影響區域經濟一體化的經濟地理與社會政治因素

曹吉云 佟家棟

一、引 言

20世紀90年代以來，區域經濟一體化越來越受到世界的重視，發展非常迅猛，已經成為全球經濟發展的重要趨勢之一。Cao(2015)根據 WTO網站 Regional Trade Agreements Information System中249個經濟體正在生效的自由貿易協定和關稅同盟協定的信息進行統計的數據顯示：全球249個經濟體自由貿易區(FTA)①WTO 網站上公布的區域經濟一體化協議包括“EIA”、“PSA”、“PSA&EIA”、“FTA”、“FTA&EIA”、“CU”和“CU&EIA”七種類型。FTA層次以上的區域經濟一體化組織除了 FTA(包括“FTA”和“FTA&EIA”兩類)，還涵蓋關稅同盟(CU，包括“CU”和“CU&EIA”兩類)。層次以上區域經濟一體化伙伴的平均數從1990年的約5個猛增至2010年的約25.64個，增長了近4倍。但是，在區域經濟一體化的實踐方面，中國起步是較晚的，直到2002年底才開始與外國簽署 FTA協議，并于 2007年 10月才第一次明確提出要“實施自由貿易區戰略”。中國近幾年雖然加快了區域經濟一體化進程，但是一直沒有正式提出 FTA伙伴選擇的標準和具體策略②日本和美國分別在2002年和2003年正式提出了各自的FTA伙伴選擇標準。。為此，我們有必要深入研究區域經濟一體化的影響因素。

Baier 和 Bergstrand(2004)首次從理論和實證上較為系統地研究了兩經濟體區域經濟一體化的經濟影響因素，但忽視了社會政治因素①Baier 和 Bergstrand(2004)雖然在實證研究中考慮了市場導向、法律起源和共同語言等社會政治因素，但這些因素所對應變量的回歸系數并不顯著。。Márquez-Ramos 等(2009)則首次比較了經濟、地理和社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化的影響，其研究發現：Baier和 Bergstrand(2004)所考察的經濟因素變量對區域經濟一體化的解釋力最強，其次是地理因素②在Márquez-Ramos等(2009)所提及的地理因素和Baier 和Bergstrand(2004)所采用的經濟因素存在著重疊因素，即兩經濟體間的距離和兩經濟體離世界其他國家(地區)的距離。而且，地理因素中兩經濟體間的距離體現了兩經濟體間的貿易成本。所以，在本文的實證分析中將經濟因素和地理因素合并歸為經濟地理因素。，而社會政治變量的解釋力則非常弱。

我們注意到，Baier 和 Bergstrand(2004)、Márquez-Ramos等(2009)都是基于 1999年之前的區域經濟一體化數據進行的研究，而20世紀末以來，全球區域經濟一體化取得了長足的進展。2000年全球249個經濟體FTA層次以上區域經濟一體化的年均伙伴數為 10.71個，2000年至 2010年十年間猛增了 14.93個③數據參見Cao(2015)的統計。。基于此，本文借鑒Márquez-Ramos等(2009)的計量方法④Márquez-Ramos等(2009)的計量方法不僅考慮了兩經濟體是否區域經濟一體化，還考慮了區域經濟一體化的程度。，以 141個經濟體兩兩組成的 9870對(141×140/2)經濟體在 2011年是否組建自由貿易區或關稅同盟為實證研究樣本⑤曹吉云和佟家棟(2011)的研究中沒有區分自由貿易區和關稅同盟，即忽視了區域經濟一體化深化對實證結果的影響。因此，其與本文的實證結果不同，而是否是內陸經濟體在其實證結果中也不顯著。，在檢驗現有文獻提出的有關區域經濟一體化影響因素的理論假設的同時還發現：兩經濟體民主程度差異和兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異越小，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大。然后，通過對僅以經濟地理因素和僅以社會政治因素作為解釋變量分別進行回歸的擬合值的比較，以及通過對經濟地理因素和社會政治因素對兩經濟體建立自由貿易區和關稅同盟的概率的局部效應的比較，本文發現：與 Baier和 Bergstrand(2004)、Márquez-Ramos 等(2009)的觀點不同，社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化的影響不容忽視，僅僅略小于經濟地理因素。

因此，本文的研究一方面擴展了現有文獻對區域經濟一體化影響因素的研究，另一方面有助于提醒我們在區域經濟一體化伙伴的選擇時重視社會政治因素的影響。本文后續的結構安排如下：第二部分對現有相關文獻進行綜述；基于現有文獻的研究結論和對區域經濟一體化實踐的思考，第三部分提出本文將進行檢驗的關于區域經濟一體化影響因素的理論假設；第四部分對第三部分提出的理論假設進行實證檢驗，包括計量方法、解釋變量設定與數據說明，以及計量結果與分析；第五部分在計量結果的基礎上，比較分析區域經濟一體化的經濟地理與社會政治影響因素的相對重要性；最后是本文的主要結論。

