閆舒捷
(江南大學 商學院,江蘇 無錫 214000)
2022 年1 月1 日,區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定(RCEP)正式生效,首批生效的國家包括新加坡、泰國、越南、文萊、柬埔寨、老撾等東盟6 國和中國、澳大利亞、新西蘭、日本等非東盟4 國。RCEP 的生效實施,標志著全球人口最多、經(jīng)貿(mào)規(guī)模最大、最具發(fā)展?jié)摿Φ淖杂少Q(mào)易區(qū)正式落地。
受新冠疫情影響,加之近年來貿(mào)易保護主義、單邊主義等貿(mào)易干擾因素的增多,自由貿(mào)易外部環(huán)境充滿了不確定性。RCEP 的正式生效將促進成員國之間的貿(mào)易增長和貿(mào)易潛力釋放,提振各國區(qū)域經(jīng)濟一體化的信心和決心,為區(qū)域乃至全球貿(mào)易投資增長、經(jīng)濟復蘇和繁榮發(fā)展作出重要貢獻。
對于RCEP 談判過程中的內容和挑戰(zhàn),竺彩華等(2015)[1]對RCEP 的階段性進程、障礙和推動建議進行分析,提出了為RCEP 談判注入新的活力的四種解決之道;對于中國對RCEP 成員國貿(mào)易的實證研究,周曙東、鄭建(2018)[2]利用隨機前沿引力模型分析認為,中國與RCEP 伙伴國的貿(mào)易效率總體較低,貿(mào)易潛力較大;部分學者將RCEP 與TPP 作對比研究,陳淑梅、全毅(2013)[3]討論了TPP 和RCEP 兩條路徑對亞太經(jīng)濟一體化進程的影響;對于中國與RCEP 成員國的不同貿(mào)易產(chǎn)品實證研究,李薇、張寶英(2021)[4]利用擴展的貿(mào)易引力模型分析了中國對RCEP 成員國機電產(chǎn)品的出口影響因素和貿(mào)易潛力。
就已有文獻的研究方向上看,對于中國和RCEP 成員國的貿(mào)易情況,學者們在RCEP 背景下研究中國整體出口狀況的文獻居多,對于特定行業(yè)的研究相對較少,鑒于中國是世界上最大的紡織品服裝生產(chǎn)和出口國的貿(mào)易地位,本文利用擴展的貿(mào)易引力模型,探究中國對RCEP 成員國的紡織品出口影響因素和貿(mào)易潛力。
貿(mào)易互補性指數(shù)(TCI)是基于出口國比較優(yōu)勢和進口國比較劣勢兩方面因素,衡量i 國出口與j國進口匹配程度的貿(mào)易指數(shù)?;谥袊蚏CEP 各成員國的紡織品進出口數(shù)據(jù)和整體貿(mào)易情況,計算中國和各國的顯性比較優(yōu)勢指數(shù)(RCA),測算公式如下:
t時期內,Xt為中國紡織品的出口量,TXt為中國的出口總量,WXt為世界紡織品的出口量,TWXt為世界出口總值。
t時期內,Mjt為j 國紡織品的進口量,TXjt為j國的進口總量,WMt為世界紡織品的進口量,TWMt為世界進口總量。
本文采用Peter Drysdale(1967)[5]等人提出的貿(mào)易互補性指數(shù)的計算方法,以進出口國對某產(chǎn)品的顯性比較優(yōu)勢指數(shù)來衡量兩國貿(mào)易互補程度,公式如下:
以此得出中國和RCEP 各成員國的紡織品貿(mào)易互補指數(shù),如表1 所示:
根據(jù)本文研究目的和數(shù)據(jù)的易得性,基于貿(mào)易引力模型的對數(shù)線性形式,引入新的變量,得到拓展之后的貿(mào)易引力模型:
其中,i代表中國,j代表進口我國紡織品的RCEP 成員國,t代表時間,關于各變量的含義、預期符號以及理論說明參見表2。
由于本文研究的是中國對RCEP 成員國紡織品出口貿(mào)易狀況,屬于一對多的模式,且為了避免2020 年新冠疫情對世界進出口貿(mào)易的沖擊引起的數(shù)據(jù)波動,本文最終選取2010-2019 年10 年間中國對RCEP 成員國紡織品出口貿(mào)易額的面板數(shù)據(jù)進行分析。
