俄白哈關稅同盟貿易效應及對中國新疆商品出口貿易的影響

李豫新　王雪梅

摘要：關稅同盟的貿易效應對區域外貿易國家和地區的出口貿易具有重要影響。文章應用巴拉薩模型分析了俄白哈關稅同盟的貿易效應，結合貿易效應著重探索了俄白哈關稅同盟對中國新疆商品出口貿易的影響。結果表明：俄白哈關稅同盟的貿易轉移效應明顯，貿易創造效應初步顯現；中國新疆與俄白哈三國的出口貿易緊密度減弱；中國新疆對俄白哈三國的出口貿易增速下降，出口商品貿易結構中的工業制成品占比逐漸下降；俄白哈關稅同盟的貿易轉移效應對中國新疆商品的出口貿易帶來較大沖擊。

關鍵詞： 俄白哈關稅同盟；貿易效應；中國新疆；出口貿易影響

中圖分類號：F742文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2015）02-0100-05

一、引言

關稅同盟是區域經濟一體化的組織形式之一，它對區域內成員國取消關稅和貿易壁壘，但對區域外成員國則實行統一關稅和對外貿易政策。1950年維納（Viner，1950）首次提出了貿易創造和貿易轉移兩種貿易效應，以此來衡量關稅同盟建立后帶來的實際影響[1]。1958年成立的歐洲經濟共同體的關稅同盟，區域內成員國貿易發展的壯大突顯出貿易創造效應，積極推進了歐洲經濟一體化的進程。近年形成的關稅同盟組織——俄白哈關稅同盟，由俄白哈三國組成的關稅同盟組織，自2010年1月1日起，俄白哈三國開始對外實行統一進口稅率（部分商品有過渡期），至此，標志著俄白哈關稅同盟成立并開始運作。哈薩克斯坦、俄羅斯一直以來都是中國新疆的主要貿易伙伴，截至2012年，中國新疆對哈薩克斯坦的出口額為71.39億美元，占中國對哈薩克斯坦出口總額的64.89%。隨著俄白哈關稅同盟的形成所產生的貿易效應，勢必會對中國新疆商品的出口貿易造成一定的影響。因此，研究俄白哈關稅同盟貿易效應及對中國新疆商品出口貿易的影響，不僅對中國新疆商品出口貿易的發展有著十分重要的意義，而且對中國與俄白哈的外貿發展意義重大。

貿易效應最早是由美國經濟學家維納提出的，他認為通過比較貿易創造效應與貿易轉移效應可反映出建立關稅同盟得益與否[1]。在維納研究的基礎上，關稅同盟的貿易效應對非成員國的影響是各國學者關注的焦點所在。Paul R.Krugman（2000）認為區域經濟一體化國家之間的貿易合作程度越高，貿易創造效應越明顯，則越有可能危害非關稅同盟成員國的利益[2]。宋巖（2007）通過建立非成員國福利效用函數分析得出：關稅同盟成立前各個國家的多邊合作關稅水平越高，關稅同盟帶來的貿易轉移越有可能損害非成員國的利益[3]。此外，關稅同盟的貿易效應同樣會對成員國之間的貿易產生影響。Jong-Wha Lee & Kwanho Shin（2006）認為東亞區域貿易協定促進了成員國之間的貿易增加，給成員國帶來貿易創造效應[4]。趙琛、鐘昌元（2012）則運用貿易強度指數并建立巴拉薩模型研究表明，《海峽兩岸經濟合作框架協議》（ECFA）簽署后產生的貿易創造效應不顯著，臺灣與大陸的貿易規模較小[5]。俄白哈關稅同盟成立后，王維然、朱敏、吳唯君（2011）分別從靜態效應和動態效應兩方面分析出俄白哈三國在農產品領域體現出貿易創造效應，并根據關稅水平的提升發揮規模經濟效應和刺激投資效應[6]。

綜上研究可知，關稅同盟的貿易效應對成員國和非成員國均有不同程度的影響。俄白哈關稅同盟成立后，國內外學者們對其貿易效應的研究也逐步開展，但由于此同盟建立時間較晚，因此相關研究仍以思路分析和定性描述為主，定量研究方法相對缺乏。此外，俄白哈關稅同盟成立后產生的貿易效應對中國新疆商品出口貿易的影響也缺乏足夠的關注。基于此，本文在借助巴拉薩模型分析俄白哈關稅同盟貿易效應的基礎上，探索俄白哈關稅同盟建立對中國新疆商品出口貿易強度、貿易規模及增速、貿易結構等方面帶來的影響。

二、俄白哈關稅同盟的貿易效應分析

（一）模型選擇巴拉薩模型

巴拉薩模型一般通過區域經濟一體化形成前后的進口需求收入彈性的變化來反映區域經濟一體化帶來的貿易效應。其基本假設是，區域經濟一體化形成前的進口需求收入彈性是保持不變的，根據區域經濟一體化形成后進口需求收入彈性的變化來判斷貿易效應。若區域經濟一體化形成后進口需求收入彈性變大，表明存在貿易創造；若區域經濟一體化形成后進口需求收入彈性變小，則表示貿易轉移。巴拉薩模型的基本方程為：

M-r國為r國的進口值，Y-r為r國的國內生產總值，A為常數，b為進口需求收入彈性，V為模型誤差，將方程兩邊同時取對數得：為更好地檢驗俄白哈關稅同盟成立后對三國產生的貿易效應，并且區別俄白哈關稅同盟成立前后不同的時間，在模型中引入虛擬變量D。俄白哈關稅同盟成立前，D取0；成立后，D取1。則模型變為：ln Mr=a+（b1+b2D）ln Yr+u，再將其轉變為以下三個方程：

總進口方程：

其中，MT-r、MI-r、MO-r分別是r國（或地區）的商品貿易總進口值、區域內貿易進口值和區域外貿易進口值；Y-r為該國（或地區）國內生產總值GDP。b-T1、b-I1、b-O1分別為俄白哈關稅同盟成立前的總進口需求收入彈性、區內進口需求收入彈性、區外進口需求收入彈性，則b-T1+b-T2、b-I1+b-I2、b-O1+b-O2分別表示俄白哈關稅同盟成立后的總進口需求收入彈性、區內進口需求收入彈性、區外進口需求收入彈性。

（二）數據來源

選擇2005～2012年的數據為研究樣本，以2010年作為俄白哈關稅同盟成立的分界點。2005～2009年，D=0；2010～2012年，D=1。俄白哈三國的總進口值、區內進口值和區外進口值由WTO數據庫、UN COMTRADE數據庫和哈薩克斯坦統計署整理計算而得，三國的國內生產總值來源于世界銀行網站。

（三）結果分析

運用Eviews6.0軟件對上述建立的模型（1）、（2）、（3）進行最小二乘法估計。從回歸結果來看，每個回歸方程的F檢驗值的顯著水平都很高，各個擬合參數都在90%左右；調整后的R2也相當高，可以看出模型的擬合優度比較好，這些說明了該回歸方程的可信度。此外，回歸方程中的各變量系數至少通過了10%的顯著性水平檢驗，大部分t值在1%和5%的顯著性水平下通過了檢驗，保證了各回歸變量系數在統計上的可靠性。回歸結果如表1所示。