“一帶一路”與中國-東盟自貿區貿易研究

劉永超

摘 要：作為我國“一帶一路”倡議的南線，中國-東盟自貿區未來貿易的發展走向對我國“一帶一路”倡議的發展具有重要的影響意義。通過對以往中國-東盟自貿區的進出額、雙邊經濟規模、吸引外資以及影響雙邊貿易的宏觀環境穩定性進行統計分析并建立多元回歸方程，從而得出該地區參與“一帶一路”倡議的研究結論。

關鍵詞：“一帶一路”;中國-東盟自貿區;貿易研究

一、引言

隨著中國與東盟自貿區于2010年正式全面啟動，兩地區雙邊貿易占世界貿易的13%。東盟各國作為我國“一帶一路”倡議的參加者，將對我國“一帶一路”倡議起到重要的促進作用。在東盟融入我國“一帶一路”倡議的過程中，國內外學者對此進行了廣泛的關注。H.Yane（2013）、Robert Koopman（2014）、Bart Los and P.Timmer（2016）提出深入分析亞洲各國在生產價值鏈中的作用，是構建21世紀海上絲綢之路和區域共同市場的重要條件。國內學者從其他方面對此進行了多樣化分析。在產業結構角度，程廣斌，劉偉青（2017）認為利用我國制造業與東盟國家初級產品進行交流合作是最有利的;楊伊，李明月，肖玉花（2018）也認為我國與東盟應開展互補型貿易，而非競爭性貿易。在貿易便利化角度，兩地區要提高自貿區便利化水平，就必須緊抓“一帶一路”倡議機遇，完善并提高國際基礎設施建設便利化、海關通關便利化，以及引領構建跨境電子商務法律制度（孫蕓蕓，2018）。在宏觀角度，盧小蘭，賈豪燚（2018）運用貿易引力模型得出中國可通過發展本國經濟、積極參加區域貿易組織和調整經濟發展結構來提高雙邊貿易的結論。

二、中國-東盟自貿區發展現狀

1.進出口貿易額

中國-東盟自貿區貨物貿易總額從2000年的495.22億美元擴大到2017年的5148.17億美元。由于“早期收獲計劃”的實施，2004年-2008年期間貿易總額迅速增長。其后，受2008年金融危機影響，2009年貿易總額小幅下降。2010年，CAFTA的建立，雙邊貿易增速較快。2014年以后，受南海問題影響，雙邊貿易又出現小幅下降。整體來講，2000年-2017年間，中國-東盟自貿區進出口額上升趨勢明顯。

2.利用外資與直接投資

如下圖，藍色折線表示中國利用東盟外商直接投資額的趨勢，紅色折線表示中國對東盟直接投資額的趨勢。我國利用東盟外資經過2000年-2006年的平穩增長后，2006年開始快速增長。期間受2008年金融危機以及南海爭端等問題出現小幅下滑，總體仍呈上升趨勢。而我國對東盟直接投資從2009年開始了高速增長階段，并于2014年增速減緩。在總體上，我國對東盟直接投資額于2011年首次超過我國利用東盟外資，并在2014年繼續保持領先狀態。

? 三、中國-東盟自貿區貿易的實證研究

通過引入中國-東盟自貿區經濟規模、中國利用東盟外商直接投資、中國對東盟直接投資以及宏觀環境的確定性考察四個指標，并假設這四個指標對中國-東盟自貿區的貿易產生影響，我們來探究對中國與東盟自貿區貿易的影響效應大小。

1.模型的設定

根據上述分析，我們建立多元線性回歸方程：

? 其中，α為常數項，ε為殘差項，t為年份數;TRADEt表示第t年中國-東盟自貿區進出口總額，CHGDPt×ASGDPt表示第t年中國-東盟自貿區經濟規模，CDIt表示第t年中國對東盟直接投資額，ADIt表示第t年東盟對我國直接投資額，MECt表示第t年宏觀環境的穩定性指數。

2.變量與數據

通過（一）模型設定的內容，我們選取了CHGDPt×ASGDPt、CDIt、ADIt、MECt四個自變量，說明如下：

經濟規模。CHGDPt×ASGDPt分別代表中國-東盟自貿區的經濟規模。兩地區經濟規模越大，則兩地區消費需求越旺盛，越有利于擴大貿易往來。其預期符號為正。

投資水平。CDIt、ADIt分別代表中國、東盟自貿區的直接投資水平，投資水平越高，表明兩地區經貿合作化程度高，越有利于擴大貿易往來。其預期符號為正。

宏觀環境穩定性指數。MECt代表宏觀環境穩定性程度，宏觀環境穩定性指數數值越高，兩地區經貿往來越頻繁;宏觀環境穩定性指數數值越低，兩地區面臨的風險加大，經貿往來熱度降低。其預期符號為正。