其中,各國GDP(以現(xiàn)價美元計)、人口總數(shù)、貿(mào)易依存度數(shù)據(jù)均來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫,中國與各國首都的地理距離數(shù)據(jù)來自于法國GEO-CEPII 數(shù)據(jù)庫,中國對RCEP 各成員國的紡織品出口總額及各國的進出口額數(shù)據(jù)均來自UNCTAD 數(shù)據(jù)庫,貿(mào)易互補性指數(shù)由前文數(shù)據(jù)計算所得。
本文采用stata16.0 對擴展的貿(mào)易引力模型進行實證檢驗。首先,利用所收集的面板數(shù)據(jù),依次進行混合效應(OLS)、固定效應(FE)和隨機效應(RE)計量回歸,通過數(shù)據(jù)檢驗來決定具體采用何種效應進行回歸估計,結果見表3。
由表3 可知,在混合效應和固定效應中,F(xiàn)(13,120)=34.59 且Prob >F=0.000 顯著拒絕原假設,說明數(shù)據(jù)存在顯著的個體效應,表明固定效應模型優(yōu)于混合效應模型。在固定效應和隨機效應中,通過Hausman 檢驗結果P 值為0.8506 可知,應接受原假設,表明隨機效應模型優(yōu)于固定效應模型。因此,最終選擇隨機效應模型。[6]
表3 混合效應、固定效應和隨機效應回歸結果
由面板數(shù)據(jù)的隨機效應回歸結果進行分析,隨機效應調整后的R2(overall,王小魯,樊綱,2005)[7]為0.900,說明解釋變量對被解釋變量的解釋程度高達90%,表明所選取的解釋變量總體解釋程度較高,整體回歸效果較理想。各解釋變量具體分析如下:
經(jīng)濟規(guī)模。RCEP 成員國經(jīng)濟規(guī)模(GDPj)系數(shù)為0.965,且顯著性較高,表明RCEP 成員國即進口國的經(jīng)濟規(guī)模和購買能力是影響中國對其紡織品出口貿(mào)易的重要因素。中國經(jīng)濟規(guī)模(GDPi)系數(shù)為2.011,同樣在1%的顯著性水平下通過檢驗,表明在其他因素不變的情況下,中國的經(jīng)濟規(guī)模每增加1%,將帶動其向RCEP 成員國紡織品出口貿(mào)易增長2.011%,其影響程度遠超于RCEP 成員國經(jīng)濟規(guī)模的影響程度。
人口規(guī)模。RCEP 成員國人口規(guī)模(POPj)系數(shù)為0.166,雖然未通過顯著性檢驗,但仍表明其對中國的紡織品出口有正向影響。中國人口規(guī)模(POPi)系數(shù)為-25.234,在1%的顯著性水平下顯著,表明中國國內人口規(guī)模對紡織品對外出口有顯著的負向影響,紡織品為生活必需品,較大的內需規(guī)模在某種程度上會減少紡織品的對外供給。
地理距離?;貧w結果顯示,兩國地理距離(DIS)系數(shù)為-0.164,雖未通過顯著性檢驗,但其符號與預期一致,說明兩國之間的地理距離與中國對RCEP 成員國的紡織品出口呈負相關,較遠的地理距離將會增加雙方的貿(mào)易運輸成本,從而影響中國紡織品出口量。
貿(mào)易互補性。貿(mào)易互補性指數(shù)(TCI)的系數(shù)為1.252,顯著性較高,且在三種效應中在1%的顯著性水平下均通過檢驗,表明中國和RCEP 成員國的紡織品貿(mào)易互補性是影響中國紡織品出口的重要因素,中國與RCEP 成員國在紡織品交易上仍有較大的貿(mào)易增長空間。
貿(mào)易依存度。由表4 可知,貿(mào)易依存度(DFT)系數(shù)為0.803,且顯著性較高,說明進口國的貿(mào)易依存度對中國出口紡織品有重要影響。