二、文獻綜述

區域經濟一體化的發展繁榮了相關問題的學術研究，尤其是區域經濟一體化經濟福利效應的理論研究。自 Viner(1950)提出“貿易創造”和“貿易轉移”概念，奠定了區域經濟一體化貿易效應的理論基礎——關稅同盟理論之后，很多學者分析了關稅同盟的福利效應(Meads，1955；Lipsey，1957)，總結了貿易創造大于貿易轉移的條件；Mundell(1964)、Vanek(1965)和 Kemp(1969)探討了關稅同盟的貿易條件效應；Corden(1972)提出了規模經濟下的貿易抑制效應；Krugman(1979)、Dixit和 Norman(1980)將規模經濟、差異產品和消費需求多樣性引入模型來解釋區域經濟一體化內部的貿易現象。20世紀60年代后期，學者開始關注區域經濟一體化的投資效應，認為區域經濟一體化會影響外部企業對區內成員的投資決策，通常有利于吸引外部FDI(Motta 和 Norman，1996；Markusen 和 Venables，2000；Altomonte，2003)；區域內成員間投資成本的差異則可能導致跨國公司選擇成本較低的成員進行投資(Motnout和 Zitouna，2005)；而區域經濟一體化中的集聚效應會引起資本在成員國之間非對稱分配(Puga 和 Venables，1997)，區域內的產業將會因輪軸-輻條結構而出現明顯的集聚和分散專業化效應(成新軒，2004)。此外，很多學者從不同角度采用不同方法分析了區域經濟一體化的原因。Cooper 和 Massell(1965)、Johnson(1965)將關稅同盟視為一種公共品；Fernandez 和 Porters(1998)分析了區域經濟一體化可能會給成員國帶來的非直接經濟利益①這些利益主要包括：(1)保持政策的連貫性；(2)發信號；(3)提供保險；(4)提高討價還價的能力；(5)建立協調一致機制。Schiff和 Winters(1998)補充指出，區域經濟一體化可能還包括“改善成員國安全”方面的收益。Perroni 和 Whalley(2000)構造了一個一般均衡貿易模型來分析不同規模的國家加入區域經濟一體化組織的動機，驗證了非傳統收益中的保險效應；Andriamananjara 和 Schiff(1998)構建的小國合作模型認為，小國之間達成區域經濟一體化的目的是為了克服他們較低的討價還價能力和較高的談判成本；蔡鵬鴻(2005)的研究也認為，近年來東亞國家所訂立的雙邊 FTA，很多發生在地理上處于互不相鄰的遠方經濟體之間，這種FTA所能實現的經濟利益是有限的，締約國可能追求的主要是捆綁在一起的國家政治利益。；Baldwin(1993，1996，1997)則提出了地區主義的多米諾理論來解釋20世紀末世界區域經濟一體化的浪潮。在區域經濟一體化理論蓬勃發展的同時，對前述區域經濟一體化相關理論進行實證研究的文獻可謂是汗牛充棟，在此不一一贅述。

上述文獻雖然為區域經濟一體化影響因素的研究提供了不同的視角，但是都缺乏系統性。Baier和 Bergstrand(2004)首次在理論上較為系統地研究了兩經濟體區域經濟一體化的經濟影響因素，認為影響貿易創造效應和貿易轉移效應的經濟因素能夠在極大程度上解釋兩經濟體區域經濟一體化的可能性。具體來說，兩經濟體距離越近、離世界其他國家(地區)越遠、經濟規模越大、經濟規模越相似、要素稟賦差異越大、與世界其他國家(地區)的要素稟賦差異越小、世界其他國家(地區)的經濟規模越小，兩經濟體越有可能實現區域經濟一體化。相應地，Baier 和 Bergstrand(2004)選擇 54個經濟體兩兩形成的 1431對經濟體在 1996年是否簽訂了區域經濟一體化協議的情況作為實證研究的樣本①其中286對經濟體在1996年簽訂了自由貿易區程度以上的區域經濟一體化協議。，采用 Probit二元選擇計量模型對其理論結論進行了檢驗，計量回歸結果支持了其理論結論。李榮林和高越(2010)借鑒 Baier和 Bergstrand(2004)的研究思路和計量方法，實證分析了 APEC成員間區域經濟一體化的影響因素，其計量結果支持了Baier和 Bergstrand(2004)的研究結論。

