王紅敏 阿布來提·依明

（新疆師范大學）

一、引言

自《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定》（RCEP）生效以來，其就對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)供鏈產(chǎn)生著積極作用。自貿(mào)協(xié)定的建立不僅降低了貿(mào)易投資壁壘，也提高了區(qū)域經(jīng)濟一體化水平，促進了更大區(qū)域市場的形成。RCEP正在加強中國與其他成員國的經(jīng)濟貿(mào)易合作，中國各行業(yè)貿(mào)易額的不斷增長說明中國產(chǎn)業(yè)正在享受自由貿(mào)易協(xié)定帶來的發(fā)展福利。盡管新冠肺炎疫情持續(xù)蔓延以及俄烏沖突不斷升級給經(jīng)濟全球化和世界開放體系帶來了更多的不確定性風險，我們?nèi)匀幌Ｍ?，隨著RCEP的發(fā)展紅利不斷釋放和集聚，能夠重新凝聚世界開放的大勢，從而將經(jīng)濟全球化拉回包容和普惠的發(fā)展軌道。

許多學者都研究了自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應。張曉濤，徐微茵，黃湘，鐘騰龍（2021）通過對中國—東盟自貿(mào)區(qū)的研究，發(fā)現(xiàn)在自貿(mào)區(qū)建立以來，貿(mào)易國在貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)結構等方面構筑了合作優(yōu)勢。同時中國—東盟的貿(mào)易協(xié)定內(nèi)容安排也對其他自貿(mào)區(qū)的建設也有一定的借鑒意義。項義軍，趙陽陽（2016）以可量化的經(jīng)濟因素為基礎，建立多元線性回歸模型，著重分析關稅對中俄兩國雙邊貿(mào)易量的影響。研究發(fā)現(xiàn)關稅的降低對于貿(mào)易額產(chǎn)生貿(mào)易促進效應。楊麗華，王浩波，李芳（2017）通過模型對貿(mào)易便利化水平進行檢驗，結果顯示貿(mào)易國的進口貿(mào)易便利化水平提高對中國的出口貿(mào)易產(chǎn)生積極影響。趙文濤，蘇振東（2018）用企業(yè)產(chǎn)品層面的數(shù)據(jù)，以傳統(tǒng)的貿(mào)易創(chuàng)造和替代效應為基礎構建結構變動模型，研究CEPA政策實施后粵港間貿(mào)易投資的變化。結果表明這一政策實施對雙方自產(chǎn)產(chǎn)品存在顯著的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應。江濤，覃瓊霞（2022）立足于中國-東盟自貿(mào)區(qū)升級協(xié)定的現(xiàn)實背景，梳理了升級協(xié)定影響域內(nèi)外貿(mào)易的內(nèi)在機理，并利用1999—2018年數(shù)據(jù)對模型進行了檢驗。結果表明在總量貿(mào)易層面上，升級協(xié)定會顯著促進中國的域內(nèi)出口，但不會促進域內(nèi)進口影響不顯著。在異質(zhì)性檢驗上，中國域內(nèi)出口效應對小型、低收入、經(jīng)濟開放度較高的國家以及SITC目錄下某幾類產(chǎn)品影響顯著。在中介效應檢驗上，貿(mào)易成本是影響中國域外出口的中介變量，中國域內(nèi)出口和收入水平則是影響中國域外進口的重要渠道。

二、貿(mào)易效應實證研究

（一）模型構建

本文主要研究在RCEP背景下中國與自貿(mào)區(qū)國的貿(mào)易效應，因為中國未與日本簽訂自貿(mào)協(xié)定，所以在此次研究中將日本作為觀測對照國，不作為自貿(mào)區(qū)國。因為研究自貿(mào)區(qū)的建立對中國貿(mào)易產(chǎn)生的影響，所以本文從進口和出口角度采取一對多的“單國模式”研究。本文對經(jīng)典的引力模型進行擴展，改變了模型的變量，其中增加了各國制造業(yè)增加值占GDP比重之和這個新變量。

（二）變量選取與描述（見表1）

表1 變量說明

EXPORT和IMPORT分別表示第t年中國對i國的出口額和進口額。

GDP和GDP分別表示第t年中國和i國的實際GDP，GDP的增加會帶來交易額的增多，故此變量在模型中的預期符號為正。在本文中采用進出口國 GDP的乘積，用GDPGDP表示。

MVAPGDP和MVAPGDP分別表示第t年中國和i國的制造業(yè)增加值占本國GDP比重，反映一國的制造業(yè)水平，制造業(yè)支撐了作為拉動中國經(jīng)濟增長“三駕馬車”中的出口，表現(xiàn)一國的制造出口能力，比值越高說明其制造能力水平越高，出口能力越強，其預期符號為正。在本文中用MPGMPG表示進出口國的乘積。

