中国-东盟自贸区战略的贸易创造效应研究——基于合成控制法的实证分析

聂 飞

(华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉 430070)

中国-东盟自贸区战略的贸易创造效应研究——基于合成控制法的实证分析

聂 飞

(华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉 430070)

结合1992—2014年间中国与104个国家的双边贸易数据集，运用合成控制法对CAFTA战略的贸易创造效应进行量化评估。结果发现，在2005年CAFTA战略初步实施的影响下，中国对东盟国家净贸易效应均为正；分国别看，中国对印度尼西亚、越南和新加坡等国存在出口贸易创造效应，对印度尼西亚、老挝等国存在进口贸易创造效应；进一步研究发现，CAFTA战略初步实施显著延长了中国对东盟国家的出口贸易创造效应持续期。

中国-东盟自贸区；贸易创造效应；合成控制法；持续期

一、引言

近年来，伴随着国际政治经济形势发生的深刻变化，中国加快了以区域经济一体化为主要内容的自贸区战略建设步伐。中国共产党的“十八大”会议决议强调，要加快自由贸易区战略实施，全面提升开放型经济发展水平。在此背景下，基于“一带一路”的总体战略思路，根据对象国家(地区)的特点与国情，中国采取灵活多样的自由贸易区战略推进方式，逐步提升互惠贸易协议的规模。目前中国已签署并实施的自由贸易协议共14个*除了与东盟地区、智利、巴基斯坦、新西兰、新加坡、秘鲁、哥斯达黎加、冰岛、瑞士、韩国、澳大利亚等分别签署了自由贸易协议之外，中国大陆还与港澳地区、台湾地区分别签订《更紧密经贸关系安排》、《海峡两岸经济合作框架协议》。，涉及22个国家和地区。其中，中国-东盟自贸区(CAFTA)是迄今为止中国对外签署规模最大的自由贸易区框架协议；同时CAFTA战略启动时间也较早，并于2010年实现中国与东盟各国货物贸易、服务贸易及投资的自由化。

税率下调作为促进双边贸易的主要手段，是区域经济一体化的主要特征(邓子基 等，1994；曹亮，2007)。事实上，早在CAFTA协议正式达成之前，中国和东盟就贸易商品的降税问题进行了一系列磋商。围绕着全面合作框架协议，2004年中国和东盟正式实施早期“收获”计划(CAEHP)，双方就彼此特别关注和互补性较强的蔬菜、水果及水产品等实行提前降税。在此基础上，2005年中国与东盟进一步实施了《货物贸易协议》，将减税计划扩展到7000多种正常商品。与此同时，中国与东盟双边贸易额出现了大幅度提升。截至2014年末，中国与东盟双边进出口贸易额达到4801.25亿美元，较2005年增长3.68倍。在此背景下，是否存在CAFTA战略的持续性贸易创造效应便成为当下值得研究的问题。

二、文献回顾

对于自贸协议的贸易创造效应问题研究，最早可追溯至Viner(1950)的“关税同盟理论”，该理论指出，关税减免措施会产生贸易创造效应，具体表现为生产环节由低生产率成员国向高生产率成员国的转移，并形成前者对后者的进口，进而有利于实现关税同盟成员国之间资源优化配置和生产的帕累托改善。该理论后经Meade(1955)、Mundell(1968)等的发展，研究主题逐步集中于对关税同盟的福利效应分析上。日后关税同盟理论虽然变得日趋成熟，但却因其过于苛刻的理论假设而在实践过程中存在困难。于是，Robson(1980)在放松完全竞争市场和规模经济假设的基础上，提出了自由贸易区理论，该理论认为，自贸区成员国应该具备独立的关税税率决定权和使用原产地规则，需要对成员国之间的贸易创造效应发生条件进行界定。实践证明，自贸区理论已经在全球经贸合作的实践中获得了极大成功。20世纪80年代以来，占全球经济总量约2/3的国家(或地区)已宣布加入各类区域一体化组织。在此之后，学界也开始对自贸协议贸易创造效应的定量评估方法进行重点探索。其中，由Tinbergen(1962)提出的贸易引力方程作为事后评估基准模型，在后续实证研究中得到广泛运用，如Egger(2000)通过在引力模型中加入虚拟变量的形式，检验了自贸区对双边贸易流量的净效应。但是，由于缺乏理论基础以及对虚拟变量选取没有统一标准，使得引力模型在评估自贸区的贸易创造效应时受到诟病。Hertel(2002)引入一般均衡思想构建了世界贸易分析模型(GTAP)，GTAP模型作为一种动态分析模型，在自贸区的贸易创造效应的事前评估方面具有明显的优势。

