内容提要 开展自由贸易区建设是中国积极参与世界经济合作的主要方式，中智自由贸易协定是中国较早签订并实施的自由贸易协定之一。本文创新性地引入三虚拟变量引力模型，并分别采取横截面数据和面板数据对协定的事后贸易效应进行实证分析。实证结果表明，中智自由贸易协定具有净贸易创造效应，推动了自由贸易区内外贸易的发展，改善了中智两国及世界其他各国的福利。基于此，本文提出，中国应该进一步加强与智利的经贸合作，选择与类似的国家进一步达成双边自由贸易协定，并且以该协定为模板，加强与其他拉美国家的经贸合作。

关键词 中智自贸协定 引力模型 贸易效应

在WTO全球贸易谈判进展缓慢的背景下，更具灵活性和针对性的双边自由贸易谈判成为推动经济一体化的主要形式。据WTO统计，截至2014年6月15日，在全球585个经济一体化组织中，自由贸易区占90 %，成为占据主导的一体化模式。自2002年与东盟签订第一个自由贸易协定（以下简称“自贸协定”）以来，中国的自贸区建设发展较快，2007年党的十七大更明确将自贸区建设上升至国家战略高度。据商务部统计，中国现有在建自贸区20个，涉及32个国家和地区。其中，中智自贸协定于2005年11月签订，2006年10月1日实施，是中国在拉美地区最早的自贸协定。该协定实施以来，中智贸易取得了明显进展，2006-2013年，双边贸易总额增长了2. 4倍，中国成为智利第一大贸易伙伴国，而智利则是中国在拉美地区的第三大贸易伙伴国。本文将使用三虚拟变量引力模型对中智自贸协定贸易效应进行考察和评估，并据此为中国未来的自贸区建设提供相关政策建议。

一 文献综述

引力模型最早由模仿物理学上的万有引力定理而形成，应用于国际贸易实证领域并取得了成功。丁伯根等最早将引力模型运用在国际贸易流的估计上，他们认为双边的贸易流受双边国内生产总值的正影响，受距离的负影响。随着支撑性理论研究的发展，引力模型成为对经济一体化事后实证研究的基准模型。在对贸易效应的估计中，已有研究引入1-3个虚拟变量，对经济一体化的贸易效应进行估计。如弗兰克尔等使用一个虚拟变量拟合经济一体化协定成员国的双边贸易流，认为如果其系数显著为正，则表明存在着贸易创造效应。哈桑等则使用两个虚拟变量，其中，前者用来拟合经济一体化协定成员国之间的贸易流，如其系数显著为正，表明经济一体化协定带来贸易创造效应；后者则用以拟合成员国与非成员国之间的贸易，如其系数显著为负，表明经济一体化协定带来贸易转移效应。

使用三个虚拟变量拟合经济一体化贸易效应是新近的做法。其中，第一个虚拟变量拟合经济一体化协定成员国之间的贸易，如果其系数显著为正，则表明该协定促使成员国之间贸易增长；第二个虚拟变量拟合外部进口贸易流，如果其系数显著为负，即表明成员国对非成员国存在进口转移；第三个虚拟变量拟合外部出口贸易流，如果其系数显著为负，则表明成员国对非成员国存在出口转移。综合三者可以衡量贸易创造效应与贸易转移效应。如第一个虚拟变量系数为正而第二个虚拟变量系数为负，且两者相等或相近，即存在净贸易转移效应。具体而言，卡雷尔运用三个虚拟变量拟合贸易效应，估计了1962-1996年七个区域经济一体化协定的贸易效应，发现七个区域经济一体化协定皆具有贸易创造效应，欧盟不具有贸易转移效应，东盟、中美洲共同市场、拉美一体化协定和安第斯共同体皆具有贸易转移效应，而北美自由贸易区具进口转移效应。马蒂内一萨尔索索等对六个区域经济一体化协定贸易效应进行了实证研究，发现欧盟、北美自由贸易区、中美洲共同市场、马格拉比（MAGREB）自由贸易区皆存在贸易创造效应，欧盟具有出口贸易转移效应和进口贸易转移效应，中美洲共同市场和加勒比共同体并没有产生进口贸易转移效应。此外，劳尔特等分析了东欧国家与经合组织国家18年间的贸易流。他们发现，东欧国家与经合组织国家达成的自贸协定推动了双方的贸易增长，即存在着贸易创造效应。

