安夢依

【摘要】中國與新加坡對彼此來說都是非常重要的貿(mào)易伙伴，兩國自由貿(mào)易區(qū)的建立對于兩國的經(jīng)貿(mào)往來產(chǎn)生了深遠(yuǎn)的影響。本文從擴(kuò)展的引力模型出發(fā)，運用2000—2015年的數(shù)據(jù)，探究兩國自由貿(mào)易區(qū)帶來的貿(mào)易效應(yīng)，包括貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，并對比貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對東盟國家和對中國其他貿(mào)易伙伴的影響差異。研究發(fā)現(xiàn)：中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立既帶來貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，又帶來貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，且貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對于東盟外貿(mào)易伙伴的影響比對東盟成員國的影響更顯著。

【關(guān)鍵詞】自由貿(mào)易區(qū) 貿(mào)易效應(yīng) 引力模型

一、引言

2002年11月，我國與東盟簽署《中國——東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》，自此中國與東盟正式開啟自貿(mào)區(qū)建設(shè)的進(jìn)程。2004年起“早期收獲計劃”開始順利實施，有效促進(jìn)了區(qū)域內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易。而對于作為東盟成員國之一的新加坡來說，無論在經(jīng)濟(jì)總量還是金融發(fā)展或是社會建設(shè)方面，新加坡在東盟十國中都處于領(lǐng)先的地位，且經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。因此，中國與新加坡的貿(mào)易往來也必將越發(fā)緊密。

2008年10月，中國與新加坡簽訂自貿(mào)區(qū)協(xié)議，新加坡成為東盟成員國中第一個單獨與中國建立雙邊自由貿(mào)易區(qū)的國家。經(jīng)過雙方的努力，2000——2015 年中國與新加坡之間進(jìn)出口貿(mào)易總額呈遞增趨勢，雙邊貿(mào)易額從2000年的331.5億美元增加到2015年的795億美元。此外，比較進(jìn)口和出口的數(shù)據(jù)可知，雖然中國對新加坡進(jìn)口總額和出口總額整體上增長，但出口總額的增幅顯著高于進(jìn)口總額，表明中國對新加坡進(jìn)出口貿(mào)易順差進(jìn)一步擴(kuò)大的現(xiàn)象。

在進(jìn)出口結(jié)構(gòu)方面，莫瑤（2016）指出雙邊貿(mào)易以工業(yè)制成品為主，初級產(chǎn)成品比重較低。中國從新加坡進(jìn)口的貨物中，初級產(chǎn)品的進(jìn)口額出現(xiàn)負(fù)增長現(xiàn)象，而工業(yè)制成品的進(jìn)口額大體保持著正增長趨勢，工業(yè)制成品總額不斷擴(kuò)大。從中國對新加坡出口貨物結(jié)構(gòu)來看，中國對新加坡出口的初級產(chǎn)品總額和工業(yè)制成品總額均呈增長趨勢，且工業(yè)制成品的出口額遠(yuǎn)高于對初級產(chǎn)品的出口額。

中新自由貿(mào)易協(xié)定在中國——東盟自貿(mào)區(qū)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加快了雙邊減稅的進(jìn)程，加強(qiáng)了兩國在貨物、服務(wù)貿(mào)易等領(lǐng)域的經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系。中新兩國雙邊自由貿(mào)易區(qū)的建立預(yù)示著中國與新加坡的經(jīng)濟(jì)合作展開了新的局面。在中國與新加坡雙邊貿(mào)易規(guī)模迅猛增長的態(tài)勢下，中國和新加坡之間的貿(mào)易合作關(guān)系也發(fā)生顯著變化。分析中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對兩國貿(mào)易產(chǎn)生的影響，并探討成功的經(jīng)驗，有利于為正在進(jìn)行中的自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)提供借鑒，為如何更好地運用自由貿(mào)易區(qū)的優(yōu)勢發(fā)展貿(mào)易提供建議，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