虽然自贸协议的贸易创造效应实证研究很多，但结论存在较大分歧。有学者基于已有的贸易效应评估方法证实了自贸区理论的预期结论。Siriwardana(2007)通过对美国-澳大利亚经济一体化进行分析指出，自由贸易协议的签订有效提升了两国的双边贸易额。Martínez-Zarzoso et al.(2009)通过分析欧盟和北美自由贸易区形成对各国贸易的影响发现，发达国家能够获得更显著的正向贸易收益。Fathipour et al.(2014)研究伊朗-印度经济一体化的贸易效应也得到相似结论，指出印度不仅会扩大对伊朗的石油能源的进口规模，还会扩大对伊朗的化学制品、药品及钢铁出口规模。当然，也有学者持相反观点。Miljkovic et al.(2003)对北美国家农产品贸易流量研究发现，北美自由贸易协定的达成对区域内各国的贸易福利效应并不明显。Geldi(2012)的研究结论显示，南美共同市场和东盟自由贸易区成员国的贸易创造效应虽然较小，但对外部国家产品的进口需求依然较强。

那么，CAFTA战略的实施是否存在贸易创造效应呢？对此问题，中国国内学者研究结论并不一致。陈雯(2009)利用引力模型的“单国模式”，发现自贸区的建立在一定程度上促进了中国同东盟国家的进出口贸易。张彬等(2011)研究表明，中国与东盟各国经济较强的互补性是促进双边产业内贸易的主要原因。程伟晶等(2014)基于三阶段引力模型的研究发现，中国-东盟自贸区的贸易创造效应具有不对称性，且更有利于东盟国家的经济增长。也有学者持不同观点：如陈汉林等(2007)研究发现，中国-东盟自贸区下的中国贸易转移效应要远远大于贸易创造效应，且两者之间的差距呈现逐年递增的趋势；胡超(2014)则利用中国与东盟各国之间55种农产品贸易数据研究发现，通关时间对农产品贸易产生了显著的负向抑制效应。

综上所述，虽然对自贸区的贸易创造效应研究已取得一定进展，但这些研究均基于传统的引力方程、GTAP等计量方法，由于这些方法无法有效解决模型设定中可能存在的变量遗漏问题，导致实证结果可能存在有偏性。但若将自贸区建立视为“自然实验”中的冲击事件，那么采用政策评估方法进行检验将更为合适。作为传统政策评估方法的DID方法虽然在贸易领域得到了广泛运用(李荣林 等，2014；逯宇铎 等，2015)，但由于无法保证选取控制组对象的客观性和代表性，往往会对实证结果产生较大影响，以至不能得出客观的研究结论。针对此问题，Abadie et al.(2003)提出了合成控制法，这一方法通过使用数据驱动为成员国选取合适的参照对象，相较于DID方法更具优势，因而更受学者的重视。例如，郑义等(2015)运用合成控制法发现，三聚氰胺事件对中国人均乳制品进口额有着正向的冲击效应；项后军等(2016)基于上海自贸区的准自然实验，运用合成控制法评估了自贸区的建立对上海地区资本流动的影响；陈晔婷等(2016)则运用合成控制法评估中国高技术企业“走出去”对其研发效率的影响。为此，本文选取1992—2014年间中国与104个国家的面板数据集，面板数据集包括8个东盟国家所构成的处理组和96个非东盟所构成的控制组，使用合成控制法评估CAFTA战略的贸易创造效应及其潜在的动态持续期问题。