二 模型与数据

    本文拟在基本引力模型的基础上，引人三个虚拟变量，并分别设定横截面数据引力模型和面板数据引力模型，以估计中智自贸协定的贸易效应。

（一）中智自贸协定贸易效应事后估计的设定

在对区域经济一体化协定贸易效应的讨论中，贸易效应分为贸易创造效应与贸易转移效应。区域经济一体化协定的贸易效应主要有三种表现：一是区域内贸易额增长和自由贸易区从外进口额保持不变，则存在净贸易创造效应；二是区域内贸易额增长而自由贸易区从外进口额下降，且两者基本相等，则存在着净贸易转移效应；三是区域内贸易额增长而自由贸易区从外进口额下降，且区域内贸易额的增长大于自由贸易区从外进口额的下降，则同时存在着贸易创造效应和贸易转移效应。

就区域经济一体化协定对其成员国对外出口转移的影响而言，如果区域经济一体化协定使得其成员国在增加区内出口的同时，减少对非成员国的出口，将恶化非成员国的贸易条件从而使得非成员国福利下降；相反，如果成员国对非成员国出口增长，则可以改善非成员国的贸易条件从而提升非成员国的福利。区域经济一体化协定成员国对非成员国出口的变化反映了非成员国福利的变化。

在对区域经济一体化协定的贸易效应实证研究中，虚拟变量用以体现协定对双边贸易流的额外影响。在现有研究中，一个虚拟变量能估计出区域经济一体化协定对区内贸易的影响；两个虚拟变量可以估计出协定对区内贸易和区内外贸易的影响；三个虚拟变量则可以估计协定对区内贸易以及区内外进出口的影响，从而有助于更好地理解区域经济一体化协定对协定成员国之间、成员国与非成员国之间的进出口影响和相关福利变化。

本文在中智自贸协定贸易效应的考察上使用三虚拟变量CC_ij、CCX_ij和CCM_ij。其中CC_ij拟合中智自贸区内出口，当贸易双方皆为中智自贸协定成员国时，取值为1，否则为0；CCX_ij拟合中智两国对区外出口，当i国为中智自贸协定成员国而j国为非成员国时，取值为1，否则为0；CCM_ij拟合区外国家向中智两国出口，当j国为中智自贸协定成员国而i国为非成员国时，取值为1，否则为0。如果CC_ij估计系数符号为正，且CCM_ij、CCX_ij估计系数符号皆趋近于零，则仅区域内贸易扩张，可认为存在净贸易创造效应；如果CC_ij估计系数符号为正，CCM_ij估计系数符号为负，且两者相近，则存在区域外进口转移，可认为存在净贸易进口转移效应；如果CC_ij估计系数符号为正，CCX_ij估计系数符号为负，则存在着区域外出口转移，可认为存在净贸易出口转移效应；如果CC_ij, CCX_ij和CCM_ij估计系数符号皆为正，即存在区域内和区域向外进出口扩张，可认为存在净贸易创造效应。

（二）横截面数据引力模型设定

传统的贸易引力模型认为两国之间的贸易增长有赖于两国国内生产总值的增长，而以两国的地理距离为代表的成本则是阻碍两国贸易的消极因素，其模型设定一般为：

基于式（1）基础上，安德松和范·温库帕引入“多边阻力”概念，并采用不变替代弹性（CES）效用函数，对引力模型进行了推导。本文在其基础上，采用黑德提出的GDP加权平均距离作为多边阻力项的代理变量，并引人其他贸易影响因素，得到适用于横截面数据的引力模型：

LnEX_ij=α₀+β₁LnY_i+β₂LnY_j +β₃LnPop_i +β₄ LnPop_j+β₅LnDist_ij+β₆Lang_ij +β₇Contig_ij+β₈CC_ij+β₉CCX_ij +β₁₀CCM_ij+β₁₁LnR_i+β₁₂LnR_j+ε_ij                                                                （2）