DIS表示兩國的距離。在此以中國與i國的首都距離為依據(jù)。表示運輸成本，理論上該變量在模型中的預期符號為負。

GDPPCD表示第t年中國和i國之間的人均GDP差額。根據(jù)林德的收入近似假說，兩國間的收入水平差距越小，說明其國民在需求上相近，那么兩國間的貿(mào)易往來越頻繁，貿(mào)易額越大。故此變量在模型中的預期符號為負。

FTD表示一國的外貿(mào)依存度。外貿(mào)依存度與兩國間的貿(mào)易呈正相關，故此變量在模型中的預期符號為正，數(shù)據(jù)根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司獲得的數(shù)據(jù)整理而得。

CA為虛擬變量，本文研究RCEP協(xié)定對中國的貿(mào)易效應。該變量劃分如下：

值取1時，i=RCEP成員國且與中國簽訂自貿(mào)協(xié)議的國家；否則取0。

若的系數(shù)為正，說明自貿(mào)協(xié)定的簽訂會帶來貿(mào)易效應，促進中國貿(mào)易增加，故此變量的預期符號為正。

本文研究的是RCEP協(xié)定里中國和已與之簽訂協(xié)定國的貿(mào)易效應，即貿(mào)易協(xié)定對中國貿(mào)易的影響，所以是一對多的“單國模式”引力模型，本文從進出口角度分別實證貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。擴展貿(mào)易引力模型如下：

出口引力模型：

進口引力模型：

其中i=1，...，22；t=2015，...，2020；隨機誤差項：和。

三、實證研究計量分析

本文選取的面板數(shù)據(jù)年限為2015-2020年，國家為中國和自貿(mào)區(qū)國家（韓國、澳大利亞、新西蘭和東盟十國)，以及9個非RCEP成員國且未與中國簽訂自貿(mào)協(xié)定的中國主要貿(mào)易國（美國、日本、德國、英國、法國、印度、加拿大、俄羅斯和巴西）。由于選取的國家覆蓋范圍廣且與中國貿(mào)易往來密切，因此所選數(shù)據(jù)具有代表性。

（一）貿(mào)易創(chuàng)造效應實證分析

貿(mào)易創(chuàng)造效應，是由于關稅同盟的建立，本國從自己生產(chǎn)產(chǎn)品，轉(zhuǎn)向購買成員國生產(chǎn)低成本與價格的產(chǎn)品。以此提高本國的生產(chǎn)效率，創(chuàng)造國家間新的貿(mào)易流量。

運用Stata14，分別就出口和進口進行計量分析，得到以下貿(mào)易引力模型。Stata運行結果如表2所示。

表2 中國與貿(mào)易國出口和進口貿(mào)易創(chuàng)造效應回歸結果

就出口引力模型而言，通過White檢驗發(fā)現(xiàn)模型存在異方差，對變量取對數(shù)后再次進行White檢驗仍存在異方差，在最終回歸時使用穩(wěn)健標準誤修正消除異方差。本文所選是短面板數(shù)據(jù)，故不考慮序列自相關性和平穩(wěn)性。通過F檢驗得到F=26，P=0.0000，故強烈拒絕原假設，F(xiàn)E模型明顯優(yōu)于混合回歸。通過Hausman檢驗得到P=0.4277，在任意置信水平下都接受假設，使用隨機效應模型。最后通過隨機效應FGLS進行回歸，并用穩(wěn)健標準誤差修正得到模型結果。在對數(shù)據(jù)進行整體分析后發(fā)現(xiàn)模型結果多處不顯著，考慮到所選數(shù)據(jù)中2020年的數(shù)據(jù)受疫情影響嚴重，所以接下來的回歸分析中將2020年數(shù)據(jù)去掉。再次對2015—2019年數(shù)據(jù)進行整體分析，發(fā)現(xiàn)變量ln不顯著，所以選擇去掉該變量后再進行回歸，得到表2的回歸結果：

各變量前的系數(shù)符合預期，兩國的GDP之積與中國出口呈正相關。由系數(shù)可以看出制造業(yè)增加值占GDP比重之和對中國出口也表現(xiàn)出促進作用。距離前的系數(shù)為負，但是P值不顯著，所以將其去掉，在這里有理由認為由于各國經(jīng)濟的發(fā)展和國家間貿(mào)易交往的增加，貿(mào)易的規(guī)模效應不斷顯現(xiàn)，同時國家間交通狀況不斷完善，交通的便利化使得距離不再是阻礙進出口貿(mào)易的主要因素。人均GDP之差與我國出口成反比例關系。經(jīng)濟開放度的系數(shù)為正，表明開放程度越高，兩國間的貿(mào)易壁壘越小，從而雙邊的貿(mào)易額越多。虛擬變量同樣對貿(mào)易效應產(chǎn)生促進作用通過，且的P值為0.109，近似于0.1可以認為通過顯著性檢驗，且由系數(shù)可以看出自貿(mào)區(qū)的建立產(chǎn)生了較大創(chuàng)造效應。

