李穎

[摘要] 隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的不斷發(fā)展，特別是中泰自由貿(mào)易區(qū)建立以來(lái)，兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展迅速。引用巴拉薩模型和引力模型定量分析中泰自由貿(mào)易區(qū)框架下的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易既具有貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，又具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。中泰自由貿(mào)易區(qū)的建立有利于促進(jìn)兩國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展及福利水平提升。

[關(guān)鍵詞]中泰自由貿(mào)易區(qū)； 農(nóng)產(chǎn)品； 貿(mào)易效應(yīng)

[中圖分類號(hào)] F752.8 []文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A

一、前言

近年來(lái)，中國(guó)在全球區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作領(lǐng)域取得了長(zhǎng)足發(fā)展， 尤其在雙邊自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)方面不斷取得新成果。20世紀(jì)90年代以來(lái)，中國(guó)與東盟的經(jīng)貿(mào)合作日益密切，雙邊貿(mào)易額大幅攀升。中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)于2010年正式建成，它的成立強(qiáng)化了區(qū)域內(nèi)成員國(guó)間的貿(mào)易關(guān)系，促進(jìn)了成員國(guó)間雙邊貿(mào)易協(xié)議的簽訂。其中，中國(guó)和泰國(guó)在2003年6月18日簽定了《中國(guó)與泰國(guó)關(guān)于在<中國(guó)一東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議>“早期收獲”方案下加速取關(guān)稅的協(xié)議》，這份協(xié)議的簽署標(biāo)志著中國(guó)與泰國(guó)之間的貿(mào)易自由化邁出了重要一步。根據(jù)這項(xiàng)協(xié)議，雙方將取消關(guān)稅及非關(guān)稅等壁壘，逐步實(shí)現(xiàn)貿(mào)易自由化。自2003年10月1起，兩國(guó)將逐步實(shí)現(xiàn)蔬菜和水果產(chǎn)品零關(guān)稅。

中國(guó)和泰國(guó)作為亞洲兩個(gè)重要的發(fā)展中國(guó)家，都高度重視農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位，都是世界上重要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易大國(guó)。中國(guó)土地面積遼闊，從南到北具有明顯的氣候差異，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具備多樣化的發(fā)展形式。泰國(guó)的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)非常發(fā)達(dá)，擁有富饒的土地，農(nóng)產(chǎn)品品種繁多。泰國(guó)是世界上最大的木薯、稻米和橡膠出口國(guó)，另外還大量出口熱帶水果、咖啡、黃麻、竹類、野生藥材等產(chǎn)品。中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易源遠(yuǎn)流長(zhǎng)，隨著近幾年來(lái)兩國(guó)經(jīng)貿(mào)合作的不斷深化，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易水平也不斷提升。2003年，中泰自由貿(mào)易區(qū)成立，加之中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易協(xié)議的簽署，兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易迅猛發(fā)展。學(xué)術(shù)界關(guān)于中泰兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系的研究也在不斷深入，但是目前大多成果多集中于宏觀層面，鮮少關(guān)于中泰FTA貿(mào)易效應(yīng)的研究。本文將運(yùn)用巴拉薩模型和引力模型對(duì)中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)行實(shí)證分析，并提出相關(guān)對(duì)策建議。

二、實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

（一）巴拉薩的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移模型

Vinery （1950）指出自貿(mào)區(qū)的成立可以使兩種貿(mào)易效應(yīng)在區(qū)域內(nèi)各成員國(guó)內(nèi)產(chǎn)生：一種是貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。 即自貿(mào)區(qū)建立后一成員國(guó)低生產(chǎn)成本的產(chǎn)品替代另一成員國(guó)高生產(chǎn)成本的產(chǎn)品，因而促進(jìn)了貿(mào)易區(qū)內(nèi)各成員國(guó)之間的貿(mào)易往來(lái)。另一種是貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易從較低生產(chǎn)成本的非自貿(mào)區(qū)成員國(guó)轉(zhuǎn)到較高生產(chǎn)成本的自貿(mào)區(qū)成員國(guó)，這種效應(yīng)將會(huì)縮小非成員國(guó)和成員國(guó)間的貿(mào)易規(guī)模。成員國(guó)的社會(huì)福利增加受益于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而非成員國(guó)的社會(huì)福利降低也是受貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的影響。因此，F(xiàn)TA的凈福利效應(yīng)取決于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)之和。巴拉薩模型是測(cè)算貿(mào)易效應(yīng)的應(yīng)用較為廣泛的模型之一。本文將實(shí)證分析中-泰FTA對(duì)兩國(guó)的貿(mào)易效應(yīng)。

