符號均與預(yù)期符號相同，DW=1，.73?；旧舷艘浑A自相關(guān)性的影響，且F值較大。說明整體線性回歸顯著。

引力橫型的回歸結(jié)果

通過以上分析，本文構(gòu)建的最后的回歸方程為：

2，回歸結(jié)果分析。由于本文中的解釋變量和被解釋變量有的以自然對數(shù)的形式表示，因此，其系數(shù)就表示雙邊貿(mào)易額對GDP、人均GDP和距離的估計彈性。通過上表可以發(fā)現(xiàn)，影響我國出口貿(mào)易額的重要因素有GDPi、GDPi、EHP、GTA。

(1)影響中國對各國出口的因素中，我國GDPi、進(jìn)口國GDDPi相當(dāng)?shù)娘@著，其系數(shù)分別為3.78、0.80，我國、進(jìn)口國的GDP每增加1％則我國出口將分別增加3.78個百分點和0.80個百分點，說明經(jīng)濟(jì)總量對貿(mào)易的推動作用是很明顯的。其中我國的GDP起主要作用。說明改革開放30年以來。我國的經(jīng)濟(jì)水平不斷提升。促進(jìn)了我國外貿(mào)的發(fā)展。但是作為經(jīng)濟(jì)大國，供給能力不斷增強。卻主要用于出口。反映了國內(nèi)需求不振，經(jīng)濟(jì)發(fā)展內(nèi)外失衡，這與我國的實際情況相符。

(2)距離Dii影響不顯著。可見隨著交通運輸技術(shù)的發(fā)展，運輸成本在降低，距離因素對雙邊貿(mào)易的作用越來越小，距離的遠(yuǎn)近不再是對外貿(mào)易一個重要因素。我國與歐盟各國、拉美各國的貿(mào)易量都很大，也證實了這一點。

(3)在回歸結(jié)果(2)中，虛擬變量EHP的系數(shù)通過了顯著性檢驗，而GTA系數(shù)不是很顯著。而在去掉文萊、老撾之后得到的回歸結(jié)果(3)中，EHP、GTA的系數(shù)均通過了顯著性檢驗，系數(shù)分別是0.052、0.044。說明早期收獲計劃的實施有效的促進(jìn)了中國對東盟各國出口貿(mào)易的發(fā)展，《貨物貿(mào)易協(xié)定》的實施對東盟8國作用明顯，而文萊、老撾影響不顯著。這也符合文萊、老撾這兩國的國情。兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小，而我國對其實際貿(mào)易量也微乎其微，致使降稅計劃對其進(jìn)口影響甚微。

四、結(jié)論

綜上所述。將引力模型用于分析中國與東盟雙邊貿(mào)易的影響因素具有一定的適用性。中國一東盟自由貿(mào)易區(qū)啟動后，“早期收獲計劃”(EHP)、《貨物貿(mào)易協(xié)定》(GTA)的相繼實施，降低了關(guān)稅。減少了貿(mào)易壁壘，進(jìn)而降低了貿(mào)易成本，從而對貿(mào)易擴大效應(yīng)非常顯著。

在世界經(jīng)濟(jì)區(qū)域一體化不斷發(fā)展的情況下，我國積極向外發(fā)展自由貿(mào)易區(qū)及優(yōu)惠貿(mào)易區(qū)，其中最早發(fā)展的中國一東盟自由貿(mào)易區(qū)。對我國外貿(mào)發(fā)展有很大的擴大效應(yīng)，成果顯著。這對我國FTA政策是有益的啟示，為我國以后的自由貿(mào)易區(qū)拓展積累了寶貴的經(jīng)驗。