上述變量中，宏觀環境穩定性指數需要采用加權法對2000年-2017年的跨境貿易得分、中國-東盟自貿區內部合作事件兩項評價條件均按照0.5進行加權得到。以上指標數據來源于中國國家統計局季度數據、中華人民共和國海關總署官網、中國-東盟自貿區商務門戶網站以及世界銀行統計數據。

3.單位根檢驗

首先運用ADF單位根檢驗的檢測方法，對LnTRADEt、Ln（CHGDPt×ASGDPt）、Ln（ADIt）和Ln（MECt）五個指標和分別進行平穩性檢驗，取最大滯后階數取3。因為六個指標的原序列以及一階差分的檢驗結論為不平穩，所以要對該六個指標的二階差分再進行單位根檢驗。經過檢驗，六個指標的二階差分均通過平穩性檢測。

4.模型建立

5.模型檢驗

（1）經濟意義檢驗

根據回歸結果，參數β1=0.22，說明在其他變量不變的條件下，中國-東盟自貿區經濟規模每上升1%，就會使中國-東盟自貿區進出口額增長0.22%，表明兩地區經濟規模與中國-東盟自貿區貿易存在正相關關系，符號與預期一致;參數β2=0.19，符號與預期一致，說明我國直接投資每增加1%，就會使中國-東盟自貿區進出口額增長0.19%，;參數β4=0.23，符號與預期一致，說明東盟對我國直接投資每增加1%，就會使中國-東盟自貿區進出口額增長0.23%，;參數β5=1.29，說明宏觀環境穩定性指數增加1%，就會使中國-東盟自貿區進出口額增長1.29%，表明宏觀環境穩定性對地區貿易具有重要正向作用，符號與預期一致。

（2）統計推斷檢驗

①擬合優度檢驗

在上述模型中，決定系數R2=0.9898，調整的決定系數R2=0.9866，說明模型對樣本的擬合效果較好，解釋變量能對被解釋變量98%的離差作出解釋。

②方程的顯著性檢驗——F檢驗

給定顯著性水平α=0.05，針對原假設H0=β1=β2=β3=β4=0，備擇假設H1：β1、β2、β3、β4、不全為0，進行檢驗。知F統計值為F=314.9326，查F分布表可知F0.05（4，12）=3.26，由于F>F0.05（4，12），所以拒絕原假設H0，選擇備擇假設H1，認為在5%的顯著水平下，回歸方程是顯著的。

③變量的顯著性檢驗——t檢驗

給定5%的顯著性水平下，查分布的臨界值表可得t0.025（12）=2.179，發現所有變量的回歸系數的t統計量大于臨界值，則認為變量系數顯著。

四、結論

根據最終模型可知，中國-東盟自貿區進出口額與兩地區經濟規模、我國對東盟直接投資、我國利用東盟外商直接投資，以及宏觀環境穩定性有關。兩地區經濟規模每上升1%，中國-東盟自貿區進出口額增加0.22%，表示經濟規模在中國與東盟貨物貿易中起到不容忽視的重要作用，當兩地區的經濟規模越大，則雙方可以進出口貨物的領域會拓寬，對彼此的需求能力相對較強，進出口的活動也就更加頻繁;我國對東盟直接投資上升1%，兩地區進出口額增加0.19%;我國利用東盟外商直接投資上升1%，中國-東盟自貿區進出口額增加0.23%，表示我國積極利用東盟外商直接投資將對中國-東盟自貿區貿易產生重要影響，外資進入我國市場使得我國資本結構更優化，從而使得生產進一步優化;宏觀環境穩定性指數上升1%，中國-東盟自貿區進出口額增加1.29%，表示我國與東盟十國的合作基礎離不開宏觀環境的穩定性，穩定性越強，我國與東盟之間的貿易合作也越頻繁。

參考文獻：

[1]Koopman，R.，and Z.Wang.2014.Tracing value-added and double counting in gross exports.Social Science Electronic Publishing 104（2）：459-494.

[2]Los，B，M.P.Timmer，and G.J.De Vries.2016.Tracing value-added and double counting in gross exports： Comment.American Economic Review 106（7）：76-88.

[3]Yane，H.2013.Prospects for trade in intermediates and trade in services：What does the gravity model ofbilateral trade tell us.Working Paper.

[4]程廣斌，劉偉青.“一帶一路”倡議下的中國-東盟產業競爭力實證研究[J].價格月刊，2017（12）：62-68.

[5]孫蕓蕓.中國-東盟自由貿易區貿易便利化發展研究——以“一帶一路”倡議為背景[J].中國石油大學學報（社會科學版），2018，34（03）：15-23.

[6]盧小蘭，賈豪燚.“一帶一路”背景下中國與東盟雙邊貨物貿易的影響因素研究——基于擴展的貿易引力模型[J].江漢大學學報（社會科學版），2018，35（03）：78-86+126-127.

[7]楊伊，李明月，肖玉花.“一帶一路”戰略下江西與東盟貿易互補性和競爭性研究[J].江西社會科學，2018，38（02）：40-49.