1. 巴拉薩模型的形式

巴拉薩模型在分析成員國(guó)貿(mào)易合作的貿(mào)易效應(yīng)時(shí)，是利用在貿(mào)易合作前后成員國(guó)的進(jìn)口需求收入彈性的變化情況來(lái)進(jìn)行研究的。其假設(shè)前提是進(jìn)口的需求收入彈性在區(qū)域合作之前是穩(wěn)定不變的。在此基礎(chǔ)上，在進(jìn)行區(qū)域合作后，若其成員國(guó)的進(jìn)口需求收入彈性上升，則意味著此時(shí)貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)產(chǎn)生。在開(kāi)展區(qū)域合作后，如果區(qū)域內(nèi)成員國(guó)對(duì)區(qū)域外成員國(guó)的貿(mào)易進(jìn)口需求收入彈性下降，則意味著此時(shí)貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)產(chǎn)生。該模型的基本方程為：

其中，Mj為j國(guó)的進(jìn)口值，Yj為j國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，a為常數(shù)，μ為誤差，b為進(jìn)口的需求收入彈性。對(duì)方程兩邊取自然對(duì)數(shù)后，得到三個(gè)方程：

（1）

（2）

（3）

方程（1）為總進(jìn)口需求方程式，方程（2）為區(qū)域內(nèi)進(jìn)口方程式，方程（3）為區(qū)域外進(jìn)口需求方程式。其中 MTj、MIj、MEj分別為j國(guó)總進(jìn)口額、區(qū)域內(nèi)進(jìn)口額和區(qū)域外進(jìn)口額，ak、bk、μk （k = 0 、1 、2 ）分別為常數(shù)、進(jìn)口需求彈性系數(shù)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了分析在FTA簽訂前后進(jìn)口需求收入彈性的變化情況，本文引人虛擬變量D。若中泰兩國(guó)在該年沒(méi)有簽署FTA，則D=0；若兩國(guó)簽署了FTA，D=1。引入虛擬變量之后，得到方程為：

（4）

（5）

（6）

其中MTj、MIj、MEj、ak、bk、μk （k = 0 、1 、2）的含義不變 ，而 （b0+c0） 、 （b1+c1） 、（b2+c2） 分別表示簽署FTA之后的總進(jìn)口需求收入彈性、區(qū)域內(nèi)進(jìn)口需求彈性和區(qū)域外進(jìn)口需求彈性。ck即為中泰在實(shí)施 FTA前后的進(jìn)口需求彈性差，當(dāng)ck>0時(shí)，進(jìn)口需求彈性增大；當(dāng)ck<0時(shí)進(jìn)口需求彈性減小。

2.樣本數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

農(nóng)產(chǎn)品是一種大宗產(chǎn)品，對(duì)外貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)口徑較為復(fù)雜，對(duì)其范圍的劃定和理解缺乏統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。目前有兩種使用較為廣泛的農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)計(jì)體系，一是《聯(lián)合國(guó)國(guó)際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類目錄》，二是海關(guān)合作理事會(huì)組織制定的《協(xié)調(diào)商品名稱和編碼制度》，兩種統(tǒng)計(jì)方法對(duì)產(chǎn)品的分類不一致。本文根據(jù)中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易實(shí)際情況，將農(nóng)產(chǎn)品界定在HS制度的第1章至第24章的產(chǎn)品。這一口徑下的農(nóng)產(chǎn)品包括活動(dòng)物和動(dòng)物產(chǎn)品（HS01—05章）、植物產(chǎn)品（06—14章）、動(dòng)植物油、脂、蠟及食用油脂（15章）和食品、飲料、酒和煙草及其制品（16—24章）。該口徑對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的范圍界定清晰，可以通過(guò)對(duì)HS分章數(shù)據(jù)加總方便地得到農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，易于統(tǒng)計(jì)。本文基于2001—2013年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于2003年中泰自由貿(mào)易區(qū)成立，所以2003年為分界線，即2003年之前D=0，2003年及其以后D=1。通過(guò)比較中國(guó)與泰國(guó)在FTA前后進(jìn)口的需求收入彈性在進(jìn)口總額、區(qū)域內(nèi)進(jìn)口額和區(qū)域外進(jìn)口額的變化情況，就可以得到兩國(guó)實(shí)行FTA后所產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。endprint