三、研究设计

(一)方法介绍

合成控制法最早由Abadie et al.(2003)提出，用以模拟关注的结果变量受冲击事件的影响，而本文将自贸协议实施视为冲击事件，而将双边进出口贸易额作为结果变量*将自贸协议实施作为冲击事件的原因在于，自贸协议实施对中国与东道国之间的双边贸易流量有可能具有长期的冲击效果，由于政策时滞效应的存在，长期效果会优于短期效果，这有别于苏志等(2015)所强调的事件短期冲击效果。同时，只要考虑控制组国家的关键特征因素，便能使处理组国家与合成控制组国家之间具有可比性，进而反映出自贸协议实施所带来的真实冲击效果。这里，感谢匿名审稿人提出的建设性意见。，从而研究中国对东盟国家的进出口贸易受CAFTA战略的影响方向和程度。事实上，由于东盟国家与非东盟国家经济发展水平存在比较大的差异，如果简单匹配可能无法找到合适的控制组，而合成控制法通过计算权重并加权所得的合成控制组可以成为处理组国家比较好的匹配对象，这便是合成控制法评估贸易创造效应的优势所在。

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其中：δt表示影响中国对各国双边进出口贸易额的时间固定效应，代表共同时间趋势变化；Zi表示可观测到的m×1维协变量，这是独立于自贸区协议的外生预测控制变量；选取滞后5期的中国与各国双边进出口贸易额，以及各国GDP增长速度均值、每单位资本存量GDP、人均收入、人口密度均值等数据作为预测控制变量(刘甲炎 等，2013；苏治 等，2015)。本文的变量选取依据在于，这些控制变量大体涵盖了东道国经济增长过程中的产出规模和要素禀赋状况，而这是衡量处理组国家与控制组国家之间宏观经济相似度的最为关键特征。θt是一个1×m维未知参数向量；λt是一个1×F维不可观测到的共同因子向量；μi是F×1维不可观测的国家固定效应；εit是每个国家不可观测的短期冲击，均值为0。

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在最理想的情况下，应该存在唯一最优权重矩阵W*，使得在[1，t0]时间区段内的处理组与合成处理组数据完全相等，即满足以下条件：

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然而，模型设定中很难纳入影响双边进出口贸易的所有外生预测控制变量，从而使得上述理想情形几乎无法达到。解决这一问题的通常做法是，根据近似解来无限趋近于最优权重矩阵W*。Abadie et al.(2010)通过比较处理组国家特征变量与加权合成处理组国家特征变量的距离来判断权重矩阵的优劣，即主要解决最优化问题：

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(二)数据选取及来源说明

为了聚焦CAFTA战略框架协议的贸易效应，本文剔除了与中国签署自贸协议的非东盟国家样本，筛选出1992—2014年间中国与104个国家的双边贸易平衡面板数据，样本容量为2392。其中，东盟国家(即处理组国家)包括印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南、柬埔寨和老挝等8国*东盟10国还包括文莱和缅甸，但由于这两国变量数据缺失较多，基于估计结果稳健性的考虑，将其剔除。；而非东盟国家(即控制组国家数量)直接决定了最优权重矩阵的质量和合成处理组的效果，故参考Goncalves et al.(2008)的研究，将研究范围扩展至全球96个主权国家*控制组国家选择依据为：剔除与中国贸易流量为0的东道国；剔除非独立经济体和数据缺失较为严重的东道国。具体包括：阿尔及尼亚、安哥拉、阿根廷、奥地利、阿塞拜疆、巴林、孟加拉国、白俄罗斯、比利时、贝宁、巴西、保加利亚、喀麦隆、加拿大、哥伦比亚、刚果、古巴、塞浦路斯、科特迪瓦、刚果民主共和国、丹麦、厄瓜多尔、埃及、萨尔瓦多、赤道几内亚、爱沙尼亚、斐济、芬兰、法国、加蓬、德国、加纳、希腊、危地马拉、几内亚、洪都拉斯、匈牙利、印度、伊朗、爱尔兰、以色列、意大利、日本、约旦、哈萨克斯坦、肯尼亚、科威特、吉尔吉斯斯坦、拉脱维亚、黎巴嫩、利比亚、立陶宛、马达加斯加、马尔他、毛里求斯、墨西哥、蒙古、摩洛哥、莫桑比克、尼泊尔、荷兰、尼加拉瓜、尼日利亚、挪威、阿曼、巴拿马、巴布亚新几内亚、巴拉圭、波兰、葡萄牙、卡塔尔、罗马尼亚、俄罗斯、沙特阿拉伯、塞内加尔、西班牙、斯里兰卡、苏里南、瑞典、塔吉克斯坦、多哥、突尼斯、土耳其、土库曼斯坦、乌干达、乌克兰、阿联酋、英国、坦桑尼亚、乌拉圭、美国、乌兹别克斯坦、委内瑞拉、也门、赞比亚、津巴布韦。。中国与各国双边进出口贸易数据，本文使用联合国Comtrade数据库中SITC/Rev.3标准分类的全部商品贸易额加总值。各国GDP增长速度、人均收入、人口密度等预测控制变量数据均来源于世界银行数据库。需要说明的是，2005年中国与东盟签署《货物贸易协议》规定了双方降税安排的阶段性条款，即拟定于2010年实现中国与菲律宾、印度尼西亚、马来西亚、泰国、新加坡等老东盟5个主要成员国率先实现零关税目标。故粗略地做出以下划分：1992—2004年为CAFTA战略实施前阶段；2005—2009年为初步实施阶段；2010—2014年为完全实施后阶段。