其中，EX_ij是i国对j国的出口额，Y_i是i国的国内生产总值，Y_j是j国的国内生产总值，Pop_i是i国的国内人口总数，Pop_j是j国的国内人口总数。Lang_ij为i国与j国“是否有共同语言”的虚拟变量，当i国与J国有共同语言时，取值为1，否则为0 。contig_ij为i国与j国“是否接壤”的虚拟变量，当i国与J国接壤时，取值为1，否则为0。ε_ij为随机扰动项。

（三）面板数据引力模型设定

在面板数据引力模型的设定中，鲍德温和塔廖尼认为安德松和范·温库帕引人的多边阻力项失效，提出了使用出口国固定效应和进口国固定效应、双边固定效应或时间上可变的出口国个体效应和进口国个体效应作为对引力非恒定量的处理，并引入年份虚拟变量来表征世界经济周期的冲击。

针对出口国和进口国固定效应，本文加人其他贸易影响因素后，得到适用于面板数据的引力模型：

LnEX_ijt=α_0t+Θ₁+β₁LnY_it+β₂LnY_jt+β₃LnPop_it+β₄LnPop_jt+β₅LnDist_ij +β₆contig_ij+β₇CC_ij+β₈CCX_ij+β₉CCM_ij+μ_i+μ_j +ε_ijt                                                                                 （3）

其中，μ_i是i国即出口国固定效应，μ_j为j国即进口国固定效应，Θ₁为t年的年份虚拟变量，ε_ijt为随机扰动项。在模型中，自2007年起，CC_ij、CCX_ij、CCM_ij分别取相应的0或1值，2007年前皆取值为0。

式（3）中出口国和进口国国家固定效应μ_i、μ_j分别包含了出口国和进口国时间上不变的遗漏变量。鲍德温和塔廖尼认为，如果贸易成本不变的话，则估计方程（3）的结果是无偏的。但是在面板数据中，贸易成本不变是一个极强的不符实际的假定。为了得到无偏的估计，则应该使用时间上可变的出口国和进口国个体效应。时间上可变的出口国和进口国个体效应将吸收出口国和进口国时间上可变的一些变量，在本文中，为出口国和进口国的国内生产总值和人口总数。据此，进一步得到式（4）：

LaEX_ijt=α₀+λ_it+λ_jt+Θ₁+β₁LnDist_ij+β₂lang_ij+β₃contig_ij+β₄CC_i+β₅CCX_ij+β₆CCM_ij+ε_ijt            （4）

其中，λ_it为出口国时间上可变的个体效应，λ_jt为进口国时间上可变的个体效应。

（四）基本假设

引力模型中，出口国的国内生产总值Y_i代表的是出口国的生产供给能力，而进口国的国内生产总值Y_j则代表的是进口国的商品需求水平。出口国更强的生产供给能力意味着更高的生产率和更低的商品价格，有助于促进其商品的出口，而进口国更高的商品需求水平毫无疑问将推动商品的进口。因此，预期出口国和进口国的国内生产总值的系数符号皆为正。

出口国与进口国人口总数Pop_i和Pop_j对贸易产生综合影响。一方面，在资本增长率不变的前提下，人口增长会使资本—劳动力比例下降，从而提升劳动密集型产业的产出份额，并降低资本密集型产业的产出份额。如果贸易商品为资本密集型，两国人口增长将导致出口额的下降，此时预期系数符号为负；如果贸易商品为劳动密集型，则出口额将上升，此时预期系数符号为正。另一方面，对于进口国而言，较高的人口总量意味着更大的市场，也意味着更高的商品消费需求。因此，进口国人口的增长推动了该国商品的进口，预期其系数符号为正。