數(shù)據(jù)來(lái)源及處理：為了確保數(shù)據(jù)的同一性和準(zhǔn)確性，中泰兩國(guó)歷年的GDP數(shù)據(jù)及進(jìn)出口數(shù)據(jù)均來(lái)自聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)網(wǎng)站；其中區(qū)外進(jìn)口值等于總進(jìn)口值減去區(qū)內(nèi)進(jìn)口值，所采用的GDP數(shù)據(jù)都是根據(jù)當(dāng)時(shí)的匯率折算的美元價(jià)格。

3.實(shí)證結(jié)果及分析

利用Eviews6.0軟件對(duì)2001—2013年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從實(shí)證分析的最終結(jié)果可以看出，F(xiàn)值檢驗(yàn)均通過(guò)了在1%的顯著性水平的檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度也高于90%，模擬效果較為良好。

表1 中國(guó)與泰國(guó)的貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

自貿(mào)區(qū)實(shí)施前的進(jìn)口需求收入彈性 自貿(mào)區(qū)實(shí)施后的進(jìn)口需求收入彈性 自貿(mào)區(qū)實(shí)施前后的進(jìn)口需求收入彈性

b b+c c

中國(guó) 總進(jìn)口 1.141591 1.052529 -0.089062

區(qū)內(nèi)進(jìn)口 1.038902 1.010692 -0.02821

區(qū)外進(jìn)口 1.145204 1.054142 -0.091062

泰國(guó) 總進(jìn)口 1.186016 1.254101 0.068085

區(qū)內(nèi)進(jìn)口 1.765210 1.798923 0.033713

區(qū)外進(jìn)口 1.139679 1.206949 0.06727

從表1可以看出，F(xiàn)TA實(shí)施前后兩國(guó)的進(jìn)口需求收入彈性的變化均小于 0.095， 也就是說(shuō)兩國(guó)由FTA產(chǎn)生的貿(mào)易轉(zhuǎn)移和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)均較小，但FTA的實(shí)施對(duì)雙方的影響卻大不相同：

（ 1 ） 從中國(guó)方面來(lái)看，進(jìn)口需求彈性在兩國(guó)實(shí)施FTA后變小了。三種彈性分別從FTA實(shí)施前的1.141591、1.038902和1.145204下降到1.052529、1.010692和1.054142，盡管下降的幅度較小，但也說(shuō)明中國(guó)在實(shí)施FTA后非但沒(méi)有產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，反而產(chǎn)生了凈的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。從貿(mào)易額來(lái)看，自中泰自由貿(mào)易區(qū)建立以來(lái)，中國(guó)對(duì)泰國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差迅速擴(kuò)大。實(shí)證結(jié)果表明：中國(guó)加入中泰自由貿(mào)易區(qū)后沒(méi)有獲得貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而獲得貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

（ 2 ） 從泰國(guó)方面來(lái)看，三種彈性在兩國(guó)實(shí)施FTA后都有了少量提高，分別從實(shí)施前的1.186016、1.765210、1.139679提高到1.254101、1.798923、1.206949，這說(shuō)明泰國(guó)在實(shí)行FTA后貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)并沒(méi)有顯現(xiàn)，反而出現(xiàn)了凈的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。也就是說(shuō)，泰國(guó)實(shí)施FTA后，除了進(jìn)口具有比較優(yōu)勢(shì)的中國(guó)產(chǎn)品外，同時(shí)也從其他國(guó)家進(jìn)口成本較為低廉的產(chǎn)品。另外，無(wú)論兩國(guó)在FTA實(shí)施前還是實(shí)施后，泰國(guó)對(duì)中國(guó)的進(jìn)口需求彈性都比較大，在1.7以上，表明泰國(guó)的GDP每增加一個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)中國(guó)的進(jìn)口就增加1.7%以上， 這說(shuō)明泰國(guó)對(duì)中國(guó)的進(jìn)口需求具有較大發(fā)展?jié)摿?。?shí)證結(jié)果表明：泰國(guó)加入中泰自由貿(mào)易區(qū)后獲得了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。