通過閱讀文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們對中國——東盟自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究內(nèi)容較為豐富，而針對運用引力模型來分析中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究則不夠全面。本文運用擴(kuò)展的引力模型，分析中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)建立的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)以及對比其貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對我國從東盟國家和從其他貿(mào)易伙伴的進(jìn)口產(chǎn)生的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)國內(nèi)已有一些研究成果。項義軍，厲佳佳（2014）指出中國——新加坡自貿(mào)區(qū)的建立，促使兩國之間的貿(mào)易規(guī)模不斷擴(kuò)大，兩國根據(jù)自身優(yōu)勢重新分配生產(chǎn)要素，優(yōu)化資源配置。而隨著兩國貿(mào)易合作深化，貿(mào)易額也將會再達(dá)到高峰。此外，從長遠(yuǎn)的角度來看中新貿(mào)易的合作，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)會占據(jù)主導(dǎo)地位。于翱翔（2015）指出，中國與新加坡雙邊貿(mào)易額的增長會對中國國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生積極影響，它們之間的均衡關(guān)系是長期且穩(wěn)定的。中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)成立后所帶來的兩國雙邊貿(mào)易的快速增長，將會刺激中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高。

關(guān)于基于引力模型的中國——新加坡自貿(mào)區(qū)貿(mào)易效應(yīng)的研究：林琳，李懷琪（2015）從貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)兩方面對中國——新加坡自貿(mào)區(qū)建立后的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗。包含的變量有各國GDP、距離變量、兩個貿(mào)易區(qū)的時間虛擬變量，運用混合效應(yīng)的引力模型，得出中國——新加坡自貿(mào)區(qū)的成立對非成員國的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)相對較小，中國——新加坡自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)以貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)為主的結(jié)論。俞雷（2013）考察了2008年至2011年的數(shù)據(jù)，比較了中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對中國向新加坡的出口額和中國從新加坡的進(jìn)口額的影響。選取其他九個主要貿(mào)易伙伴進(jìn)行對比分析，得出中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立促進(jìn)了中國同新加坡的進(jìn)出口貿(mào)易，即存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而對中國出口新加坡的促進(jìn)作用在減弱。因此，新加坡是建立自由貿(mào)易區(qū)的受益者。成利沙（2012）除傳統(tǒng)變量以外，還加入了利率、開放度水平、匯率、金融危機(jī)等變量，運用1995年第一季度至2011年第四季度的數(shù)據(jù)，得出中國與東盟自由貿(mào)易區(qū)以及中國與新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立促進(jìn)了中新兩國的雙邊貿(mào)易，兩個自由貿(mào)易區(qū)所產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)大于貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的結(jié)論。

通過閱讀文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)已有研究的不足：1.數(shù)據(jù)大多用的2012年及以前的數(shù)據(jù)，需要數(shù)據(jù)更新；2. 沒有進(jìn)行貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)在不同區(qū)域的差別比較。本文在已有優(yōu)秀研究的基礎(chǔ)上，一方面更新了數(shù)據(jù)，另一方面對比了中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)對于東盟成員國與對其他主要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，彌補(bǔ)了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對比的分析，希望能為更好地發(fā)展自貿(mào)區(qū)提供政策建議。

三、理論模型

貿(mào)易引力模型是度量貿(mào)易流量和估算貿(mào)易潛力的重要方法，是國際貿(mào)易理論的重要組成部分。已經(jīng)有許多研究運用引力模型來研究自由貿(mào)易區(qū)產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。貿(mào)易引力模型的理念最初來源于物理學(xué)領(lǐng)域著名的理論萬有引力定律，它是指任意兩物體之間的相互引力與質(zhì)量成正比，與距離正反比。最早將引力模型運用到國際貿(mào)易領(lǐng)域的是Tinbergen和Poyhonen。陳雯（2002）指出在1962年的一次演講中，Tinbergen第一次提出要運用引力模型來研究雙邊貿(mào)易流量。而Poyhonen從1963年開始在德國用引力模型來解釋國家間貿(mào)易流量的問題，他們的研究有一個共同點，那就是研究的核心都是考察經(jīng)濟(jì)規(guī)模和距離對世界貿(mào)易流向與貿(mào)易流量的影響。他們指出，兩國雙邊貿(mào)易量的規(guī)模與兩國的經(jīng)濟(jì)總量成正比，與兩國之間的距離成反比。引力模型的基本形式如下：