Jayathilaka和 Keembiyahetti(2009)擴展了 Baier 和 Bergstrand(2004)的實證研究，結果表明：除了 Baier和 Bergstrand(2004)所討論的經濟因素之外，區域經濟一體化的影響因素還包括政治穩定性、是否接壤、進口關稅和鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴的數量。Cao(2015)實證分析了兩經濟體建立自由貿易區②Cao(2015)在其實證研究的樣本中剔除了所有參與了關稅同盟的經濟體。的影響因素，其研究結果表明，除了Baier 和Bergstrand(2004)所討論的經濟因素之外，兩經濟體建立自由貿易區的影響因素還包括是否有共同語言、追求輪軸地位的偏好和兩經濟體之間輪軸-輻條程度。

Mansfield 等(2002)從政治經濟視角考察了區域經濟一體化的影響因素，認為更民主的經濟體表現出更大的簽訂區域經濟一體化協議的可能性；Endoh(2006)則構建了一個理論框架來解釋區域經濟一體化的動機，指出一對經濟體簽訂自由貿易協議的可能性隨著政府管理質量的改善而提高。基于此，Márquez-Ramos 等(2009)區分不同程度的區域經濟一體化形式，采用有序選擇計量模型，以 1999年 66個經濟體兩兩間簽訂區域經濟一體化協議的情況為實證研究的樣本。其實證結果表明，除了 Baier和Bergstrand(2004)所討論的經濟因素之外，區域經濟一體化的影響因素還包括民主和經濟自由度等社會政治因素。而且，Márquez-Ramos等(2009)首次比較了經濟、地理和社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化的影響。根據對回歸結果的擬合值(Pseudo R2)的比較，Márquez-Ramos等(2009)認為，Baier 和 Bergstrand(2004)所考察的經濟因素變量對區域經濟一體化的解釋力最強，其次是地理因素，而社會政治變量的解釋力則非常弱。

曹吉云和佟家棟(2011)以 141個經濟體兩兩構成的 9870對經濟體為研究樣本，對兩經濟體在2006—2011年簽訂區域經濟一體化協議③曹吉云和佟家棟(2011)在其研究中沒有區分自由貿易區和關稅同盟。的影響因素進行了較為系統的實證檢驗。其檢驗結果表明，除了 Baier和 Bergstrand(2004)所討論的經濟因素之外，區域經濟一體化的影響因素還包括是否有共同語言、民主程度、貿易壁壘水平、投資自由度、腐敗程度、政治穩定程度和鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴數量。Egger和Larch(2008)、Chen 和 Joshi(2010)、Baldwin 和 Jaimovich(2012)、王開和靳玉英(2013)與Baier等(2014)的實證研究發現，除了Baier和 Bergstrand(2004)所討論的經濟因素之外，區域經濟一體化的影響因素還包括兩經濟體與其它經濟體之間區域經濟一體化的狀況。此外，Baier等(2014)還發現，其它經濟體間區域經濟一體化的狀況也是區域經濟一體化的影響因素。趙金龍和王斌(2015)的實證研究則發現：是否是中國周邊國家、與世界其他國家的距離和要素稟賦差異這三個因素是影響中國FTA戰略發展的主要原因。

可見，現有關于區域經濟一體化影響因素的文獻忽略了民主程度差異和鄰近經濟體的區域經濟一體化發展差異等社會政治因素。此外，雖然其中有些文獻驗證了某些社會政治因素是區域經濟一體化的影響因素，但是，就經濟地理因素總體和社會政治因素總體對區域經濟一體化的影響的比較而言，現有文獻認為社會政治因素的解釋力非常弱。

三、理論假設

綜合前述現有文獻的研究結論和現實思考，本文提出如下 12個有關區域經濟一體化影響因素的待驗理論假設①本文不考慮 Cao(2015)提出的“追求輪軸地位的偏好和兩經濟體之間輪軸-輻條程度”的影響因素，是因為Cao(2015)在其文中特別指出，輪軸-輻條模式是自由貿易區特有的而不適用于關稅同盟；本文也沒有考慮Egger和 Larch(2008)、Chen和 Joshi(2010)、Baldwin和 Jaimovich(2012)、王開和靳玉英(2013)與 Baier等(2014)所考察的“兩經濟體與其它經濟體之間區域經濟一體化的狀況”這一影響因素，因為這一因素是經濟地理因素和社會政治因素的共同作用的結果，無法單純地劃入社會政治因素或經濟地理因素。。其中，假設 1～6與經濟地理因素有關，其余假設則與社會政治影響因素有關；同時，假設 1～11來源于現有文獻，而假設 12的提出則是本文基于對區域經濟一體化實踐的思考。

假設 1：兩經濟體經濟規模越大，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性越大。

關稅同盟理論認為，在其他條件相同的情況下，市場規模越大，區域經濟一體化帶來的貿易創造效應就越大，區域經濟一體化所獲得的凈福利就越大，兩經濟體區域經濟一體化的可能性就越大②Baier 和Bergstrand(2004)所構建的理論模型對此也進行了論證。。此外，由于規模經濟和運輸成本的客觀存在，在其它條件相同的情況下，跨國公司傾向于在市場規模較大的國家投資建廠，以獲得規模經濟和靠近市場所帶來的利益(Motta和 Norman，1996)。所以，區域經濟一體化的兩經濟體市場規模越大，越有可能吸引更多的區內和區外投資。

