基于引力模型的中日韓三國貿(mào)易發(fā)展態(tài)勢實(shí)證研究

摘 要 中日韓地區(qū)已經(jīng)成為當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快的區(qū)域之一。但是近年來，中日、中韓兩國關(guān)系卻出現(xiàn)不同局面，因此在當(dāng)前中日韓微妙的關(guān)系下，本文試圖分析三國出口貿(mào)易的影響因素，并基于擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型驗(yàn)證距離、經(jīng)濟(jì)規(guī)模以及政策因素對于雙邊貿(mào)易的不同影響。研究結(jié)果顯示，雙方的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、物理距離以及構(gòu)建中日韓FTA會(huì)對雙邊出口產(chǎn)生顯著影響。所以三國應(yīng)該加強(qiáng)合作，摒棄非經(jīng)濟(jì)因素隔閡，加快建立中日韓自貿(mào)區(qū)。

關(guān)鍵詞 中日韓FTA；貿(mào)易流量；引力模型

一、前言

中日韓三國地理位置相近，貿(mào)易歷史悠久，是亞洲地區(qū)最為重要的經(jīng)濟(jì)體，也是當(dāng)前世界經(jīng)濟(jì)中最具活力的發(fā)展區(qū)域之一。在過去10年間，中日兩國貿(mào)易和中韓兩國貿(mào)易的結(jié)構(gòu)逐漸趨同。在中日兩國貿(mào)易方面，中國對日本的機(jī)械設(shè)備和電子產(chǎn)品的出口比重明顯增加，其中很大比例是加工貿(mào)易方式，大部分為日本在華企業(yè)產(chǎn)品出口，屬產(chǎn)業(yè)內(nèi)和公司內(nèi)貿(mào)易。而韓國從中國進(jìn)口的商品也逐步從初級產(chǎn)品轉(zhuǎn)變?yōu)楣I(yè)半成品或制成品，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易也日益普遍。

關(guān)于中日韓三國建立自貿(mào)區(qū)的提議也被三國熱議多年，尤其是今中韓自貿(mào)區(qū)的談判已經(jīng)全部完成，將與2015上半年完成正式簽約，而中韓貿(mào)易量也立刻得到刺激，根據(jù)2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，中韓貿(mào)易量的增速已遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過中日貿(mào)易量，中韓FTA的建立為三國自貿(mào)區(qū)的建設(shè)邁出了重要的一步。而于此同時(shí)，日本與中國、韓國的關(guān)系依舊保持緊張。不過我們也看到了改善的一面，中日財(cái)長對話將在時(shí)隔3年6個(gè)月之后重啟，中韓兩國對日本關(guān)系的似乎也有一絲改善。所以在這種情況下，本文采用貿(mào)易引力模型，對中日韓三國的雙邊貿(mào)易進(jìn)行實(shí)證分析，并對引起貿(mào)易量不同的各個(gè)因素加以探討。

二、中日韓三國貿(mào)易引力模型的構(gòu)建

貿(mào)易引力模型由牛頓的萬有引力定律變換而來，最早是由Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）引入到貿(mào)易領(lǐng)域的研究。貿(mào)易引力模型反映了貿(mào)易雙方的雙邊貿(mào)易流量與各自的經(jīng)濟(jì)總量呈正相關(guān)，與雙方的距離呈負(fù)相關(guān)。其中出口國的經(jīng)濟(jì)總量代表出口國的供給能力，進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)總量代表進(jìn)口國的需求能力，距離代表貿(mào)易阻力，其基本表達(dá)式為：

其中A為常數(shù)項(xiàng)，X為雙邊貿(mào)易量，Y為經(jīng)濟(jì)總量，D為距離。

本文以該貿(mào)易引力模型為基礎(chǔ)，試圖建立反映中日韓三國雙邊貿(mào)易的引力模型，考慮到中日韓三國的現(xiàn)狀，做出如下變動(dòng)：

（1）引入人均GDP差值PYD，因?yàn)槿司鵊DP同時(shí)包含了一個(gè)國家人口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平這兩個(gè)重要因素，而人均GDP的差值更是代表需求的大小以及要素稟賦配置等。預(yù)計(jì)人均GDP差值的增加會(huì)引起雙方貿(mào)易量的增加，人均GDP差值的減少會(huì)引起雙方貿(mào)易量的減少。