（二）貿(mào)易效應(yīng)的引力模型分析

1.模型的構(gòu)建

貿(mào)易引力模型是從牛頓的萬(wàn)有引力定律中推導(dǎo)出來(lái)的。較早將引力模型用于研究國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題的是Tinbergen （1962）和Poyhonen（1963）。他們指出兩國(guó)之間的貿(mào)易規(guī)模與兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正比例關(guān)系，而與運(yùn)輸成本（雙邊的距離）呈反比例關(guān)系。其中，出口國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模反映了其內(nèi)在的供應(yīng)能力，進(jìn)口國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模反映了內(nèi)在的需要能力，兩國(guó)的距離的遠(yuǎn)近（運(yùn)輸成本）則成為了兩國(guó)之間的貿(mào)易阻力。自從最初的引力模型提出后，許多學(xué)者不斷引入新的解釋變量加以完善。結(jié)合以往的研究成果和中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的實(shí)際狀況，本文測(cè)算模型如下：選取中國(guó)GDP、泰國(guó)GDP、中國(guó)與泰國(guó)的距離為自變量，考察FTA建立后的中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，因此，修正基本模型后，本文構(gòu)建的引力模型如下：

LnXij=b0+ b1Ln（YiYj）+ b2 LnDij+Uij（7）

公式（7）中，Xij為兩國(guó)間的貿(mào)易量，Yi為i國(guó)的GDP，Yj為j國(guó)的GDP，Dij為兩國(guó)間的距離，LnXij，Ln（YiYj），LnDij分別是Xij、YiYj、Dij的自然對(duì)數(shù)形式；b0、b1、b2為回歸系數(shù)；Uij為隨機(jī)誤差。

根據(jù)本文的研究目標(biāo)，在上述引力模型的基礎(chǔ)上引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化為自變量，由此可以得到修正的引力模型方程：

LnXij= b0+ b1 Ln（YiYj）+ b2 LnDij+ b3Ln（NiNj）+ b4COMij+Uij（8）

在（8）式中，LnXij表示國(guó)家i對(duì)國(guó)家j的出口貿(mào)易額的自然對(duì)數(shù)；LnDij表示國(guó)家i和國(guó)家j之間距離的自然對(duì)數(shù)（兩國(guó)首都之間的距離）；Ln（YiYj）表示國(guó)家i和國(guó)家j的GDP乘積所取的自然對(duì)數(shù)；Ln（NiNj）表示國(guó)家i和國(guó)家j的人均GDP乘積所取的自然對(duì)數(shù)；COMij代表區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。b1、b2、b3、b4是Xij對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、距離、人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的回歸系數(shù)，Uij是誤差項(xiàng)。

2.變量以及數(shù)據(jù)說(shuō)明

GDP反映了出口國(guó)的出口供給能力及進(jìn)口國(guó)的進(jìn)口需求能力，兩者表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模總量越大， 潛在的出口或進(jìn)口能力越大，進(jìn)而雙邊的貿(mào)易流量也越大，系數(shù)預(yù)期為正。人均GDP代表出口國(guó)和進(jìn)口國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，代表了本國(guó)的人均收入，與貿(mào)易量正相關(guān)，系數(shù)預(yù)期為正。 國(guó)家i和國(guó)家j的首都之間實(shí)際距離代表兩國(guó)之間運(yùn)輸成本的高低，通常認(rèn)為空間距離越大，運(yùn)輸成本越高，所以此系數(shù)預(yù)期為負(fù)。對(duì)本文研究的資料來(lái)源說(shuō)明：中國(guó)對(duì)泰國(guó)的進(jìn)出口數(shù)據(jù)來(lái)自聯(lián)合國(guó)Uncom-trade商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)；中國(guó)和泰國(guó)的GDP和人均GDP來(lái)自聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)局；運(yùn)輸距離數(shù)據(jù)來(lái)自距離計(jì)算器的計(jì)算結(jié)果。對(duì)數(shù)據(jù)的具體說(shuō)明見(jiàn)表2。

表2 變量含義及其說(shuō)明

變量 含義 說(shuō)明 預(yù)期符號(hào)

Ln YiYj 兩國(guó)的GDP乘積（億美元）的自然對(duì)數(shù) 出口國(guó)的出口供給能力和進(jìn)口國(guó)的進(jìn)口需求能力 +endprint

Ln Dij 雙邊距離（兩國(guó)首都間的直線距離（公里））的自然對(duì)數(shù) 代表兩國(guó)的運(yùn)輸成本 -

Ln NiNj 兩國(guó)間的人均GDP乘積（億美元）的自然對(duì)數(shù) 代表國(guó)民人均購(gòu)買力 +

COMij 區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的實(shí)踐 +

注：在實(shí)證檢驗(yàn)過(guò)程中，本文還加入虛擬變量1和0，1代表兩國(guó)間已開(kāi)展了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化實(shí)踐，0代表兩國(guó)還未開(kāi)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化實(shí)踐。