假設2：兩經濟體經濟規模相似程度越大，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性越大。

兩經濟體經濟規模差異程度越大，區域經濟一體化將可能會導致產業聚集，使一些國家獲利，而另外一些國家受損(Puga和 Venables，1997)。這不利于兩經濟體達成區域經濟一體化協議。Baier和 Bergstrand(2004)所構建的理論模型也指出，兩經濟體經濟規模相似程度越大，兩經濟體區域經濟一體化所獲得的福利增加越多。

假設 3：兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性隨著兩經濟體要素稟賦差異程度的擴大而呈現出先下降后上升的U型特征①與此不同，Baier 和 Bergstrand(2004)、Jayathilaka和 Keembiyahetti(2009)、李榮林和高越(2010)的實證研究結果表明，兩經濟體要素稟賦差異越大，簽訂區域經濟一體化協議的可能性就越大；但 Márquez-Ramos等(2009)、曹吉云和佟家棟(2011)的實證研究結果則認為，兩經濟體要素稟賦差異越小，簽訂經濟一體化程度高的區域經濟一體化協議的可能性就越大。。

兩經濟體間的現代貿易利益來自產業內差異產品貿易和產業間貿易，兩經濟體要素稟賦差異越大，產業內差異產品貿易越小而產業間貿易越大，從而導致產業內差異產品貿易利益減少而產業間貿易利益增大。所以，兩經濟體要素稟賦差異程度與兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性之間的關系取決于產業內貿易利益變化與產業間貿易利益變化的比較。Cao(2015)認為，基于技術的快速發展導致運輸成本變得很低和產業內貿易顯著增長的事實，隨著兩經濟體要素稟賦差異程度的擴大，產業內貿易損失在開始會超過產業間貿易利得，但最終產業間貿易利得將超過產業內貿易損失。

假設 4：兩經濟體間的距離越近，與世界的平均距離越遠，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大。

在其他條件相同的情況下，距離越近和與世界距離越遠的兩經濟體因為運輸成本導致相互間貿易所占的比重通常相對較大。這樣的兩個經濟體區域經濟一體化帶來的貿易創造效應較大，而貿易轉移效應較小，從而導致區域經濟一體化所獲得的凈福利較大(Baier和 Bergstrand，2004)。

假設5：相互接壤的兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性更小。

雖然大量的研究表明，共同邊界對貿易有顯著的正向影響，即有共同邊界的經濟體間的貿易超過了所謂的自然水平(Aitken，1973；Bergstrand，1985；Montenegro和Soto，1996；Freund，2000；Frankel 和 Rose，2002)。但是，Jayathilaka 和 Keembiyahetti(2009)認為，由于有共同邊界的兩經濟體間的貿易已經比預期的大，兩經濟體通過區域經濟一體化進一步使雙邊貿易自由化的動機反而更小。

假設6：內陸經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性更小；但當兩經濟體與世界的平均距離越遠，且其中一個是內陸經濟體時，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性反而會越大②該假設源于Márquez-Ramos等(2009)。。

假設7：兩經濟體具有相同語言和曾有殖民關系，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就更大。

共同語言和殖民關系能夠在一定程度上解釋雙邊貿易(Montenegro和 Soto，1996；Frankel和 Rose，2002)。所以，兩經濟體有相同語言和殖民關系，將有助于兩經濟體的區域經濟一體化(Jayathilaka和 Keembiyahetti，2009)。

假設8：兩經濟體貿易壁壘水平越高，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大。

關稅同盟理論認為，兩經濟體區域經濟一體化之前的貿易壁壘水平越高(即貿易自由度越低)，區域經濟一體化所帶來的貿易創造效應越高而貿易轉移效應則越低。這將導致兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性越大。

假設9：兩經濟體經濟自由程度越高，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大①該假設來自 Márquez-Ramos 等(2009)的文獻。由于本文實證所采用的兩經濟體經濟自由度指標與曹吉云和佟家棟(2011)所采用的兩經濟體投資自由度和兩經濟體腐敗程度指標的相關系數分別高達 0.748和 0.779，本文不再考慮曹吉云和佟家棟(2011)提出的“兩經濟體投資自由度越高、腐敗程度越低，兩經濟體越有可能建立自由貿易區”的假設。。