（2）引入出口國國際直接投資存量FDI，出口國吸收的國際直接投資會(huì)引起互補(bǔ)性國際貿(mào)易，增加雙方貿(mào)易流量。

（3）引入虛擬變量中日韓發(fā)表建立中日韓自貿(mào)區(qū)聯(lián)合宣言，中日韓三國在2002年年底在柬埔寨召開東亞領(lǐng)導(dǎo)人峰會(huì)期間，三國經(jīng)貿(mào)部長舉行會(huì)晤，宣布啟動(dòng)中日韓自貿(mào)區(qū)會(huì)談，其產(chǎn)生的實(shí)質(zhì)影響也在2003年間產(chǎn)生，因此該虛擬變量以2003年為節(jié)點(diǎn)，預(yù)計(jì)中日韓三國發(fā)表聯(lián)合宣言會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)區(qū)域貿(mào)易發(fā)展，促進(jìn)雙邊貿(mào)易的進(jìn)行。

（4）引入虛擬變量中日韓啟動(dòng)自貿(mào)區(qū)談判，根據(jù)2012年5月13日三國領(lǐng)導(dǎo)人在北京舉行的第五次中日韓領(lǐng)導(dǎo)人會(huì)議聯(lián)合宣言中的共識(shí)，中國商務(wù)部與日本經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)省、韓國外交通商部正式宣布啟動(dòng)中日韓自貿(mào)區(qū)談判。因此本虛擬變量以2012為節(jié)點(diǎn)，預(yù)計(jì)中日韓三國正式啟動(dòng)自貿(mào)區(qū)談判會(huì)對雙邊貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生極大的促進(jìn)作用。

三、實(shí)證分析

利用Yit、Yjt、PYDit、Dij、FDIit、DECLt、NEGt、Xijt表示出口國i在t年的GDP、進(jìn)口國j在t年的GDP、進(jìn)出口國在t年的人均GDP差額、出口國i在t年的FDI存量、中日韓聯(lián)合宣言虛擬變量（2003年之前為1，2003年以及之后為2），中日韓啟動(dòng)自貿(mào)區(qū)談判虛擬變量（2012年之前為1，2012年以及之后為2）、i國與j國雙邊貿(mào)易出口總量，為了消除數(shù)據(jù)間的差異，使得數(shù)據(jù)更具平穩(wěn)性，對數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理。

本文對雙邊貿(mào)易總量的影響因素研究采取的是多元回歸分析方法，其中因變量為Xij，自變量為Yi、Yj、PYDi、Dij、FDIi、DECL|NEG，建立如下回歸模型：

其中，a0為常數(shù)項(xiàng)，δ為殘差項(xiàng)。

在計(jì)量方法使用上，利用EVIEWS計(jì)量分析軟件，采用廣義最小二乘法基于面板數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析，第一次估計(jì)時(shí)，把所有的變量納入到方程中，得到如下的結(jié)果。

通過表1看出，在顯著性水平為0.05時(shí)，有部分的變量沒有通過統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)，因此需要對其進(jìn)行剔除，本文采用向后剔除的方法，首先剔除P值最大的變量，直到所有變量的顯著性水平都小于0.05，得到最終的回歸模型如下：

通過以上的回歸分析可以發(fā)現(xiàn)，在置信水平為0.05時(shí)，自變量的系數(shù)通過統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)。上表顯示，模型的決定系數(shù)為0.775271，F(xiàn)值為53.81698，其顯著性概率值小于0.05，即拒絕總體回歸系數(shù)均為0的原假設(shè)，認(rèn)為最終的回歸方程擬合效果較好。對擬合結(jié)果做進(jìn)一步分析可以得出以下結(jié)論：

（1）與原始貿(mào)易引力模型相吻合，中日韓三國的貿(mào)易量與進(jìn)出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模成正比，與空間距離成反比。首先，如果其他變量保持不變，出口國經(jīng)濟(jì)規(guī)模比進(jìn)口國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對雙邊貿(mào)易量的影響大，出口國GDP每上升1%，雙邊貿(mào)易流量就上升0.56%；進(jìn)口國GDP每上升1%，雙邊貿(mào)易流量就上升0.49%。其次，距離對于貿(mào)易流量的阻礙作用明顯，進(jìn)出口國間距離每增加1%，出口量就減少0.68%。如果考慮到中日韓三國間貿(mào)易主要是海運(yùn)貿(mào)易，韓國的主要港口與中國的港口距離更是遠(yuǎn)小于日本的主要港口到中國的距離，所以距離因素在實(shí)際中的影響應(yīng)該會(huì)更高。