四、实证结果及分析

(一)全局政策效果模拟

为了检验CAFTA战略初步实施和完全实施的进、出口贸易效应，分别以2005年和2010年为时间节点使用合成控制法对政策效果进行评估。需要说明的是，本文将东盟视为一个整体，中国对东盟进出口贸易数据以及相关预测控制变量数据均通过加总获得*每单位资本存量GDP使用东盟各国GDP总和与资本存量总和比值表示，人均收入使用东盟各国GDP总和与总人数比值表示，人口密度使用东盟各国总人数与各国土地总面积比值表示。。通过数据计算，本文给出了控制组国家在合成东盟组中所占权重，结果如表1所示。合成东盟组国家及其权重较为稳定，受CAFTA战略实施的时间节点影响不大。当结果变量为E_trade时，印度占合成东盟组的权重最大，说明在中国出口贸易对象国中，东盟与印度特征较为相似；当结果变量为I_trade时，日本占合成东盟组的权重最大，说明在中国进口贸易的对象国中，东盟与日本则较为相似。与此同时，表2给出了2005年CAFTA战略初步实施之前和2010年CAFTA战略完全实施之前真实东盟和合成东盟的一些重要经济预测控制变量的对比。由表2可以发现，结果变量为E_trade时的真实东盟与合成东盟预测控制变量的差异总体上比I_trade时小。以人均收入为例，当结果变量为E_trade时，CAFTA战略初步实施之前的东盟与合成东盟人均收入差异仅为1.63美元(e0.49)，低于结果变量为I_trade时的11.25美元(e2.42)；在CAFTA战略完全实施之前，结果变量为E_trade时的差异仍然较小，即1.30美元(e0.26)<23.10美元(e3.14)。由此可见，在现有权重条件下，中国对东盟出口贸易拟合要比对其进口贸易拟合要好。

表1 合成东盟组中控制组国家所占权重

表2 预测控制变量的拟合与对比

本文给出了1992—2014年间中国对东盟和合成东盟进、出口贸易额变化趋势，结果如图1所示。其中，纵轴表示E_trade和I_trade，横轴表示年份；实线表示中国对东盟的真实贸易额；虚线则表示在CAFTA战略下中国对合成东盟的拟合贸易额。受益于2005年CAFTA框架下的《货物贸易协议》降税安排，之后中国对东盟进出口贸易额持续高于对合成东盟的拟合进出口贸易额，且两者之间的差距呈现逐步扩大趋势。具体而言，从2007年开始，协议降税影响中国对东盟出口政策的效果逐步显现，即真实出口贸易额高于拟合贸易额，且正向缺口从2007年的68.40亿美元逐步上升至2014年的1049.27亿美元。与此同时，协议降税后首期的2006年，中国对东盟真实进口贸易额高出拟合进口贸易额169.54亿美元。上述结论在CAFTA战略完全实施时间节点下也得到证实，在2010年自贸区协议全面达成之后，中国对东盟真实进出口贸易额和对合成东盟的拟合进出口贸易额也出现了正向缺口。由此可见，CAFTA战略的净贸易效应总体为正，从而形成了中国对东盟双边进出口贸易的创造效应。