假設 10：兩經濟體政治穩定程度和民主程度越高，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大。

Márquez-Ramos等(2009)的研究表明，更民主的經濟體表現出更大的簽訂區域經濟一體化協議的可能性。同時，區域經濟一體化協議是一個長期協議，需要一段較長時間的談判才能實現，要求成員經濟體有一個相對穩定的政治環境。Endoh(2006)所構建的理論也證明，一對經濟體簽訂自由貿易協議的可能性隨著政府管理質量的改善而提高。所以，Jayathilaka和 Keembiyahetti(2009)也認為，兩經濟體政治穩定程度越高，區域經濟一體化的可能性就越大。

假設 11：兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量越多，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大。

曹吉云和佟家棟(2011)認為，一個經濟體決定參與區域經濟一體化也可能僅僅是因為鄰近經濟體與世界其他經濟體簽訂了區域經濟一體化協議而引起的展示或羊群效應。此時，一經濟體參與區域經濟一體化可能是為了最小化因鄰近經濟體與世界其他經濟體簽訂區域經濟一體化協議而導致的市場地位被替代所引起的損失。

假設12：兩經濟體民主程度差異和兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異越小，則建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大。

從實踐的角度來看，兩經濟體民主程度差異越小，越有助于雙方的長期溝通和互動，從而有助于雙方區域經濟一體化組織的建立和強化。同樣，在實踐中，兩經濟體鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴數量差異越小，意味著兩經濟體面臨的外部區域經濟一體化環境越一致，越有助于雙方區域經濟一體化的步調一致，從而有助于雙方進行區域經濟一體化的談判。

四、區域經濟一體化影響因素的實證分析

（一）計量方法

本文采用有序選擇計量模型進行實證分析，被解釋變量是2011年兩經濟體i和j區域經濟一體化程度的順序三元虛擬選擇變量RTAij：如果兩經濟體建立了自由貿易區(FTA)，則 RTAij＝1；如果兩經濟體建立了關稅同盟(CU)，則 RTAij＝2①在曹吉云和佟家棟(2011)整理的數據的基礎上，根據WTO網站2011年3月24日公布的世界區域經濟一體化進展情況，將曹吉云和佟家棟(2011)中2011年兩經濟體i和j建立了區域經濟一體化組織的樣本進一步區分成建立了 FTA和 CU兩種類型。其中，FTA包括“FTA”和“FTA&EIA”兩類；CU包括“CU”和“CU&EIA”兩類。；否則 RTAij＝0。有序選擇計量模型的設定過程②為簡化表述，本文省略變量中表示經濟體的下標i和j。如下：

其中，μ1和 μ2是臨界值(常數)；Y為不可觀測的隱性連續變量，Y＝Xβ+ε，其中，向量X為解釋變量，向量β為相應的回歸系數，ε為服從標準正態分布的隨機誤差項。那么，RTA＝0、1和2的概率分別為：

其中，Φ(·)為標準正態分布函數。

（二）解釋變量設定與數據說明

借鑒現有文獻，根據第三部分提出的待驗理論假設，本文計量回歸模型設定如下18個解釋變量，其中，與經濟地理和社會政治因素相關的解釋變量分別有 9個。各變量計算所需數據均來自于 Penn World Tables 7.0、www.cepii.fr、Heritage Foundation、Worldwide Governance Indicators(WGI)、Center for Systemic Peace(CSP)③網址www.systemicpeace.org。和 WTO網站。

1. 經濟地理因素解釋變量

(1) 兩經濟體經濟規模(RGDP)，定義為2005年經PPP調整的兩經濟體GDP(單位：百萬美元)的自然對數之和。根據前述理論假設 1，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(2) 兩經濟體經濟規模相似程度(DRGDP)，定義為 2005年經 PPP調整的兩經濟體 GDP(單位：百萬美元)的自然對數之差的絕對值，該數值越大表示兩經濟體經濟規模相似程度越小。根據前述理論假設 2，該解釋變量回歸系數的符號預期為負。

(3) 兩經濟體要素稟賦差異(DKL)，定義為 2005年兩經濟體經 PPP調整的人均GDP(單位：美元)的自然對數之差的絕對值①Jayathilaka和 Keembiyahetti(2009)認為：更高的人均GDP意味著相對更少的人口有著更大的產出，所以生產應該是資本密集型的；更低的人均 GDP則意味著更多的人口而產出卻更少，所以生產是勞動密集型的。此外，曹吉云和佟家棟(2011)、王開和靳玉英(2013)與 Cao(2015)也采用了人均 GDP差異來衡量兩經濟體要素稟賦差異。我們也發現，根據Penn World Tables 9.0數據庫提供的數據計算的2005年180個經濟體的人均資本存量與經 PPP調整的人均 GDP之間的相關系數高達 0.876。另一方面，以人均資本存量來衡量要素稟賦，也存在明顯的忽略諸如人力資本在內的其它生產要素的問題。因此，本文采用人均 GDP差異來衡量要素稟賦差異，這也有助于本文與曹吉云和佟家棟(2011)的研究進行更好的比較。。根據前述理論假設3，該解釋變量回歸系數的符號預期為負。