Xij=GSi MjΦij

其中，Xij表示 i國到j(luò)國的出口價值，Mj表示j 國所有的特定因素，表征進(jìn)口國的總需求，Si表示i國所有的特定因素，表征出口國總供給愿望。G表示與i和j無關(guān)的變量，例如世界自由化程度，Φij表示出口國i進(jìn)入j國市場的難易程度，通常用兩國首都或經(jīng)濟(jì)中心之間的距離或語言等變量來表示。

在研究中，通常將基本形式轉(zhuǎn)化為對數(shù)線性形式，如：

lnXij=α0+α1lnYi+α2lnYj+α3lnDij+α4Pij+εij

其中，Xij： i國對j國的出口值，Yk（k=ij）：k國的國民生產(chǎn)總值，Dij：i國與j國間的距離，Pij：區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成的虛擬變量，εij：模型誤差。

在引力模型后續(xù)的發(fā)展中，這一模型被學(xué)者們添加了更多的解釋變量，如人均收入、匯率、是否擁有共同語言或文化等等。

本文用中國向貿(mào)易伙伴的出口額與進(jìn)口額作為被解釋變量，中國與貿(mào)易伙伴的GDP、距離、人口乘積、中國——東盟自貿(mào)區(qū)時間虛擬變量、中國——新加坡自貿(mào)區(qū)時間虛擬變量作為解釋變量。根據(jù)經(jīng)驗和經(jīng)濟(jì)原理，中國的GDP規(guī)模對于中國的進(jìn)口額有正向影響，貿(mào)易伙伴的GDP規(guī)模對中國的出口額有正向影響，兩國之間的距離對進(jìn)出口額有負(fù)影響。人口乘積對于進(jìn)口貿(mào)易額有兩方面的作用，一方面人口數(shù)量越大，總需求越大。兩一方面，人口越多，人均收入越少，人均需求越小，因此人口乘積對進(jìn)口貿(mào)易額的作用方向不確定。而對于出口貿(mào)易額，匡增杰（2015）認(rèn)為人口變量對出口貿(mào)易具有兩方面的作用：一方面，隨著人口增加，國內(nèi)分工深化，產(chǎn)品總量增加，這將會增加國內(nèi)產(chǎn)品的出口。另一方面，人口增加會導(dǎo)致國內(nèi)產(chǎn)品需求增加，減少國內(nèi)產(chǎn)品出口。中國——東盟自貿(mào)區(qū)、中國——新加坡自貿(mào)區(qū)建立的時間虛擬變量對于中國的貿(mào)易額預(yù)計有正的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和對其他國家負(fù)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

四、經(jīng)驗分析

（一）模型設(shè)定與檢驗

1、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)

貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)是將貿(mào)易從低效率生產(chǎn)的本國生產(chǎn)者轉(zhuǎn)移至高效率生產(chǎn)的區(qū)域性貿(mào)易協(xié)定成員國。本文考察中國——新加坡自貿(mào)區(qū)的建立對中國與新加坡之間的貿(mào)易額的影響，分別從出口與進(jìn)口兩個方面來考察。描述經(jīng)濟(jì)總量的變量一般有GDP、人均GDP等，考慮到如果加入過多變量可能導(dǎo)致多重共線性，所以本文只包括了中國與新加坡的GDP來描述各自的總需求和總供給。由于只有一個國家，所以不包含距離變量。模型構(gòu)建如下：