3.引力模型的實(shí)證分析

基于公式 （8），結(jié)合 2001-2013年中國(guó)與泰國(guó)雙邊進(jìn)出口數(shù)據(jù)，利用EVIEWS6.0分析軟件，就FTA的建立對(duì)中國(guó)和泰國(guó)進(jìn)口和出口的貿(mào)易流量的影響進(jìn)行實(shí)證分析。

（1）FTA建立對(duì)中國(guó)對(duì)泰國(guó)出口額的影響

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3和表4。

根據(jù)表3模型匯總可知，模型b中修正可決系數(shù)R2為0.993805，該模型擬合程度較高。根據(jù)表3模型匯總可知，模型b中的F值為802.1592，P值為0.000，低于給定的1%的顯著性水平，通過(guò)了檢驗(yàn)。

根據(jù)表4模型匯總可知，模型b中通過(guò)了GDP乘積和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化兩個(gè)因素，t值分別為31.00215和2.066474，P值為0.0000和0.0657，低于給定的10%的顯著性水平，所以拒絕這個(gè)回歸系數(shù)等于零的假設(shè)。

綜合以上分析結(jié)果，該線性回歸方程整體通過(guò)了檢驗(yàn)?；貧w方程表達(dá)式為：

LnEX=-9.344980+1.034943 Ln（YY）+ 0.125194COM （9）

表3 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 R2 修正后的R2 Durbin-Watson值 F值 F值的Prob.

a 0.994334 0.992446 2.047316 526.5030 0.000000

b 0.993805 0.992567 2.067168 802.1592 0.000000

表4 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) t值 Prob.

β 標(biāo)準(zhǔn)誤差

a 常量 -9.414322 0.332872 -28.28214 0.0000

GDP乘積 0.345079 0.753400 0.458029 0.6578

人均GDP乘積 0.457201 0.498810 0.916582 0.3833

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.076247 0.081127 0.939841 0.3718

b 常量 -9.344980 0.321559 -29.06148 0.0000

GDP乘積 1.034943 0.033383 31.00215 0.0000

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.125194 0.060583 2.066474 0.0657

（2）FTA建立對(duì)中國(guó)自泰國(guó)進(jìn)口額的影響

檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5和表6。

根據(jù)表5模型匯總可知，模型b中修正可決系數(shù)R2為0.938526，該模型擬合程度較高。根據(jù)表3模型匯總可知，模型b中的F值為76.33473，P值為0.000001，小于給定的1%的顯著性水平，通過(guò)檢驗(yàn)。

根據(jù)表6模型匯總可知，模型b中通過(guò)了GDP乘積這個(gè)變量的檢驗(yàn)，其t值為9.646270，， P值為0.0000，低于給定的10%的顯著性水平，所以拒絕這個(gè)回歸系數(shù)等于零的假設(shè)。

綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果，該線性回歸方程整體上通過(guò)了檢驗(yàn)?；貧w方程表達(dá)式為：

LnIM=-8.249570+1.007577LnYY+0.095962COM （10）

表5 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 R2 修正后的R2 Durbin-Watson值 F值 F值的Prob.

a 0.938526 0.918034 1.472682 45.80093 0.000009

b 0.938526 0.926231 1.472738 76.33473 0.000001

表6 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) t值 Prob.

β 標(biāo)準(zhǔn)誤差

a 常量 -8.250602 1.089055 -7.575931 0.0000

GDP乘積 0.997314 2.464896 0.404607 0.6952

人均GDP乘積 0.006802 1.631956 0.004168 0.9968

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.095233 0.265424 0.358797 0.7280

b 常量 -8.249570 1.006132 -8.199295 0.0000

GDP乘積 1.007577 0.104453 9.646270 0.0000

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.095962 0.189560 0.506234 0.6237

4.回歸結(jié)果分析

本文借助引力模型，結(jié)合中國(guó)與泰國(guó)雙邊貿(mào)易的數(shù)據(jù)，分別從進(jìn)口和出口兩個(gè)方面就FTA的建立所產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究。從研究結(jié)果可以看出，中泰兩國(guó)間FTA的成立極大影響了兩國(guó)之間的貿(mào)易效應(yīng)。

