RCEP協定對中國的貿易效應實證研究

王紅敏 阿布來提·依明

（新疆師范大學）

一、引言

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

許多學者都研究了自貿區的貿易效應。張曉濤，徐微茵，黃湘，鐘騰龍（2021）通過對中國—東盟自貿區的研究，發現在自貿區建立以來，貿易國在貿易、產業結構等方面構筑了合作優勢。同時中國—東盟的貿易協定內容安排也對其他自貿區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易量的影響。研究發現關稅的降低對于貿易額產生貿易促進效應。楊麗華，王浩波，李芳（2017）通過模型對貿易便利化水平進行檢驗，結果顯示貿易國的進口貿易便利化水平提高對中國的出口貿易產生積極影響。趙文濤，蘇振東（2018）用企業產品層面的數據，以傳統的貿易創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易投資的變化。結果表明這一政策實施對雙方自產產品存在顯著的出口貿易創造效應。江濤，覃瓊霞（2022）立足于中國-東盟自貿區升級協定的現實背景，梳理了升級協定影響域內外貿易的內在機理，并利用1999—2018年數據對模型進行了檢驗。結果表明在總量貿易層面上，升級協定會顯著促進中國的域內出口，但不會促進域內進口影響不顯著。在異質性檢驗上，中國域內出口效應對小型、低收入、經濟開放度較高的國家以及SITC目錄下某幾類產品影響顯著。在中介效應檢驗上，貿易成本是影響中國域外出口的中介變量，中國域內出口和收入水平則是影響中國域外進口的重要渠道。

二、貿易效應實證研究

（一）模型構建

本文主要研究在RCEP背景下中國與自貿區國的貿易效應，因為中國未與日本簽訂自貿協定，所以在此次研究中將日本作為觀測對照國，不作為自貿區國。因為研究自貿區的建立對中國貿易產生的影響，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國的制造業增加值占本國GDP比重，反映一國的制造業水平，制造業支撐了作為拉動中國經濟增長“三駕馬車”中的出口，表現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。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，那么兩國間的貿易往來越頻繁，貿易額越大。故此變量在模型中的預期符號為負。

FTD表示一國的外貿依存度。外貿依存度與兩國間的貿易呈正相關，故此變量在模型中的預期符號為正，數據根據聯合國統計司獲得的數據整理而得。

CA為虛擬變量，本文研究RCEP協定對中國的貿易效應。該變量劃分如下：

值取1時，i=RCEP成員國且與中國簽訂自貿協議的國家；否則取0。

若的系數為正，說明自貿協定的簽訂會帶來貿易效應，促進中國貿易增加，故此變量的預期符號為正。

本文研究的是RCEP協定里中國和已與之簽訂協定國的貿易效應，即貿易協定對中國貿易的影響，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易創造和貿易轉移效應。擴展貿易引力模型如下：

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

本文選取的面板數據年限為2015-2020年，國家為中國和自貿區國家（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協定的中國主要貿易國（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易往來密切，因此所選數據具有代表性。

（一）貿易創造效應實證分析

貿易創造效應，是由于關稅同盟的建立，本國從自己生產產品，轉向購買成員國生產低成本與價格的產品。以此提高本國的生產效率，創造國家間新的貿易流量。

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

表2 中國與貿易國出口和進口貿易創造效應回歸結果

就出口引力模型而言，通過White檢驗發現模型存在異方差，對變量取對數后再次進行White檢驗仍存在異方差，在最終回歸時使用穩健標準誤修正消除異方差。本文所選是短面板數據，故不考慮序列自相關性和平穩性。通過F檢驗得到F=26，P=0.0000，故強烈拒絕原假設，FE模型明顯優于混合回歸。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，并用穩健標準誤差修正得到模型結果。在對數據進行整體分析后發現模型結果多處不顯著，考慮到所選數據中2020年的數據受疫情影響嚴重，所以接下來的回歸分析中將2020年數據去掉。再次對2015—2019年數據進行整體分析，發現變量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：

各變量前的系數符合預期，兩國的GDP之積與中國出口呈正相關。由系數可以看出制造業增加值占GDP比重之和對中國出口也表現出促進作用。距離前的系數為負，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濟的發展和國家間貿易交往的增加，貿易的規模效應不斷顯現，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易的主要因素。人均GDP之差與我國出口成反比例關系。經濟開放度的系數為正，表明開放程度越高，兩國間的貿易壁壘越小，從而雙邊的貿易額越多。虛擬變量同樣對貿易效應產生促進作用通過，且的P值為0.109，近似于0.1可以認為通過顯著性檢驗，且由系數可以看出自貿區的建立產生了較大創造效應。