(4) SQDKL，定義為 DKL的平方項。根據前述理論假設 3，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(5) 兩經濟體間的距離(NATURAL)，定義為兩經濟體最大城市之間距離(單位：公里)的倒數的自然對數，該數值越大表示兩經濟體間的距離越近。根據前述理論假設4，該解釋變量的回歸系數的符號預期為正。

(6) 兩經濟體與世界的平均距離(REMOTE)，定義和具體計算方法②該變量的定義和計算方法是Baier和 Bergstrand(2004)提出的。如下：。其中，Distance表示兩經濟體最大城市之間距離(單位：公里)，DCONT為二元虛擬變量，如果兩經濟體在同一個大陸上，則為 1，否則為 0。這意味著，如果兩經濟體在不同大陸上，REMOTE取值為0；如果兩經濟體在同一大陸上，測度的是兩經濟體與其它貿易伙伴的平均距離的均值。根據前述理論假設 4，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(7) 兩經濟體是否相互接壤(BORDER)，定義為一個二元虛擬變量。當兩經濟體相互接壤時BORDER取值為1，否則為0。根據前述理論假設5，該解釋變量的回歸系數的符號預期為負。

(8) 兩經濟體是否至少有一個是內陸經濟體(LANDLOCKED)，定義為一個二元虛擬變量。當兩經濟體至少有一個是內陸經濟體時，LANDLOCKED取值為 1，否則LANDLOCKED為0。根據前述理論假設6，該解釋變量回歸系數的符號預期為負。

(9) LANDLOCKED×REMOTE，表示 LANDLOCKED和 REMOTE的交叉項。根據前述理論假設6，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

2. 社會政治因素解釋變量

(1) 兩經濟體是否有相同語言(LANGUAGE)，定義為一個二元虛擬變量。當兩經濟體官方語言相同時，LANGUAGE取值為 1，否則為 0。根據前述理論假設 7，該解釋變量的回歸系數的符號預期為正。

(2) 兩經濟體是否曾有殖民關系(COLONY)，定義為一個二元虛擬變量。當兩經濟體間曾有殖民關系時，COLONY取值為1，否則＝0。根據前述理論假設7，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(3) 兩經濟體貿易壁壘水平(TRADEFREE)，定義為 2005年兩經濟體貿易自由度之和。Heritage Foundation①Heritage Foundation測度了全球186個國家二十多年的貿易自由度指數和經濟自由度指數。選擇該機構提供的相應數據有利于實證樣本的最大化。曹吉云和佟家棟(2011)在其分析中也采用了該機構發布的有關自由度指數。所測度的貿易自由度指數取值范圍為[0，100]，值越大表示該經濟體的貿易自由程度越高，意味著貿易壁壘水平越低。根據前述理論假設 8，該解釋變量回歸系數的符號預期為負。

(4) 兩經濟體經濟自由度(ECONOFREE)，定義為2005年兩經濟體經濟自由度之和。Heritage Foundation所測度的經濟自由度指數取值范圍也是[0，100]，值越大表示該經濟體的經濟自由程度越高。根據前述理論假設 9，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(5) 兩經濟體政治穩定程度(PS)，定義為2005年兩經濟體政治穩定程度之和。世界銀行發布的WGI測度了二百多個國家和地區的政治穩定程度，其取值范圍為[-2.5，2.5]，值越大表示該經濟體政治穩定程度越高。根據前述理論假設 10，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(6) 兩經濟體民主程度(DEMOCRACY)，定義為2005年兩經濟體民主程度之和。CSP報告了1800年以來167個國家的民主程度指數，取值范圍為[0，10]，值越大表示該國民主程度越高。根據前述理論假設10，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(7) 兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量(NEIBNUM)，定義為 2005年年底兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量的平均數之和。該指標的計算方法與曹吉云和佟家棟(2011)相同，即鄰近經濟體的選擇范圍為一經濟體周邊3778.23公里②這是因為，樣本中兩經濟體距離的平均值為8481.80公里，標準方差為4703.57公里，而兩者之差為3778.23公里。。根據前述理論假設11，該解釋變量回歸系數的符號預期為正。

(8) 兩經濟體民主程度差異(DDEMOCRACY)，定義為2005年兩經濟體民主程度之差的絕對值。根據前述理論假設12，該解釋變量回歸系數的符號預期為負。

(9) 兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異(DNEIBNUM)，定義為2005年年底兩經濟體鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴數量的平均數之差的絕對值。根據前述理論假設12，該解釋變量的回歸系數的符號預期為負。

