俄白哈關(guān)稅同盟貿(mào)易效應(yīng)及對(duì)中國(guó)新疆商品出口貿(mào)易的影響

李豫新　王雪梅

摘要：關(guān)稅同盟的貿(mào)易效應(yīng)對(duì)區(qū)域外貿(mào)易國(guó)家和地區(qū)的出口貿(mào)易具有重要影響。文章應(yīng)用巴拉薩模型分析了俄白哈關(guān)稅同盟的貿(mào)易效應(yīng)，結(jié)合貿(mào)易效應(yīng)著重探索了俄白哈關(guān)稅同盟對(duì)中國(guó)新疆商品出口貿(mào)易的影響。結(jié)果表明：俄白哈關(guān)稅同盟的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)明顯，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)初步顯現(xiàn)；中國(guó)新疆與俄白哈三國(guó)的出口貿(mào)易緊密度減弱；中國(guó)新疆對(duì)俄白哈三國(guó)的出口貿(mào)易增速下降，出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)中的工業(yè)制成品占比逐漸下降；俄白哈關(guān)稅同盟的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)對(duì)中國(guó)新疆商品的出口貿(mào)易帶來(lái)較大沖擊。

關(guān)鍵詞： 俄白哈關(guān)稅同盟；貿(mào)易效應(yīng)；中國(guó)新疆；出口貿(mào)易影響

中圖分類號(hào)：F742文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217（2015）02-0100-05

一、引言

關(guān)稅同盟是區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的組織形式之一，它對(duì)區(qū)域內(nèi)成員國(guó)取消關(guān)稅和貿(mào)易壁壘，但對(duì)區(qū)域外成員國(guó)則實(shí)行統(tǒng)一關(guān)稅和對(duì)外貿(mào)易政策。1950年維納（Viner，1950）首次提出了貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移兩種貿(mào)易效應(yīng)，以此來(lái)衡量關(guān)稅同盟建立后帶來(lái)的實(shí)際影響[1]。1958年成立的歐洲經(jīng)濟(jì)共同體的關(guān)稅同盟，區(qū)域內(nèi)成員國(guó)貿(mào)易發(fā)展的壯大突顯出貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，積極推進(jìn)了歐洲經(jīng)濟(jì)一體化的進(jìn)程。近年形成的關(guān)稅同盟組織——俄白哈關(guān)稅同盟，由俄白哈三國(guó)組成的關(guān)稅同盟組織，自2010年1月1日起，俄白哈三國(guó)開始對(duì)外實(shí)行統(tǒng)一進(jìn)口稅率（部分商品有過(guò)渡期），至此，標(biāo)志著俄白哈關(guān)稅同盟成立并開始運(yùn)作。哈薩克斯坦、俄羅斯一直以來(lái)都是中國(guó)新疆的主要貿(mào)易伙伴，截至2012年，中國(guó)新疆對(duì)哈薩克斯坦的出口額為71.39億美元，占中國(guó)對(duì)哈薩克斯坦出口總額的64.89%。隨著俄白哈關(guān)稅同盟的形成所產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)，勢(shì)必會(huì)對(duì)中國(guó)新疆商品的出口貿(mào)易造成一定的影響。因此，研究俄白哈關(guān)稅同盟貿(mào)易效應(yīng)及對(duì)中國(guó)新疆商品出口貿(mào)易的影響，不僅對(duì)中國(guó)新疆商品出口貿(mào)易的發(fā)展有著十分重要的意義，而且對(duì)中國(guó)與俄白哈的外貿(mào)發(fā)展意義重大。

貿(mào)易效應(yīng)最早是由美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家維納提出的，他認(rèn)為通過(guò)比較貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)可反映出建立關(guān)稅同盟得益與否[1]。在維納研究的基礎(chǔ)上，關(guān)稅同盟的貿(mào)易效應(yīng)對(duì)非成員國(guó)的影響是各國(guó)學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)所在。Paul R.Krugman（2000）認(rèn)為區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化國(guó)家之間的貿(mào)易合作程度越高，貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)越明顯，則越有可能危害非關(guān)稅同盟成員國(guó)的利益[2]。宋巖（2007）通過(guò)建立非成員國(guó)福利效用函數(shù)分析得出：關(guān)稅同盟成立前各個(gè)國(guó)家的多邊合作關(guān)稅水平越高，關(guān)稅同盟帶來(lái)的貿(mào)易轉(zhuǎn)移越有可能損害非成員國(guó)的利益[3]。此外，關(guān)稅同盟的貿(mào)易效應(yīng)同樣會(huì)對(duì)成員國(guó)之間的貿(mào)易產(chǎn)生影響。Jong-Wha Lee & Kwanho Shin（2006）認(rèn)為東亞區(qū)域貿(mào)易協(xié)定促進(jìn)了成員國(guó)之間的貿(mào)易增加，給成員國(guó)帶來(lái)貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)[4]。趙琛、鐘昌元（2012）則運(yùn)用貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)并建立巴拉薩模型研究表明，《海峽兩岸經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》（ECFA）簽署后產(chǎn)生的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)不顯著，臺(tái)灣與大陸的貿(mào)易規(guī)模較小[5]。俄白哈關(guān)稅同盟成立后，王維然、朱敏、吳唯君（2011）分別從靜態(tài)效應(yīng)和動(dòng)態(tài)效應(yīng)兩方面分析出俄白哈三國(guó)在農(nóng)產(chǎn)品領(lǐng)域體現(xiàn)出貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，并根據(jù)關(guān)稅水平的提升發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和刺激投資效應(yīng)[6]。