線性化的進(jìn)口貿(mào)易引力模型：

lnEXt=α0 +α1lnCGDPt+ α2lnSGDPt +α3P1t + α4P2t+α5lcpop_lspopt +εt（1）

t=2000，2001…..2015 α0，……α4 為系數(shù)，εt 為隨機(jī)誤差項。

線性化的出口貿(mào)易引力模型：

lnIMt=β0+β1lnCGDPt +β2lnSGDPt + β3P1t + β4P2t +β5lncpop_popt+μt（2）

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數(shù)，μt 為隨機(jī)誤差項。

其中EX、IM分別為中國從新加坡的出口和進(jìn)口額，CGDP表示中國以現(xiàn)價美元計算的GDP總量，SGDP表示新加坡以現(xiàn)價美元計算的GDP總量。P2是虛擬變量，由于新加坡為東盟成員國，所以用P2表示中國——東盟“早期收獲計劃”在2004年的開始，2004年以前P2為0，2004年以后為1。P1也是虛擬變量，表示中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立，2008年10月該自由貿(mào)易區(qū)建立，所以P1在2009年以前是0，在2009以后是1。

（1）平穩(wěn)性檢驗

（2）多重共線性檢驗

Variable | VIF 1/VIF

----------+----------------------

ddlCGDP | 2.32 0.431207

ddlGDP | 1.92 0.520615

ddlcpop_pop | 1.44 0.695301

P1 | 1.30 0.768397

----------+----------------------

Mean VIF | 1.74

VIF檢驗表示不存在多重共線性。

（3）序列相關(guān)檢驗

經(jīng)過序列相關(guān)檢驗，當(dāng)被解釋變量是ddlEX時，拒絕原假設(shè)，存在序列相關(guān)，需要修正序列相關(guān)；當(dāng)解釋變量為dlIM時，不能拒絕原假設(shè)，不需修正序列相關(guān)。

2、對于東盟國家的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)和對于其他重要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

貿(mào)易轉(zhuǎn)移是指在形成自由貿(mào)易區(qū)后，一國減少從生產(chǎn)成本較低的非成員國的進(jìn)口，轉(zhuǎn)而向生產(chǎn)成本比較高的成員國進(jìn)口。本文研究的是中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，所以考察的是中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)建立對中國從非成員國進(jìn)口的影響，不涉及中國對非成員國出口的影響。根據(jù)此思路，在引力模型中，可以用虛擬變量P1來度量自由貿(mào)易區(qū)的建立對從非成員國進(jìn)口所產(chǎn)生的影響，即貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。為了對比中國——新加坡自貿(mào)區(qū)的建立對于東盟成員的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)與對其他主要的貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)是否存在差異，本文選取除新加坡以外的9個東盟成員：馬來西亞、印度尼西亞、柬埔寨、老撾、泰國、越南、緬甸、菲律賓、文萊，以及日本、韓國、德國、美國、俄羅斯、巴西、加拿大、英國、澳大利亞、印度這十個中國較大的貿(mào)易伙伴國作為對比分析。

模型為：

lnIMit = β0 +β1lnCGDPt+β2lnGDPit+β3lncpop_popit +β5P1t+β6lndisi+εit（3）

t=2000，2001…..2015 β0，……β4 為系數(shù)，μt 為隨機(jī)誤差項。

在分析中，本文采用2000-2015年的面板數(shù)據(jù)，面板數(shù)據(jù)的優(yōu)勢在于涵蓋更多的橫截面數(shù)據(jù)和時間序列數(shù)據(jù)，規(guī)避單一數(shù)據(jù)類型的時間和個體差異，增加模型擬合的效果和準(zhǔn)確性。