上述解釋變量及其含義、預期符號與計算所需的數據來源匯總如表1所示。本文收集了 249個經濟體的相關數據，最終有包括美國、中國大陸地區、日本、印度、德國、英國、法國、俄羅斯、意大利、巴西、墨西哥、西班牙、加拿大、韓國、印度尼西亞、澳大利亞、土耳其、伊朗、中國臺灣地區和荷蘭等在內的141個經濟體①141個經濟體可參見曹吉云和佟家棟(2011)的文獻的表2。同時具備計算上述所有解釋變量所需的數據。141個經濟體兩兩可以組成 9870對經濟體，其中955對經濟體建立了FTA，459對經濟體建立了CU。表2報告了各個解釋變量的描述性統計特征。

表1 回歸解釋變量及其計算所需的數據來源

表2 解釋變量的描述統計量

續表2

（三）計量結果與分析

為便于與現有研究結果比較，本文先對來源于現有文獻的理論假設 1～11進行檢驗，相應的回歸結果①本文所有計量均采用軟件Eviews7。(見表3中 Model 1)顯示：除了解釋變量 BORDER和 COLONY的回歸系數沒有通過顯著性檢驗之外，其余解釋變量的回歸系數都通過了 1%,的顯著性檢驗，并且回歸系數的符號與預期完全一致，支持了相應的理論假設。

理論假設 12是本文基于實踐的思考而提出的。為了檢驗這兩個新提出的理論假設，本文在計量回歸模型中先嘗試僅對兩經濟體民主程度差異(DDEMOCRACY)和兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異(DNEIBNUM)這兩個解釋變量進行回歸。相應的回歸結果(見表3中Model 2)顯示，這兩個解釋變量的回歸系數都通過了1%,的顯著性檢驗，并且回歸系數的符號也與預期一致。基于計量結果穩健性考慮，再以Model 1中的解釋變量作為控制變量進行回歸，相應的回歸結果(見表3中Model 3)顯示，兩個核心解釋變量DDEMOCRACY和DNEIBNUM的回歸系數仍然都通過了1%,的顯著性檢驗，并且回歸系數的符號也與預期保持一致；而且，與Model 1的回歸結果相比，除了控制變量SQDKL回歸系數的顯著性稍微有所下降但仍然通過了5%,的顯著性檢驗外，其它所有控制變量的回歸系數仍然都通過了 1%,的顯著性檢驗且符號保持不變。這意味著，Model 2和Model 3的回歸結果支持了本文新提出的理論假設12，即兩經濟體民主程度差異和兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異越小，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性越大。

將表3中Model 1或Model 3的回歸結果與現有研究文獻的結論進行比較，我們發現：(1)解釋變量RGDP、DRGDP、NATURAL、REMOTE、COLONY、ECONOFREE、PS、DEMOCRACY和NEIBNUM的回歸結果與現有研究文獻的結論一致；(2)解釋變量LANGUAGE的回歸結果與曹吉云和佟家棟(2011)以及Cao(2015)的研究結論一致，而在 Márquez-Ramos等(2009)、Jayathilaka 和 Keembiyahetti(2009)的回歸結果中不顯著；(3)解釋變量TRADEFREE的回歸結果與Jayathilaka和Keembiyahetti(2009)、曹吉云和佟家棟(2011)的研究結論一致，而在Márquez-Ramos等(2009)的回歸結果中不顯著；(4)解釋變量 DKL和 SQDKL的回歸結果與 Cao(2015)的研究結論一致，而與Baier 和 Bergstrand(2004)、Jayathilaka和 Keembiyahetti(2009)、Márquez-Ramos 等(2009)、李榮林和高越(2010)、曹吉云和佟家棟(2011)的研究結論有所不同；(5)解釋變量BORDER的回歸結果與曹吉云和佟家棟(2011)的研究結論一致，而在Jayathilaka和 Keembiyahetti(2009)的回歸結果中則顯著為負；(6)解釋變量 LANDLOCKED和LANDLOCKED×REMOTE的回歸結果與現有研究文獻不同，在 Márquez-Ramos 等(2009)的回歸結果中不顯著，而解釋變量LANDLOCKED在曹吉云和佟家棟(2011)的回歸結果中也不顯著。

將剔除Model 3中回歸系數不顯著的解釋變量BORDER和COLONY后重新進行回歸的結果(見表3中Model 4)與Model 3的回歸結果進行比較，我們發現，所有解釋變量的回歸系數的顯著性和符號都沒有受影響。這意味著，影響兩經濟體區域經濟一體化的經濟地理因素包括兩經濟體經濟規模、經濟規模相似程度、要素稟賦差異、兩經濟體之間的距離、與世界的平均距離和是否是內陸經濟體；社會政治因素則包括兩經濟體是否有相同語言、貿易壁壘水平、經濟自由度、政治穩定程度、民主程度及其差異、鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量、民主程度差異和鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異。