图1中国对东盟和合成东盟的进出口贸易变化趋势

(二)分国别政策效果模拟

类似地，本文基于合成控制法分别获取各东盟国家的合成组，从而可以计算出前文所定义的CAFTA战略的净贸易效应。图2分别给出了CAFTA战略初步实施和完全实施带给中国对东盟整体及各国进出口贸易的政策效果。在此之前，需要运用Abadie et al.(2010)提出的平均标准变动(RMSPE)来判断处理组国家能否根据最优权重矩阵匹配到理想的合成控制组*简言之，RMSPE主要用以衡量处理组与其合成控制对象之间的拟合量级差异度，事件发生之前的RMSPE越接近于0，就意味着拟合差异度越小，合成控制对象越理想。。结果显示，当处理组为东盟整体时，2005年之前结果变量E_trade的RMSPE=10.54%，低于结果变量I_trade=53.18%；在2010年之前，拟合情况基本一致，即44.07%<97.63%。这说明CAFTA战略初步实施之后，中国对东盟整体出口贸易的政策效果更为真实可信，与前文结论一致。然而，当处理组为东盟各国时，无论结果变量是E_trade还是I_trade，其RMSPE要平稳的多。2005年之前，中国对新加坡出口贸易额的RMSPE和对马来西亚进口贸易额的RMSPE最大，两者分别为4.01%和13.59%，均低于对东盟整体进出口贸易额时的RMSPE。总体而言，CAFTA初步战略实施带给中国对单个东盟国家的净贸易效应模拟效果要优于对东盟整体的净贸易效应模拟效果。

观察图2可以发现，CAFTA战略初步实施后中国对东盟整体的净出口贸易效应为正向的，且随着时间推移正向效应会呈现不断扩大趋势。然而，CAFTA战略初步实施后中国对东盟各国的净出口贸易效应却存在明显差异。2005年协议降税初步实施之后，除中国对新加坡、越南的净出口贸易效应持续为正之外，对其他东盟国家均呈现正负交替的变化趋势。其中，中国对印度尼西亚的净出口贸易效应在2008年由负转正，对马来西亚、菲律宾、泰国和老挝则在2013年由负转正，而对柬埔寨则长期维持负值，说明协议降税影响中国对新加坡和越南的净出口贸易创造效应是“立竿见影”的，而对余下东盟国家的出口促进作用均具有一定的滞后性。从CAFTA战略初步实施的净进口贸易效应看，除中国对印度尼西亚、泰国等国的净进口贸易效应持续为正之外，对其他东盟国家则均为负。说明协议降税存在中国对印度尼西亚、泰国和老挝等国的进口贸易创造效应，而对其他东盟国家进口反而起到一定程度的抑制作用。例如，印度尼西亚有着丰富油气能源和金属矿产资源，而泰国电子机械、化学橡胶制品等工业也具有明显优势，正是两国存在上述比较优势，而该优势与协议降税初期中国对东盟主要进口商品需求结合起来，从而导致中国对印度尼西亚和泰国等东盟国家进口规模出现更迅速扩张，甚至挤压对其他东盟国家的同类产品需求。

图2 CAFTA战略初步实施的净贸易效应模拟

需要重点指出的是，新加坡不仅于2005年与中国初步实施了降税协议，也于2009年与中国正式签订了双边自由贸易协议(CSFTA)，并率先实现零关税。那么，中国对新加坡进出口贸易受何种协议的影响呢？以及该种影响究竟是正向的还是负向的呢？为此，本文通过对比两类协议下中国对新加坡和合成新加坡的进出口贸易额变化趋势，以此获取真实的政策效果。由图3可知，中国对新加坡和合成新加坡进出口贸易额在CSFTA和CAFTA战略前后均有较明显的变化。在时间节点2005年、2009年和2010年之前，两者总体差距较小，而在此之后两者差距呈现扩大趋势。其中，在时间节点2005年之后，中国对合成新加坡的拟合出口贸易额持续低于新加坡的实际出口贸易额，而对合成新加坡的拟合进口贸易额则持续高于新加坡的实际进口贸易额，说明CAFTA战略初步实施阶段的协议降税存在中国对新加坡的出口促进作用和进口抑制作用；而在时间节点2009年和2010年之后，拟合出口贸易额则持续高于实际出口贸易额，而拟合进口贸易额与实际进口贸易额之间则呈现正负交错的变化趋势，并于2011年后出现正向缺口，说明CSFTA战略实施和CAFTA战略完全实施可能不利于中国对新加坡出口贸易，而对中国-新加坡进口贸易作用则存在一定程度的滞后效应。然而，为了判断中国对新加坡进出口贸易受何种协议政策效果影响，还需要比较三种情形下中国对新加坡进出口贸易额的RMSPE。具体而言，CSFTA战略实施之前中国对新加坡出口贸易额的RMSPE为7.72%，高于CAFTA战略初步实施之前的4.01%，低于CAFTA战略完全实施之前的8.46%；CSFTA战略实施之前的中国对新加坡进口贸易额的RMSPE为9.46%，高于CAFTA战略初步实施之前的3.95%和CAFTA战略完全实施之前的8.65%。不论结果变量是E_trade还是I_trade，CAFTA战略初步实施之前的RMSPE都最小，说明2005年CAFTA战略初步实施对中国-新加坡双边贸易的政策效果更为理想，即存在中国对新加坡的出口贸易创造效应和进口贸易抑制效应。

