楊 歡

(上海大學經(jīng)濟學院，上海200444)

一、引言

2002年11月，中國與東盟正式簽署《中國與東盟全面經(jīng)濟合作框架協(xié)議》，標志著中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)(CAFTA)正式開始建立。自2005年7月開始，雙方全面啟動降稅進程，中國和東盟雙邊貿(mào)易在各自的對外貿(mào)易總額中的比重不斷增加，至2010年，在中國和東盟走過了近10年的共建自貿(mào)區(qū)之路后，中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)正式全面啟動，標志著雙方的經(jīng)貿(mào)關(guān)系上升到新的歷史高度，為中國和東盟各國的貿(mào)易發(fā)展和經(jīng)濟合作增添了新動力。

近年來，很多學者對CAFTA的貿(mào)易效應進行了相關(guān)的研究，一部分事前研究運用可計算一般均衡模型(CGE)對貿(mào)易效應進行預測，也出現(xiàn)很多運用引力模型對CAFTA的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應進行的事后研究。

二、建立模型

(一)巴拉薩模型介紹

為了研究歐洲經(jīng)濟共同體的貿(mào)易效應，巴拉薩在1967年建立了巴拉薩模型，之后很多學者運用這一模型對不同區(qū)域經(jīng)濟一體化地區(qū)的貿(mào)易效應進行研究，Perera(1998)運用修正的巴拉薩模型對東盟自由貿(mào)易區(qū)貿(mào)易效應進行了研究，其結(jié)果顯示不同的成員國以及不同的商品會產(chǎn)生不同的貿(mào)易效應。巴拉薩模型廣泛應用于測量區(qū)域經(jīng)濟一體化貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，原巴拉薩模型的基本假設是進口需求的收入彈性在區(qū)域一體化前后分別保持不變，而建立一體化區(qū)域會改變出口需求的收入彈性。如果進口需求的收入彈性增加就表明存在總的貿(mào)易創(chuàng)造效應，即國內(nèi)產(chǎn)品被從區(qū)域內(nèi)成員國或區(qū)域外貿(mào)易伙伴的進口所替代。對區(qū)域外進口需求的收入彈性減小表明存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，即對一體化區(qū)域外的進口被區(qū)域內(nèi)進口或本國產(chǎn)品所替代。

巴拉薩模型由下式給出:

其中，Mi為i國的進口額，Yi為i國人均GDP，α和u分別為常數(shù)和誤差項，β即為進口需求的收入彈性。

對(1)式兩邊取對數(shù)，可以得到:

根據(jù)(2)式可以分別構(gòu)建總進口需求方程，區(qū)內(nèi)進口需求方程以及區(qū)外進口需求方程:

其中MTi，MIi和MEi分別表示i國總進口，一體化區(qū)域內(nèi)的進口和區(qū)外的進口。

當βt和βi在建立CAFTA之后的值都大于在建立CAFTA之前的值，我們可以說CAFTA下中國的進口存在貿(mào)易創(chuàng)造效應，即國內(nèi)產(chǎn)品被從CAFTA區(qū)域內(nèi)成員國的進口所替代。當建立CAFTA之后的βi大于建立之前的值并且βt小于CAFTA建立之前的值便存在凈貿(mào)易轉(zhuǎn)移，即對CAFTA區(qū)域外的進口被區(qū)域內(nèi)進口所替代。

(二)巴拉薩模型擴展

在了解大量利用CGE和引力模型分析CAFTA貿(mào)易效應后，本文運用擴展的巴拉薩模型分析中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國進口貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移。

為了檢驗模型的穩(wěn)定性，運用周檢驗，根據(jù)F統(tǒng)計量發(fā)現(xiàn)1992—2007年之間確實存在結(jié)構(gòu)性變化，另外在(3)～(5)式中加入虛擬變量以區(qū)別CAFTA建立前后不同時間，可以得到模型如下:

其中，D為虛擬變量，當時間區(qū)間為1992—2001年時，D取0，此時β值為1992—2001年中國進口需求的收入彈性;當區(qū)間為2002—2007年時，D取1，此時進口需求的收入彈性為β+γ。根據(jù)估計得到的不同系數(shù)值，可以檢驗是否存在貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)來源

由于考慮到國際金融危機對全球貿(mào)易的影響，本文選取了1992—2007年的數(shù)據(jù)，2002年CAFTA正式開始建立，把2002年作為CAFTA建立的分界點。中國進口總額和自東盟各國進口額由COMTRADE數(shù)據(jù)庫獲得，中國對區(qū)內(nèi)和區(qū)外進口額在此基礎上計算得到。模型中用人均GDP代替收入水平，兩項數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。

(二)實證結(jié)果及分析

運用Eviews 5.0對上述(6)～(8)式進行最小二乘法估計，結(jié)果如下所示:

表1 實證結(jié)果

從回歸結(jié)果可以看到，各系數(shù)的符號與預期相吻合，進口值與人均GDP正相關(guān)，從修正的R2、F統(tǒng)計量以及D－W檢驗值可以看出模型擬合非常好，而且各變量的系數(shù)至少在10%的顯著水平上顯著，變量能夠很好地解釋被解釋變量。由上述回歸結(jié)果可以得到中國進口需求的收入彈性估計值，見表2。

由表2可以看出中國進口總需求、區(qū)內(nèi)進口需求和區(qū)外進口需求的收入彈性在建立CAFTA后都大于建立之前，這表明存在貿(mào)易創(chuàng)造效應，但不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。這說明中國國內(nèi)高成本的產(chǎn)品被國外低成本進口產(chǎn)品所替代。沒有檢測到貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，一方面可能由于目前CAFTA產(chǎn)生的轉(zhuǎn)移效應還比較有限，中國與東盟全面減稅開始于2005年7月，由于考慮到國際金融危機的影響選取數(shù)據(jù)時間截至2007年，所以自貿(mào)區(qū)真正發(fā)揮效力的時間還比較短，另一方面很多企業(yè)并沒有真正意識到中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的重要性，這也可能導致了CAFTA貿(mào)易效應的局限性。另一個解釋是由于中國于2001年加入WTO后對CAFTA區(qū)外許多國家的進口關(guān)稅大幅下降導致的。

表2 中國進口需求的收入彈性

四、結(jié)論

本文運用修正的巴拉薩模型分析了中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國進口貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。實證結(jié)果表明，截至2007年CAFTA下中國進口貿(mào)易只存在貿(mào)易創(chuàng)造效應而不存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。

由于巴拉薩模型變量比較簡單，模型對諸如價格、關(guān)稅等對貿(mào)易影響較大的變量并沒有考慮，所以本文對貿(mào)易效應的解釋可能比較有限。另外，我們不能對貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應作精確的測量，今后應對不同行業(yè)產(chǎn)品貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移進行具體測量。

［1］薛敬孝，張伯偉.東亞經(jīng)貿(mào)合作安排:基于可計算一般均衡模型的比較研究［J］.世界經(jīng)濟，2004(6):51－59.

［2］陳漢林，涂艷.中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國的靜態(tài)貿(mào)易效應——基于引力模型的實證分析［J］.國際貿(mào)易問題，2007(5):47－50.

［3］郎永峰，尹翔碩.中國—東盟FTA貿(mào)易效應實證研究［J］.世界經(jīng)濟研究，2009(9):76－80.

［4］Balassa，B.Trade Creation and Trade Diversion in the European Common Market［J］.The Economic Journal，1967，77(305):1－21.

［5］Perera，L.P.Trade Creation and Diversion in the ASEAN Economic Integration［D］.Thammasat University，1998.