（1）出口實(shí)證檢驗(yàn)：從回歸方程式（9）可以看出，兩國(guó)GDP之積以及兩國(guó)是否已簽訂自由貿(mào)易協(xié)定達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化較大地影響了中國(guó)對(duì)泰國(guó)的出口額。實(shí)證結(jié)果顯示，兩國(guó)GDP乘積每增加1%，出口額就增加1.034943%。雖然FTA的建立對(duì)中國(guó)向泰國(guó)出口額的系數(shù)（0.125194）不及兩國(guó)GDP乘積系數(shù)（1.034943），但還是可以看出，F(xiàn)TA的建立對(duì)中國(guó)與泰國(guó)兩國(guó)的出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，但目前來(lái)看促進(jìn)作用并不十分明顯。endprint

（2）進(jìn)口實(shí)證檢驗(yàn)：從回歸方程式（10）可以看出，兩國(guó)的GDP之積以及兩國(guó)是否已簽訂自由貿(mào)易協(xié)定達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化較大地影響了中國(guó)自泰國(guó)的進(jìn)口額。研究顯示，兩國(guó)GDP乘積每增加1%，中國(guó)從泰國(guó)的進(jìn)口就增加1.007577%。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，F(xiàn)TA的建立對(duì)中國(guó)從泰國(guó)進(jìn)口額的系數(shù)（0.095962）不及兩國(guó)GDP乘積系數(shù)（1.007577），中國(guó)和泰國(guó)成立FTA后，對(duì)雙邊進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用還是較大的。

檢驗(yàn)結(jié)果還顯示， FTA的建立對(duì)中泰兩國(guó)貿(mào)易的影響力度大不相同——對(duì)中國(guó)自泰國(guó)進(jìn)口貿(mào)易的影響小于中國(guó)對(duì)泰國(guó)出口貿(mào)易的影響。探究其原因，中國(guó)對(duì)泰國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)較快，首先是由于我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的綜合競(jìng)爭(zhēng)力有所提升，適應(yīng)了泰國(guó)進(jìn)口需求的變化；其次，是由于泰國(guó)進(jìn)口市場(chǎng)規(guī)模不斷擴(kuò)大。

三、結(jié)論

本文根據(jù)巴拉薩模型和引力模型，利用中泰雙邊進(jìn)出口數(shù)據(jù)，就區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。得出以下結(jié)論：

1. 中—泰自貿(mào)區(qū)的建立使雙邊進(jìn)出口額顯著增加，既產(chǎn)生了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，也產(chǎn)生了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)的建立，標(biāo)志著關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的減少甚至取消，使兩國(guó)貿(mào)易條件更加優(yōu)越，從而產(chǎn)生了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，使得兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)福利效應(yīng)相應(yīng)增加，世界的福利效應(yīng)也有所增加。

2. 中泰自貿(mào)區(qū)建立后，兩國(guó)之間取消了農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅，盡管泰國(guó)不會(huì)增加對(duì)其他國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品出口關(guān)稅，仍會(huì)導(dǎo)致泰國(guó)對(duì)其他國(guó)家征收的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅相對(duì)于中國(guó)有所提高，因此中泰自由貿(mào)易區(qū)的建立也使得兩國(guó)間產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致兩國(guó)以外的國(guó)家的經(jīng)濟(jì)福利有所降低。

3.建立中泰自由貿(mào)易區(qū)有利于促進(jìn)雙邊對(duì)外貿(mào)易發(fā)展和兩國(guó)福利水平提升。首先，隨著貿(mào)易壁壘的逐步消除，進(jìn)入對(duì)方國(guó)家市場(chǎng)的成本下降，雙方可進(jìn)入的領(lǐng)域更為廣闊，有利于形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，提高社會(huì)福利水平；其次，自貿(mào)區(qū)成立后市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，使資源在中泰兩國(guó)間進(jìn)行更優(yōu)配置，最終提高社會(huì)福利水平；第三，建立中泰自由貿(mào)易區(qū)，將使兩國(guó)充分發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)兩國(guó)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)而提高社會(huì)福利水平]。

（

[參考文獻(xiàn)]

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Abstract：With the rapid development of regional economic integration ， establishing bilateral or multilateral free trade area has become one of the most dynamic form of regional economic integration. After the establishment of China-Thailand free trade area in 2003， the two countries have gained rapid development in agricultural trade.The paper quot Balassa model and gravitymodel to analyze the trade effects between China and Thailand under FTA. The results proved that there are both trade diversion effect and the trade creation effect. Establishing China-Thailand free trade area is conducive to the expansion of foreign trade on both sides，and can improve the welfare level of both the two countries and the world. At the same time， put forward the corresponding countermeasures and suggestions.

Keywords： China-Thailand free Trade Area；China-Thailand trade； trade effects

（責(zé)任編輯：馬琳）endprint