图3两类协议下中国对新加坡与合成新加坡的进出口贸易变化趋势

五、稳健性检验

(一)有效性检验

为了证明中国对东盟国家的进出口贸易效应确实是源于CAFTA战略而并非其他因素，且政策效果在统计上是显著的，Abadie et al.(2010)提供了类似于秩检验的随机化统计方法，即“安慰剂”检验法(palcebo test)。该方法的基本做法是：在控制组国家中选取一个非东盟成员国，然后假设该国在同一时间节点下实施CAFTA框架的降税协议，再根据合成控制法利用其它控制组国家构造该国的合成控制组，最终比较中国对该国真实贸易额与该国合成控制组拟合贸易额之间的差距——即净贸易效应，如果协议实施后中国对该国的净贸易效应弱于对东盟国家的净贸易效应，则证明本文实证结论是有效的。为了能够准确描述该过程，分别引入CAFTA战略实施之前和实施之后的RMSPE，分别将其定义为Pre_RMSPE和Post_RMSPE。据此构造比值：π=Post_RMSPE/Pre_RMSPE。当且仅当Pre_RMSPE越小且Post_RMSPE越大时，即比值π越大的情形下，方可说明CAFTA战略的贸易效应是真实存在的。由前文可知，CAFTA战略初步实施下的Pre_RMSPE较之于CAFTA战略完全实施下的Pre_RMSPE均较低，表明前者能较好拟合CAFTA战略实施影响中国对东盟国家双边贸易的冲击效果，故将2005年作为安慰剂检验时间节点。需要说明的是，本文需要剔除掉Pre_RMSPE较大的东盟国家，理由是：对于CAFTA战略实施之前拟合不好的东盟国家，在战略实施之后中国对其贸易效应很可能是由拟合缘故所导致的，与CAFTA战略没有必然联系。同时，为了更好体现“安慰剂”检验法的检验效果，本文将Pre_RMSPE超过对应东盟国家2倍的控制组国家剔除。

本文以越南为例，给出了安慰剂检验的结果。中国对越南出口贸易额和进口贸易额的Pre_RMSPE分别为2.98%和1.54%，故按照上述标准分别剔除Pre_RMSPE超过5.96%和3.08%的控制组国家。图4显示了中国对越南和控制组国家的进出口贸易预测变动程度的分布，实线为越南，虚线为控制组国家。观测图4可知，2005年之前，中国对越南的实际进出口贸易额与对合成越南的拟合进出口贸易额的差距均接近于0，说明拟合效果比较良好；2005年之后，上述差距在越南和其他控制组国家之间开始出现分化，具体表现为，中国对越南的净出口贸易效应大于0，并分布于其他控制组国家外侧，印证了CAFTA战略初步实施产生了中国对越南显著的出口创造效应，但是中国对越南的净进口贸易效应呈现围绕0正负交错的状态，且分布于其他控制组国家内部，说明CAFTA战略初步实施产生的中国对越南进口创造效应可能不太明显。当然，还需结合比值π的分布对CAFTA战略初步实施的政策效果显著性进行判断。其中，当结果变量为E_trade时，越南的比值π为146.01，远高于其他控制组国家，说明在CAFTA战略初步实施后，RMSPE较CAFTA战略实施之前变动了近146倍。然而，在其他91个控制组内无法找到类似的RMSPE变动如此大的国家，意味着中国对越南出口贸易额如此变化增幅出现的概率为1/92，即1.09%。从传统统计推断的角度看，这也说明CAFTA战略初步实施导致中国对越南出口贸易创造效应是在5%显著性水平下高度显著的。同样的，当结果变量为I_trade时，越南的比值π仅为27.63，说明CAFTA战略初步实施后RMSPE较CAFTA战略实施之前变动了近28倍。相比较而言，其他控制组内共有38个国家的RMSPE变动程度均高于越南，意味着中国对越南进口贸易额增幅出现的概率仅为39/85，即45.88%，证实中国对越南进口贸易创造效应并非是显著的。按照上述步骤，对其他东盟国家进行类似的“安慰剂”检验。结果表明，在5%显著性水平下，CAFTA战略实施存在中国对印度尼西亚和新加坡显著的出口贸易创造效应，以及存在对印度尼西亚和老挝显著的进口创造效应。