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，并用穩健標準誤差修正。同上所述原因相同，本文對2015—2019年數據進行整體分析，發現變量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符合預期。具體來說，中國和貿易國的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系數為正，但是其P值不顯著，所以本文去掉該變量，原因如下，經過對各國的數據分析，發現制造業增加值的提高很大一部分來自中國，所以中國的制造業大國地位決定了中國在出口貿易上比進口更容易產生創造效應。距離變量解釋同上文。人均GDP差額系數表明兩國間的收入差距不利于其貿易。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易創造效應較大，貿易協定對中國進口有積極影響。外貿依存度每提高1%，進口提高0.5%，表明外貿依存度對中國進口貿易效應影響顯著。

（二）貿易轉移效應實證分析

關稅同盟會帶來貿易轉移，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取代非同盟國的高效率生產。本文研究自貿協定對中國的影響，同上所述選取九個非RCEP成員國且未與中國簽訂貿易協定的國家，研究其與中國的貿易狀況。如果中國與貿易國的貿易額減少，說明自貿協定產生了貿易轉移效應，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，并用穩健標準誤差修正。同上所述原因相同本文對2015—2019年數據進行整體分析，發現變量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 中國與貿易國進口貿易轉移效應的回歸結果

根據回歸結果各變量系數符合預期。兩國GDP之積系數為1.025，且通過了0.01的顯著性水平，說明貿易轉移受經濟狀況的影響較大。制造業增加值占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易影響顯著。調整后的R只有0.5596，沒有超過0.80，沒有通過檢驗，說明中國從非RCEP國的進口并沒有發生明顯變化，即中國與成員國自貿區的建立并沒有降低從生產效率水平高的非RCEP國家進口的比率。

由于選取發達經濟體作為樣本國并沒有產生貿易轉移效應，所以下面選取經濟水平和產品結構等方面與RCEP協定國類似的國家再次實證，選取智利、孟加拉國和南非。孟加拉國經濟發展水平落后，主要出口勞動力密集型產品；南非擁有豐富的自然資源，其主要出口礦產品及制品，其占據出口比例達到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品，這三個國家主要出口市場為亞洲和歐美發達國家。因此，選取這三個國家具有代表性和現實意義。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易轉移效應回歸結果

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。同時調整后的R為0.9687，擬合效果很好，表明RCEP協定在產品結構相似國家間產生了較大的貿易轉移效應。

（三）采用隨機效應模型的原因

根據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易額的可得性。由于各國發展狀況的差異，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、是否已經與中國簽訂自貿協定、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易額的影響，而本文認為這是影響進出口貿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。即樣本為短面板數據，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，中國和自貿區國間會產生貿易創造效應，且從回歸結果來看，中國的進口和出口創造效應都很大。由于RCEP中發展中國家占大部分，在經濟、產業以及商品結構等方面有很多相似之處。在貿易合作伙伴的選擇上也較為相似，都是向發達國家出口初級產品進口資本技術密集型產品。就商品結構而言，RCEP成員各自與自貿區之外的非成員發達國家的貿易合作難以被替代，所以RCEP自貿區的建立就目前來看不能產生顯著的貿易轉移效應。然而，若選取產品結構與RCEP協定國類似的國家，則會產生顯著的貿易轉移效應。

（二）對策建議

1.加快產業升級，形成產業內貿易

實證表明，中國和成員國會因出口產品結構的相似存在競爭，而產業內貿易在一定程度上會改變這種競爭，使之變為互補。產品的競爭優勢由該國的產業結構決定，我國以加工貿易為主，由于加工貿易相比一般貿易具有的附加值較低，所以需要加快貿易轉型實現產業升級。現階段我國正在向資本和技術密集型產業轉型，但是轉型需要一定的時間。所以我國面臨著雙重競爭：自貿協定國初級加工品和發達國家資本技術型產品。實證表明，自貿區的建立有利于國家間貿易的發展，同時我國的資源要素與產業結構有別于自貿區成員國所擁有的，所以可以實施資源和產業互補對接以促進共同發展。

2.通過產品差異化提高產品競爭力

我國以加工貿易產品為主，出口的大部分產品由于附加值較低，故價格低廉，在國際市場上獲取的收益也較少。同時，由于同質產品的激烈競爭和中國的人口紅利已經逐漸消失，產品的價格優勢也隨之消失，因此必須要轉變產業結構形式，轉變商品結構形式，打造差異化的產品來謀求新的利益增長點并應對國際市場激烈的競爭。產品的差異化體現在很多方面，如產品質量、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，促進貿易發展

自貿區通過簽署協議，使其對內降低關稅水平，從而提高雙邊貿易額。關稅是自貿協定簽訂的重要環節，由于關稅壁壘的減少或多或少利于國家間的貿易，所以本文未將關稅數據放入模型中。RCEP的降稅模式包括協定生效立即降為零、過渡期降為零、部分降稅以及例外產品四種，各國企業應充分利用RCEP的優惠政策，尤其是關稅政策，實現雙邊貿易的最大化。