贸易成本是国际贸易发展的主要阻力。式（2）-（4）中考虑的贸易成本包括两国的距离Dist_ij、是否具有共同语言Lang_ij和是否接壤Contig_ij。其中，贸易双方的地理距离越大，贸易成本越高，其系数预期为负；贸易双边拥有共同的语言将有助于节省诸如翻译人员、信息搜寻等成本，还能增加双方互信，有助于贸易的开展，其系数预期为正；贸易双边接壤，则很可能存在着相互连接的陆路交通，有利于推动贸易的增长，其系数预期为正。

（五）数据来源及说明

本文样本包括中国、智利以及与中智双方皆有紧密贸易关系的21个国家，时间跨度为2001-2012年。该数据样本为平衡面板数据，样本数量为5040个。其中，出口额的数据来源于联合国商品贸易数据库，为当年期名义值，单位为千美元。出口国和进口国的国内生产总值数据来自于世界银行数据库，为当年期名义值，单位为千美元。出口国和进口国的人口总数数据来自于联合国贸易与发展会议，单位为千人。贸易双边地理距离来源于法国国际预测中心（CEPII）数据库，单位为千米。是否具有共同语言、是否接壤的数据同样来自于CEPII数据库。

三 实证结果

本文采用统计分析软件Statal2. 0，分别给出横截面数据引力模型和面板数据引力模型的估计结果及相关分析。

（一）横截面数据引力模型估计结果及分析由于中智自贸协定于2006年10月生效，本文的横截面引力模型选取了2007年、2009年、2011年进行估计，以求对该自贸协定的贸易效应进行动态考察。考虑到横截面数据模型随机扰动项可能出现异方差，本文采用稳健标准差进行检验。

    表1显示了横截面数据引力模型的估计结果。从中可见，三个年份的回归皆呈现较高的拟合水准，调整拟合优度R²分别为0. 8058， 0. 8076，0. 7945，回归方程的F统计量皆达到1%的显著水平，这在一定程度上表明模型设定的合理性。   

各系数的估计结果呈现出较高显著性水平，且基本符合理论假设。其中，Y_i、Y_j的估计系数显著为正，估计值接近1，表明出口国与进口国的国内生产总值的增长有助于推动两国贸易的增长，且这种增长弹性接近于1。Pop_i、Pop_j的估计系数为负，而且除了2011年Pop_j系数不显著外，皆显示显著，与理论预期基本相符。Dist_ij的估计系数符号显著为负，表明较大的地理距离阻碍双边贸易的发展。Lang的估计系数为正，在2007年、2009年的估计显示显著，表明共同语言有利于双边贸易的发展。Contig_ij的估计系数显著为正，表明贸易双边陆地的接壤有利于双边贸易的发展。多边阻力项的代理变量GDP加权平均距离R_i、R_j的估计系数符号皆为正，但仅进口国R_i显示显著。对此的可能解释为，基于安德松和范·温库帕对多边阻力项的讨论，进口国的多边阻力项更多地影响商品需求，因而其代理变量R_j更多地影响该国的进口。

虚拟变量CC_ij 、CCX _ij和CCM _ij估计系数符号均显著为正。其中，CC _ij估计系数符号为正表明中智自贸区内贸易额上升，具有区内贸易创造效应。CCX _ij、CCM _ij估计系数符号为正表明中智自贸协定促使中国与智利对外出口扩张和从外进口扩张，具有对外出口创造效应和从外进口创造效应。结合三者考虑，中智自贸协定具有净贸易创造效应，提升了区内和区外国家的福利水平。从时间上纵向观察，CC _ij, CCX _ij和CCM _ij估计系数最大值均出现在2007年，最小值则为2011年，呈现逐渐减弱的趋势。这表明，在中智自贸协定生效的初期，关税相对较大幅度的削减使得协定的贸易效应明显，较大地推动了自贸区内和区外贸易的增长。根据横截面估计结果，中智自贸协定的平均贸易效应为1219% 。

（二）面板数据引力模型估计结果及分析

在面板数据引力模型估计中，本文使用跨度为12年的21国相互出口的全部样本数据。表2给出估计式（3）和（4）的固定效应模型（FEM）和随机效应模型（REM）估计结果。