（1）平穩(wěn)性ADF檢驗

（2）隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)檢驗

蔣冠（2015）指出面板數(shù)據(jù)模型的回歸方法通?？梢苑譃榛旌闲?yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)三類。混合方法是指不加區(qū)分地對任何個體和截面采用混合最小二乘法估計參數(shù)。固定效應(yīng)方法適用于系數(shù)效應(yīng)方向一致、大小相似的情況，細(xì)分為個體固定、時點固定和個體時點雙固定效應(yīng)模型。隨機(jī)效應(yīng)方法是指將原來固定的系數(shù)作為隨機(jī)變量進(jìn)行回歸。通過檢驗，本文模型中的隨機(jī)效應(yīng)顯著，且通過Hausman檢驗，無法拒絕原假設(shè)，故選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。

（二）數(shù)據(jù)描述

引力模型變量說明、數(shù)據(jù)來源及系數(shù)預(yù)期

描述統(tǒng)計量

（三）經(jīng)驗結(jié)果分析

1、貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)

這里采用2000—2015年中新雙邊貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運用Stata12計量軟件檢驗中國——新加坡自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。得到如下結(jié)果：

在進(jìn)口模型中，R2為0.67，表明擬合優(yōu)度較好。虛擬變量P2前的系數(shù)為正，表明“早期收獲計劃”對中國從新加坡的進(jìn)口有促進(jìn)作用，與預(yù)期一致，但顯著性并不高。而虛擬變量P1前的系數(shù)為負(fù)，且不顯著，但這并不能說明中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對中國從新加坡的進(jìn)口有負(fù)的影響，因為林琳，李懷琪（2015）認(rèn)為 2008年正值全球性金融危機(jī)爆發(fā)，而新加坡作為主要的貿(mào)易型國家，受金融危機(jī)的影響比較大，弱化了對于進(jìn)口的促進(jìn)作用。此外，中國的ddlGDP在7.5%的顯著性水平下顯著，說明中國從新加坡的進(jìn)口與中國的GDP規(guī)模即總需求有著較大關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)理論相一致。由于人口的增長對進(jìn)口的影響有兩方面的影響，一是人口增長帶來總需求的增長，進(jìn)口需求會增加，二是人口的增長導(dǎo)致人均收入的下降，人均需求下降。在本文的進(jìn)口模型中，人口乘積前的系數(shù)為負(fù)，且在5%的顯著性水平上顯著，與我們預(yù)期相反。

在出口模型中，R2為0.7，擬合效果較好。虛擬變量P1前的系數(shù)為正，且在5%的顯著性水平下顯著，說明中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立具有出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。此外，新加坡的ddlSGDP在1%的顯著性水平下顯著，說明中國向新加坡的出口額與新加坡的GDP規(guī)模有著密切關(guān)系，與經(jīng)濟(jì)理論相符。

將虛擬變量P1與P2前的系數(shù)相比，發(fā)現(xiàn)中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)相比中國——東盟自由貿(mào)易區(qū)較大。由于中國——新加坡與中國——東盟相比，所涉及的貿(mào)易范圍更廣，關(guān)稅減讓力度更大，因此中新兩國的經(jīng)貿(mào)合作進(jìn)一步得到了加深。但二者的系數(shù)的都較小，說明貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)并沒有完全發(fā)揮。

2、貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

本文運用 Stata12分析軟件分別對中國與9個東盟國家、10個其他主要貿(mào)易伙伴 2000～2015年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗，對比中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立分別對東盟其他國家和東盟以外的中國10個重要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)?；貧w得到的兩組結(jié)果為：

隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果顯示，在東盟國家的模型中，P1前的系數(shù)為正，但不顯著，而在其他貿(mào)易伙伴的模型中，系數(shù)為負(fù)，且在10%的顯著性水平下顯著，說明中國——新加坡自由貿(mào)易區(qū)的建立對東盟以外的重要貿(mào)易伙伴的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)比對東盟成員（下轉(zhuǎn)107頁）