對進口引力模型而言，前期的檢驗同出口引力模型，最終選用RE模型，再用FGLS回歸，并用穩(wěn)健標準誤差修正。同上所述原因相同，本文對2015—2019年數(shù)據(jù)進行整體分析，發(fā)現(xiàn)變量ln和變量ln均不顯著，所以選擇去掉該變量后再進行回歸，得到表2回歸結果：

由上式可以看出各變量前的系數(shù)符合預期。具體來說，中國和貿(mào)易國的GDP會促進中國的進口，即兩國GDP乘積每變動一個單位，中國的進口額就會隨之同方向變動0.976個單位。雖然lnMPGMPG系數(shù)為正，但是其P值不顯著，所以本文去掉該變量，原因如下，經(jīng)過對各國的數(shù)據(jù)分析，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)增加值的提高很大一部分來自中國，所以中國的制造業(yè)大國地位決定了中國在出口貿(mào)易上比進口更容易產(chǎn)生創(chuàng)造效應。距離變量解釋同上文。人均GDP差額系數(shù)表明兩國間的收入差距不利于其貿(mào)易。CA每變動一個單位，中國的進口額就增加1.042個單位，同時P值通過顯著性檢驗，這表明中國的進口貿(mào)易創(chuàng)造效應較大，貿(mào)易協(xié)定對中國進口有積極影響。外貿(mào)依存度每提高1%，進口提高0.5%，表明外貿(mào)依存度對中國進口貿(mào)易效應影響顯著。

（二）貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應實證分析

關稅同盟會帶來貿(mào)易轉(zhuǎn)移，因其取消了同盟國的關稅，保留了非同盟國的關稅，從而使同盟國的低效率生產(chǎn)取代非同盟國的高效率生產(chǎn)。本文研究自貿(mào)協(xié)定對中國的影響，同上所述選取九個非RCEP成員國且未與中國簽訂貿(mào)易協(xié)定的國家，研究其與中國的貿(mào)易狀況。如果中國與貿(mào)易國的貿(mào)易額減少，說明自貿(mào)協(xié)定產(chǎn)生了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，否則沒有。

對進口引力模型而言，前期檢驗同上，通過Hausman檢驗選用RE模型。之后用FGLS回歸，并用穩(wěn)健標準誤差修正。同上所述原因相同本文對2015—2019年數(shù)據(jù)進行整體分析，發(fā)現(xiàn)變量ln不顯著，所以選擇去掉該變量后再進行回歸，得到表3回歸結果：

表3 中國與貿(mào)易國進口貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應的回歸結果

根據(jù)回歸結果各變量系數(shù)符合預期。兩國GDP之積系數(shù)為1.025，且通過了0.01的顯著性水平，說明貿(mào)易轉(zhuǎn)移受經(jīng)濟狀況的影響較大。制造業(yè)增加值占GDP比重之和對中國進口具有顯著的促進作用。距離變量解釋同上。經(jīng)濟開放度提高1%，中國進口隨之也將近提高1%，說明其對中國進口貿(mào)易影響顯著。調(diào)整后的R只有0.5596，沒有超過0.80，沒有通過檢驗，說明中國從非RCEP國的進口并沒有發(fā)生明顯變化，即中國與成員國自貿(mào)區(qū)的建立并沒有降低從生產(chǎn)效率水平高的非RCEP國家進口的比率。

由于選取發(fā)達經(jīng)濟體作為樣本國并沒有產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應，所以下面選取經(jīng)濟水平和產(chǎn)品結構等方面與RCEP協(xié)定國類似的國家再次實證，選取智利、孟加拉國和南非。孟加拉國經(jīng)濟發(fā)展水平落后，主要出口勞動力密集型產(chǎn)品；南非擁有豐富的自然資源，其主要出口礦產(chǎn)品及制品，其占據(jù)出口比例達到70%以上；智利也是資源密集型國家，主要出口礦成品及制品以及植物產(chǎn)品，這三個國家主要出口市場為亞洲和歐美發(fā)達國家。因此，選取這三個國家具有代表性和現(xiàn)實意義。與上文實證方法相同，最終確定使用隨機效應模型，同時對于不顯著的變量予以去除，得到以下回歸結果：

表4 中國與出口結構相似國的進口貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應回歸結果

由4表可以看出，變量均符合預期符號，同時大體通過了顯著檢驗。同時調(diào)整后的R為0.9687，擬合效果很好，表明RCEP協(xié)定在產(chǎn)品結構相似國家間產(chǎn)生了較大的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。