五、經濟地理與社會政治因素的相對重要性

為了比較經濟地理和社會政治因素在影響兩經濟體區域經濟一體化上的相對重要性，我們采取兩種分析方法。

一是借鑒Márquez-Ramos等(2009)的方法，比較僅以經濟地理因素和僅以社會政治因素作為解釋變量分別進行回歸的擬合值(Pseudo R2)。結果表明，僅以社會政治因素作為解釋變量進行回歸的 Pseudo R2為 0.2803，略小于僅以經濟地理因素作為解釋變量進行回歸的Pseudo R2(為0.3257)①為節約篇幅，本文省略了具體回歸結果的報告。值得指出的是，僅以社會政治因素(剔除本文擴展的兩經濟體民主程度的差異和兩經濟體鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴數量差異)作為解釋變量進行回歸的Pseudo R2僅為0.1651，約為僅以經濟地理因素作為解釋變量進行回歸的Pseudo R2值的一半。。這意味著，社會政治因素對區域經濟一體化的解釋力僅僅略小于經濟地理因素。

二是比較經濟地理因素和社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化概率的局部效應。由于正態分布函數 Φ(·)是非線性的，正態有序選擇回歸系數不能揭示解釋變量變化對兩經濟體區域經濟一體化概率的影響。但是，通過比較解釋變量向量(Xj)一個標準差向量的有利變化(Xj)對兩經濟體區域經濟一體化概率的局部效應，可以分析經濟地理和社會政治因素在影響兩經濟體區域經濟一體化上的相對重要性。解釋變量向量(Xj)對兩經濟體建立FTA和CU的概率的局部效應計算公式分別如下：

解釋變量基準值的選取遵循如下規則：連續變量的基準值為樣本均值；二元選擇解釋變量LANDLOCKED和LANGUAGE的基準值分別為1(回歸系數為負值)和0(回歸系數為正值)；解釋變量REMOTE賦值為0，因其取值為0時表示兩經濟體處于不同的大陸，否則處于同一個大陸。相應地，一個標準差的有利變化賦值規則如下：對于回歸系數為正的連續變量和REMOTE變量，取正的標準差；對于回歸系數為負的連續變量，則取負的標準差；二元選擇解釋變量LANDLOCKED和LANGUAGE的有利變化分別為-1和 1。平方項 SQDKL和交叉項 LANDLOCKED×REMOTE則按 DKL、LANDLOCKED和REMOTE的相應賦值進行計算。各解釋變量的基準值和有利變化的值參見表4。

根據表3中Model 4的回歸結果、表4中的數據和本部分提出的前述計算公式，分別計算經濟地理因素和社會政治因素對兩經濟體建立 FTA和 CU的概率的局部效應，計算結果仍然表明：社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化的影響僅僅略小于經濟地理因素。具體來說，經濟地理(社會政治)因素一個標準差的有利變化將使兩經濟體間建立自由貿易區和關稅同盟的概率分別增加0.255(0.244)和0.043(0.040)。

表4 經濟地理和社會政治因素變量的基準值和有利變化值

六、主要結論

本文借鑒 Márquez-Ramos等(2009)的研究方法，以 141個經濟體兩兩組成的9870對經濟體在 2011年是否組建自由貿易區或關稅同盟為實證研究樣本，在檢驗現有文獻提出的有關區域經濟一體化影響因素的理論假設的同時，基于對區域經濟一體化實踐的思考，提出了“兩經濟體民主程度差異和兩經濟體鄰近經濟體的區域經濟一體化伙伴數量差異越小，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性越大”的待驗理論假設。

計量檢驗結果表明，兩經濟體經濟規模越大、經濟規模相似程度越大、距離越近、與世界的平均距離越遠、有相同語言、貿易壁壘水平越高、經濟自由度越高、政治穩定程度越高、民主程度越高、鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴數量越多、民主程度差異越小和鄰近經濟體區域經濟一體化伙伴數量差異越小，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性就越大；而隨著兩經濟體要素稟賦差異程度的擴大，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性是先下降后上升的；此外，內陸經濟體參與區域經濟一體化的可能性更小，但是，兩經濟體與世界的平均距離越遠，并且其中一個是內陸經濟體時，兩經濟體建立和強化區域經濟一體化組織的可能性越大。

通過對僅以經濟地理因素和僅以社會政治因素作為解釋變量分別進行回歸的擬合值的比較，以及對經濟地理因素和社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化概率的局部效應的比較，我們發現：經濟地理因素雖然還是影響兩經濟體區域經濟一體化的主要因素，但社會政治因素對兩經濟體區域經濟一體化的影響并非如 Baier和Bergstrand(2004)和 Márquez-Ramos 等(2009)所表明的非常弱，而是僅僅略小于經濟地理因素，不容忽視。這進一步表明，雖然經濟利益仍然是區域經濟一體化策略的著眼點，但同時，區域經濟一體化策略的可行性不能忽視社會政治因素的影響。

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