与横截面数据的估计不同，面板数据模型可以考虑样本个体的异质性。个体异质性以个体效应的形式存在，在使用面板数据模型估计时，因为个体异质性的存在，必须考虑个体效应与解释变量之间的相关性。如果不对个体效应与解释变量的相关性加以讨论而直接将个体效应归人随机扰动项中，将可能导致估计的偏误。本文选择对面板引力数据模型使用固定效应模型及随机效应模型，并进而使用豪斯曼检验。豪斯曼检验皆为负值，表明应该使用固定效应模型。

式（3）的估计由于使用了固定效应模型估计，无法体现时间上不变的变量。Y_i、Y_j的估计结果仍然符合理论预期；Pop_i估计系数显著为正，而Pop_j估计系数为负但不显著。中智自贸协定贸易效应虚拟变量估计系数值较横截面数据引力模型估计系数值有大幅下降，而CCM _ij估计系数符号为负且不显著。式（3）估计的无偏性依赖于贸易成本的时间不变性，这是一个极为严格的假定。现实条件中贸易成本往往是随着时间变化的，所以式（3）的设定并不能完全消除引力非恒定量给估计带来的偏误。而采用时间上可变的国家个体效应的式（4）则可以完全消除引力非恒定量给估计带来的偏误。由于式（4）的模型设计以及使用了固定效应模型估计，报告中仅给出中智自贸协定贸易效应虚拟变量的估计结果。使用时间上可变的国家个体效应后，组内拟合优度系数R²，有所上升，显示相比式（3）更高的拟合水平，贸易效应虚拟变量CC _ij ，CCX _ij，CCM _ij系数估计值均有大幅上升，且皆显示显著。

与横截面数据引力模型相似的是，面板数据引力模型估计系数符号皆显著为正，这表明中智自由贸易区存在着区内贸易增长、区外出口和进口的扩张，中智自贸协定具有净贸易创造效应。不同的是，面板数据引力模型估计的贸易效应为333 % ，远远低于横截面数据1219%的计算结果。卡雷尔（2006）在使用横截面数据引力模型和面板引力模型估计后计算相关区域贸易协定贸易效应也得到类似的结果，他认为应该采纳面板数据模型计算结果。对此的可能解释为，横截面数据引力模型估计设定中采用了多边阻力项的代理变量GDP加权平均距离。代理变量的使用并不是最优的估计方法，进而使用该估计结果计算的贸易效应的可信度必然受到削弱。

四 主要结论

实证结果表明，中智自贸协定极大地推动了双边贸易的发展，并促进了双方对外贸易的增长，从而增进了中智双方及世界的福利水平。

中智双方贸易具有较强的互补性是促使自贸协定产生较大贸易创造效应的基础。中智自贸协定实施以来，关税的削减促使双方的优势产品更好地进入对方市场，满足了市场需求并提升了生产效率。

中智自贸协定对中智双方区外贸易并没有贸易转移效应，却有贸易创造效应。这主要源自中国的大国经济规模及智利的小国经济和较高的对外开放度。一方面，中国的大国经济规模和快速增长刺激大宗产品需求上升，从而带动世界价格上涨，产生了贸易条件效应，促使这些产品的生产国更愿意向中国出口，这成为贸易创造效应的主要来源。另一方面，智利经济规模较小且专业化生产少数产品，这促使其必须通过进口来源的多元化来满足其国内多样的消费需求，加之智利具有较高的开放度，这些因素在一定程度上抵消了中智自贸协定可能带来的贸易转移。

综合以上，中智自贸协定带动了世界福利的整体提升。为此，中国应进一步加强与智利的经贸合作，挖掘双方合作的潜力，充分发挥自贸协定的积极效应。同时，基于中智自贸协定效应的产生机理是双边经济规模的互补性和对方的高度开放，中国可寻找类似国家（特别是一些资源丰富且开放程度较高的国家）开展双边自贸谈判，以此来确保友好的国际环境和稳定的资源供应。此外，智利的情况在拉美地区具有一定的代表性，中国应利用中智自贸协定的示范作用，扩大在拉美的自贸区建设范围，促进中拉经贸合作稳步扩大。