（2）經(jīng)濟(jì)因素變量中，反映國家間經(jīng)濟(jì)水平差距和資源稟賦的經(jīng)濟(jì)變量PYD（人均GDP差額）與貿(mào)易量成正比。國家間經(jīng)濟(jì)水平差距或者說資源稟賦每增加1%，雙邊的出口量就會(huì)增加0.44%，這進(jìn)一步說明了中日韓三國的貿(mào)易主要是產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。同時(shí)，我們注意到，另一個(gè)經(jīng)濟(jì)因素FDI（出口國國際直接投資存量）并沒有通過顯著性檢測。這個(gè)主要是由于日韓近些年來產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移引起的。日韓近十年來，主要投資于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，而這些產(chǎn)業(yè)主要位于日韓本土以及歐美國家，在中國的投資還是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，所以日韓投資的重點(diǎn)還是位于本土以及歐美國家，當(dāng)然，在中日韓自貿(mào)區(qū)建立之后，勢必會(huì)引起一波相互投資的高潮。同時(shí)，由于中國是吸納外資最多的發(fā)展中國家，日韓的投資額相比于中國龐大的FDI存量也只能算是一小部分，因此，F(xiàn)DI存量在中日韓三國貿(mào)易引力模型中也就表現(xiàn)的不為顯著。

（3）虛擬變量2003年中日韓發(fā)表推進(jìn)合作宣言的回歸系數(shù)為0.335058，T值為3.005594，對應(yīng)的P值遠(yuǎn)小于0.10，說明虛擬變量DECL（中日韓發(fā)表聯(lián)合宣言2003）會(huì)對雙邊貿(mào)易額產(chǎn)生正向影響作用，即中日韓三國發(fā)表推進(jìn)合作宣言之后，三國的雙邊貿(mào)易量立刻體現(xiàn)出上漲的趨勢，因此可見，三國對于建立中日韓自貿(mào)區(qū)的提議均是在經(jīng)濟(jì)上體現(xiàn)出非常支持的態(tài)度，三國也應(yīng)該著手加快速度建立中日韓自貿(mào)區(qū)。同時(shí)，另一個(gè)虛擬變量NEG（中日韓正式啟動(dòng)自貿(mào)區(qū)談判2012）在擬合中并沒有表現(xiàn)出來。前文中已經(jīng)提到，2011年中日韓三國正式啟動(dòng)自貿(mào)區(qū)談判，并預(yù)計(jì)2012年底完成三國自貿(mào)區(qū)談判。但是同樣在2012年，日本宣布釣魚島國有，造成中日關(guān)系緊張，同時(shí)日本與韓國在爭議島嶼上也是劍拔弩張，中韓同日本關(guān)系一度降到冰點(diǎn)，并且沒有任何復(fù)蘇跡象，因此這種情況下在2012年初啟動(dòng)的中日韓自貿(mào)區(qū)談判也就只能流于紙上了，但是該虛擬變量在中日韓三國貿(mào)易引力模型的不顯著并不能完全反映出三國間的雙邊關(guān)系，因此我們通過對比中日韓三國雙邊貿(mào)易量（圖1和圖2，其中日韓、日中使用2000-2014年數(shù)據(jù)，中日、中韓使用2000-2014年數(shù)據(jù)，圖中貿(mào)易量單位均為美元）來進(jìn)行深入研究。

圖1中國和日本與韓國貿(mào)易對比圖 2日本和韓國與中國貿(mào)易量對比

數(shù)據(jù)來源：聯(lián)合國ComTrade數(shù)據(jù)庫

由圖1可以很明顯的看到，中韓與日韓貿(mào)易以2012年為節(jié)點(diǎn)呈現(xiàn)出完全相反的發(fā)展態(tài)勢，中韓貿(mào)易繼續(xù)保持高速增長，但日韓之間卻萎靡不振，繼續(xù)頹勢。這很大一部分都是由非經(jīng)濟(jì)因素引起的.從圖2可以看到，中日與中韓貿(mào)易在2012年之前保持著非常統(tǒng)一的一致性，但從2012年開始，兩者卻呈現(xiàn)出完全相反的增長趨勢。與此同時(shí)韓日之間的貿(mào)易量也呈現(xiàn)出嚴(yán)重下滑的趨勢。不過中韓貿(mào)易量趨勢穩(wěn)中有升，呈現(xiàn)出非常良好的發(fā)展態(tài)勢。因此根據(jù)圖1可以推測虛擬變量NEG（中日韓正式啟動(dòng)自貿(mào)區(qū)談判2012），在中韓兩國的雙邊貿(mào)易中起到非常重要的促進(jìn)作用，但是由于中日韓三國整體當(dāng)中存在非常多的政治因素以及其它阻力，該虛擬變量在整個(gè)中日韓三國貿(mào)易引力模型中表現(xiàn)并不理想。但我們可以推測，只要三國消除之間的隔閡該因素勢必會(huì)創(chuàng)造中日韓三國貿(mào)易量的新一輪增長。

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作者簡介：徐一丹（1991-），男，山東臨沂人，貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院國際貿(mào)易學(xué)專業(yè)在讀研究生，主要研究方向：國際貿(mào)易理論與政策。