（三）采用隨機效應模型的原因

根據(jù)Hausman檢驗結果，接受假設，使用隨機效應模型。在實際中，Hausman檢驗往往是選擇FE模型。但是，Hausman檢驗是存在假設條件的。因此對于模型的選擇我們不僅要考慮檢驗結果，也要結合實際。

各個變量自身的特征能夠影響到中國進出口貿(mào)易額的可得性。由于各國發(fā)展狀況的差異，即使在同一年度下相同的自變量特征對進出口貿(mào)易額的影響程度也不同。

模型中的一些關鍵變量不隨時間而變化。例如，各國是否屬于RCEP成員國、是否已經(jīng)與中國簽訂自貿(mào)協(xié)定、各國與中國的地理距離。若采用固定效應模型，則不能夠檢驗到這些變量對中國進出口貿(mào)易額的影響，而本文認為這是影響進出口貿(mào)易額大小的關鍵變量。

本文所用的樣本，n=22，T=6，而且在去掉深受疫情影響的2020年后只有5個時間點。即樣本為短面板數(shù)據(jù)，所以用隨機效應模型來保留最大自由度。

四、結論與對策建議

（一）結論

從整體回歸結論來看，中國和自貿(mào)區(qū)國間會產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應，且從回歸結果來看，中國的進口和出口創(chuàng)造效應都很大。由于RCEP中發(fā)展中國家占大部分，在經(jīng)濟、產(chǎn)業(yè)以及商品結構等方面有很多相似之處。在貿(mào)易合作伙伴的選擇上也較為相似，都是向發(fā)達國家出口初級產(chǎn)品進口資本技術密集型產(chǎn)品。就商品結構而言，RCEP成員各自與自貿(mào)區(qū)之外的非成員發(fā)達國家的貿(mào)易合作難以被替代，所以RCEP自貿(mào)區(qū)的建立就目前來看不能產(chǎn)生顯著的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。然而，若選取產(chǎn)品結構與RCEP協(xié)定國類似的國家，則會產(chǎn)生顯著的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應。

（二）對策建議

1.加快產(chǎn)業(yè)升級，形成產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易

實證表明，中國和成員國會因出口產(chǎn)品結構的相似存在競爭，而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易在一定程度上會改變這種競爭，使之變?yōu)榛パa。產(chǎn)品的競爭優(yōu)勢由該國的產(chǎn)業(yè)結構決定，我國以加工貿(mào)易為主，由于加工貿(mào)易相比一般貿(mào)易具有的附加值較低，所以需要加快貿(mào)易轉(zhuǎn)型實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級?，F(xiàn)階段我國正在向資本和技術密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，但是轉(zhuǎn)型需要一定的時間。所以我國面臨著雙重競爭：自貿(mào)協(xié)定國初級加工品和發(fā)達國家資本技術型產(chǎn)品。實證表明，自貿(mào)區(qū)的建立有利于國家間貿(mào)易的發(fā)展，同時我國的資源要素與產(chǎn)業(yè)結構有別于自貿(mào)區(qū)成員國所擁有的，所以可以實施資源和產(chǎn)業(yè)互補對接以促進共同發(fā)展。

2.通過產(chǎn)品差異化提高產(chǎn)品競爭力

我國以加工貿(mào)易產(chǎn)品為主，出口的大部分產(chǎn)品由于附加值較低，故價格低廉，在國際市場上獲取的收益也較少。同時，由于同質(zhì)產(chǎn)品的激烈競爭和中國的人口紅利已經(jīng)逐漸消失，產(chǎn)品的價格優(yōu)勢也隨之消失，因此必須要轉(zhuǎn)變產(chǎn)業(yè)結構形式，轉(zhuǎn)變商品結構形式，打造差異化的產(chǎn)品來謀求新的利益增長點并應對國際市場激烈的競爭。產(chǎn)品的差異化體現(xiàn)在很多方面，如產(chǎn)品質(zhì)量、用途和無形的售后服務等，同時在市場營銷上也應制定合適的差異化戰(zhàn)略，通過潛移默化的方式將差異化印在消費者的意識里。

3.深化關稅合作，促進貿(mào)易發(fā)展

自貿(mào)區(qū)通過簽署協(xié)議，使其對內(nèi)降低關稅水平，從而提高雙邊貿(mào)易額。關稅是自貿(mào)協(xié)定簽訂的重要環(huán)節(jié)，由于關稅壁壘的減少或多或少利于國家間的貿(mào)易，所以本文未將關稅數(shù)據(jù)放入模型中。RCEP的降稅模式包括協(xié)定生效立即降為零、過渡期降為零、部分降稅以及例外產(chǎn)品四種，各國企業(yè)應充分利用RCEP的優(yōu)惠政策，尤其是關稅政策，實現(xiàn)雙邊貿(mào)易的最大化。