自由貿(mào)易協(xié)定簽訂與共同邊界。是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定(FTA)沒有通過顯著性檢驗,原因可能是RCEP 中除日本外的13 個成員國均與中國簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定,且中國為日本的第一大進口國,致使自由貿(mào)易協(xié)定帶來的貿(mào)易便利化條件對中國和其他國家的紡織品貿(mào)易的影響程度不明顯。是否具有共同邊界(BOR)符號與預期符號相反,但不具有顯著性。
針對回歸分析中不顯著的四個變量,即POPj、DIS、FTA和BOR,參考盛斌(2004)[8]等人的研究,根據(jù)各變量的t 統(tǒng)計值采用“后向法”對解釋變量進行篩選,處理結果如表4 所示。本文擬采用表4 中擴展回歸方程(4)作為中國對RCEP 成員國紡織品出口貿(mào)易潛力測算的最終方程,此時所有變量均在1%的顯著性水平下通過檢驗。
表4 引力模型不同形式的回歸結果
根據(jù)表5 中擴展回歸方程(4)構建中國對RCEP成員國紡織品出口貿(mào)易潛力方程:
劉青峰、姜書竹(2002)[9]將貿(mào)易潛力劃分為三種類型,當實際值與理論值的比值大于等于1.2 時,屬于“潛力再造型”;當比值在0.8~1.2 時,屬于“潛力開拓型”;當比值小于0.8 時,屬于“潛力巨大型”。根據(jù)各國實際數(shù)據(jù)與引力方程模型計算結果,得到表5。
由表5 可知,老撾、印度尼西亞、新西蘭、澳大利亞和日本的貿(mào)易潛力平均值小于0.8,屬于潛力巨大型,表明它們和中國的紡織品貿(mào)易還有較大的貿(mào)易潛力可以開發(fā),應積極利用RCEP 生效的貿(mào)易便利環(huán)境,進一步加大中國與其紡織品貿(mào)易,提升貿(mào)易流量。韓國、文萊、柬埔寨、泰國和新加坡屬于潛力開拓型,說明中國對其紡織品出口貿(mào)易仍有一定的貿(mào)易潛力空間可供開拓。越南、緬甸、馬來西亞和菲律賓屬于潛力再造型,表明雙方紡織品貿(mào)易已經(jīng)接近飽和,應在維持雙方紡織品貿(mào)易的基礎上積極拓展新的貿(mào)易因素,其中菲律賓的貿(mào)易潛力指數(shù)平均值高于5,有貿(mào)易過度的傾向,迫切需要尋找新的貿(mào)易因素。
表5 2010-2019 年中國紡織品出口RCEP 各成員國的貿(mào)易潛力指數(shù)
在國內國際雙循環(huán)的經(jīng)濟背景下,中國應提高紡織品生產(chǎn)效率,在滿足國內紡織品市場的前提下繼續(xù)開拓紡織品外銷的國際市場,促進國內國際兩個市場協(xié)調發(fā)展。另外,中國需高質量促進經(jīng)濟增長,帶動紡織企業(yè)不斷提升紡織品出口競爭力,提高紡織品質量和附加值,并針對RCEP 成員國的需求不斷革新,進行差異化生產(chǎn),維持中國紡織品在國際市場的地位。
RCEP 成員國中部分國家對國際市場的依賴程度較高,雙方應充分利用大數(shù)據(jù)和先進通信技術,注重電商貿(mào)易平臺的搭建,擴展紡織品交易渠道,提高紡織品交易效率和跨境貿(mào)易出口成交率,促進中國紡織品出口貿(mào)易規(guī)模增長。
對于具有高貿(mào)易依存度、與中國紡織品出口貿(mào)易互補性較強的部分RCEP 國家,兩國之間的地理距離無疑提高了雙邊貿(mào)易的運輸成本和運輸效率,改善貨物運輸條件、打造互聯(lián)互通的現(xiàn)代化物流體系,能夠有效減少雙方運輸時間,提高雙方運輸效率和物流安全程度,從而提高中國紡織品對外出口流量。
各成員國應緊抓RCEP 帶來的機遇,加強雙邊貿(mào)易和經(jīng)濟合作。此外,中國應根據(jù)RCEP 成員國的貿(mào)易潛力類型科學規(guī)劃紡織品出口目標。對于貿(mào)易潛力較大的國家,應以擴大市場份額為目標,釋放其貿(mào)易潛力,促進雙方貿(mào)易長遠發(fā)展;對于貿(mào)易再造型國家,應探索新的貿(mào)易發(fā)展因素,維持雙方的貿(mào)易往來和合作關系。