綜上研究可知，關(guān)稅同盟的貿(mào)易效應(yīng)對(duì)成員國(guó)和非成員國(guó)均有不同程度的影響。俄白哈關(guān)稅同盟成立后，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們對(duì)其貿(mào)易效應(yīng)的研究也逐步開展，但由于此同盟建立時(shí)間較晚，因此相關(guān)研究仍以思路分析和定性描述為主，定量研究方法相對(duì)缺乏。此外，俄白哈關(guān)稅同盟成立后產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)對(duì)中國(guó)新疆商品出口貿(mào)易的影響也缺乏足夠的關(guān)注?；诖?，本文在借助巴拉薩模型分析俄白哈關(guān)稅同盟貿(mào)易效應(yīng)的基礎(chǔ)上，探索俄白哈關(guān)稅同盟建立對(duì)中國(guó)新疆商品出口貿(mào)易強(qiáng)度、貿(mào)易規(guī)模及增速、貿(mào)易結(jié)構(gòu)等方面帶來(lái)的影響。

二、俄白哈關(guān)稅同盟的貿(mào)易效應(yīng)分析

（一）模型選擇巴拉薩模型

巴拉薩模型一般通過(guò)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成前后的進(jìn)口需求收入彈性的變化來(lái)反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化帶來(lái)的貿(mào)易效應(yīng)。其基本假設(shè)是，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成前的進(jìn)口需求收入彈性是保持不變的，根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成后進(jìn)口需求收入彈性的變化來(lái)判斷貿(mào)易效應(yīng)。若區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成后進(jìn)口需求收入彈性變大，表明存在貿(mào)易創(chuàng)造；若區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化形成后進(jìn)口需求收入彈性變小，則表示貿(mào)易轉(zhuǎn)移。巴拉薩模型的基本方程為：

M-r國(guó)為r國(guó)的進(jìn)口值，Y-r為r國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，A為常數(shù)，b為進(jìn)口需求收入彈性，V為模型誤差，將方程兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)得：為更好地檢驗(yàn)俄白哈關(guān)稅同盟成立后對(duì)三國(guó)產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)，并且區(qū)別俄白哈關(guān)稅同盟成立前后不同的時(shí)間，在模型中引入虛擬變量D。俄白哈關(guān)稅同盟成立前，D取0；成立后，D取1。則模型變?yōu)椋簂n Mr=a+（b1+b2D）ln Yr+u，再將其轉(zhuǎn)變?yōu)橐韵氯齻€(gè)方程：

總進(jìn)口方程：

其中，MT-r、MI-r、MO-r分別是r國(guó)（或地區(qū)）的商品貿(mào)易總進(jìn)口值、區(qū)域內(nèi)貿(mào)易進(jìn)口值和區(qū)域外貿(mào)易進(jìn)口值；Y-r為該國(guó)（或地區(qū)）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。b-T1、b-I1、b-O1分別為俄白哈關(guān)稅同盟成立前的總進(jìn)口需求收入彈性、區(qū)內(nèi)進(jìn)口需求收入彈性、區(qū)外進(jìn)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(guān)稅同盟成立后的總進(jìn)口需求收入彈性、區(qū)內(nèi)進(jìn)口需求收入彈性、區(qū)外進(jìn)口需求收入彈性。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

選擇2005～2012年的數(shù)據(jù)為研究樣本，以2010年作為俄白哈關(guān)稅同盟成立的分界點(diǎn)。2005～2009年，D=0；2010～2012年，D=1。俄白哈三國(guó)的總進(jìn)口值、區(qū)內(nèi)進(jìn)口值和區(qū)外進(jìn)口值由WTO數(shù)據(jù)庫(kù)、UN COMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)和哈薩克斯坦統(tǒng)計(jì)署整理計(jì)算而得，三國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)源于世界銀行網(wǎng)站。

（三）結(jié)果分析

運(yùn)用Eviews6.0軟件對(duì)上述建立的模型（1）、（2）、（3）進(jìn)行最小二乘法估計(jì)。從回歸結(jié)果來(lái)看，每個(gè)回歸方程的F檢驗(yàn)值的顯著水平都很高，各個(gè)擬合參數(shù)都在90%左右；調(diào)整后的R2也相當(dāng)高，可以看出模型的擬合優(yōu)度比較好，這些說(shuō)明了該回歸方程的可信度。此外，回歸方程中的各變量系數(shù)至少通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，大部分t值在1%和5%的顯著性水平下通過(guò)了檢驗(yàn)，保證了各回歸變量系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上的可靠性?；貧w結(jié)果如表1所示。