图4中国对越南和控制组国家的进出口贸易预测变动的程度分布

(二)敏感性检验

图5 CAFTA战略初步实施的出口贸易创造效应敏感性检验

CAFTA战略初步实施的贸易创造效应是否与选取的控制组国家特性有关呢？为了检验该问题，本文决定逐次剔除东盟国家的合成组中权重较大的控制组国家，然后重新评估CAFTA战略初步实施的贸易创造效应的政策效果，通过多次迭代的方法对实证结果的敏感性进行检验。如果迭代之前和之后的CAFTA战略初步实施的贸易创造效应结果并未发生明显变化，说明政策效果并不受控制组国家特性的影响。为此，同样选择以越南为例进行分析*根据合成越南中权重排序情况，逐次剔除尼日利亚、莫桑比克、俄罗斯、孟加拉国、赤道几内亚、日本、美国等国进行迭代检验。。图5给出了敏感性检验结果。为了便于比较，本文给出中国对越南的真实出口贸易额和迭代之前中国对合成越南的拟合出口贸易额，并分别使用粗实线和粗虚线表示，具体见图5。观察图5可知，迭代之前和迭代之后的真实值与拟合值的变化趋势大致相同，尤其在2005年之后，两种情况下中国对越南的真实出口贸易额均位于对合成越南的拟合出口贸易额的上方，实证结果并未随着控制组数量的增减而出现明显变化。对于其他东盟国家，通过类似的敏感性检验，结果基本稳健。

六、进一步研究：CAFTA战略的出口贸易创造效应的持续期

虽然上文结果从整体上肯定了CAFTA战略初步实施的出口贸易创造效应，但仍然值得进一步探讨的问题是，该效应能否动态持续呢？因而，有必要进一步采用生存分析模型对CAFTA战略初步实施下的中国对东盟国家的出口贸易创造效应持续期问题进行探讨。

为了获取中国对东盟各国出口贸易创造效应的持续期变量，本文采取的处理方式是：基于“安慰剂”检验法的程序步骤，获取2005年CAFTA战略初步实施之后的中国对东盟国家和控制组国家的净出口贸易效应，并将其定义为Gap；然后定义生存时间变量Time，以2005年为基期，当连续t年Gap>0成立时，可以认为中国对该国出口贸易创造效应持续期为t，即Time=t，且满足条件t∈[0,10]。然而，“生存时间”数据通常存在右归并问题。具体而言，定义事件虚拟变量Event，当在样本期间出现Gap≤0时，说明中国对该国出口贸易创造效应失效，赋值Event=1；当在整个样本期间Gap>0总是成立时，说明中国对该国出口贸易创造效应存在右归并，赋值Event=0。同时引入虚拟变量Asean，当该国为东盟国家时，赋值Asean=1；当该国为控制组国家时，赋值Asean=0。

图6 CAFTA的出口贸易创造效应持续期的KM生存估计

本文使用Kaplan et al.(1958)提出的非参数方法估算中国对东盟国家和控制组国家出口贸易创造效应的生存函数S(t)，以判断两种情形下的生存概率问题。图6给出了CAFTA战略初步实施之后的中国出口贸易创造效应的KM生存估计结果。其中，实线代表控制组国家，虚线代表东盟国家。观察图6发现，中国对东盟国家出口贸易创造效应持续期生存率在第1期之后基本维持在0.5水平上，而对控制组国家出口贸易创造效应持续期生存率几乎呈现逐期下降趋势；尤其在第3期之后，东盟国家KM曲线稳定位于控制组国家上方，且差距不断扩大。这说明中国对东盟国家的出口贸易创造效应面临更小的失效风险，即出口贸易创造效应持续期更长。

然而，仅仅通过贸易对象国是否为东盟国家来判定中国出口贸易创造效应持续期未免过于武断，需要进一步将东道国的特征变量纳入分析范畴，以控制其他因素对中国出口贸易创造效应持续期的影响。因此，运用更为严谨的计量分析方法证实KM生存曲线的直观结论显得十分必要。Cox(1972)基于比例风险模型(PH)提出了Cox模型，Cox模型在估计过程中并不需要对风险函数的具体分布形式做严格界定，因而在实际运用中更具优势。因此，本文将Cox模型作为基准生存分析模型，并将其形式设定如下：

(11)

(12)

表3报告了基准Cox模型和时变Cox模型的估计结果。结果显示，在5%显著性水平下，在控制了相关控制变量之后，Asean系数显著为负，说明CAFTA战略初步实施下的中国对东盟国家的出口贸易创造效应面临较低的终止风险率，证实了KM生存曲线的预期结果。同时，通过比较两类Cox模型估计结果发现，其他变量系数符号及显著性并未存在显著差异，说明虚拟变量Asean违反PH假设的可能性并不大。

表3 Cox生存分析模型估计结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著；括号内为t统计值；每列回归均控制相关控制变量，模型(2)—(5)中分别加入GDP增长率、每单位资本存量GDP、人均收入、人口密度与时间变量Time的交互项。

七、结论和启示

本文选取1992—2014年间8个东盟国家和96个控制组国家作为分析对象，创造性的使用合成控制法对CAFTA的贸易创造效应进行量化评估。结果表明，总体上，2005年CAFTA战略框架下的协议降税实施以来，中国对东盟整体的净出口贸易效应为正；然而净贸易效应却存在较为明显的差异，中国对越南、新加坡和印度尼西亚等国存在较显著的出口贸易创造效应，对印度尼西亚和老挝存在较显著的进口贸易创造效应；借助于Cox生存分析模型进一步发现，CAFTA战略的初步实施将有效延长中国对东盟国家的出口贸易创造效应持续期。

针对研究结论，带来的启示是：

(1)由中国倡导构建的CAFTA框架，在具体运行上是卓有成效的，这体现中国在自贸区战略问题上的“高瞻远瞩”，因而中国应顺势打造CAFTA的“升级版”，适时地与东盟国家展开领域更广泛的深度谈判与合作，签订互惠协议和扩大免税商品清单，深度挖掘印度尼西亚、新加坡等老东盟国家的市场潜力，拓宽中国产品出口渠道。

(2)由于目前机电、装备制造等高技术产品仍处于多数东盟国家进口的敏感商品行列，中国出口方面仍会遭遇诸多政策障碍，下阶段需要就该问题进行重点协商，尽早将该类产品纳入免税范畴，为高端制造品“走出去”创造契机。

(3)CAFTA战略实施的成功经验也为中国在自贸区框架内与其他新兴经济体开展更广泛的经贸合作提供了良好示范。基于产业比较优势，推进双边贸易往来，同时就降税协议的磋商应结合本国经济发展事实而采取“小步慢跑”的方式进行，既要保证国内幼稚产业发展不至于受到威胁，也要为双边贸易持续扩张提供更大空间。

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(责任编辑 张 坤)

TradeCreationEffectofChina-ASEANFreeTradeArea:OnSyntheticControlMethod

NIE Fei

(College of Economics & Management, Huazhong Agriculture University, Wuhan 430070)

Using the bilateral trade data between China and 104 countries during 1992—2014, this paper applies synthetic control method to examine the trade creation effect of CAFTA. The results show that the trade creation effect of CAFTA is positive under influence of preliminary implementation CAFTA strategy in 2005. According to the national division, export creation effect of CAFTA exists between China with Indonesia, Vietnam and Singapore, while import creation effect of CAFTA exists between China with Indonesia and Laos. Further study finds that implementation of CAFTA strategy has significantly prolonged the duration of export creation effect between China with ASEAN countries.

CAFTA; trade creation effect; synthetic control method; duration

2017-02-28

聂 飞(1989--)，男，湖北荆州人，博士，华中农业大学经济管理学院讲师。

华中农业大学自主科技创新基金(2662016QD051)。

F114.4

：A

：1001-6260(2017)07-0036-12

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.07.004