中泰自由貿(mào)易區(qū)框架下的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效應(yīng)研究

李穎

[摘要] 隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的不斷發(fā)展，特別是中泰自由貿(mào)易區(qū)建立以來，兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展迅速。引用巴拉薩模型和引力模型定量分析中泰自由貿(mào)易區(qū)框架下的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易既具有貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，又具有貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。中泰自由貿(mào)易區(qū)的建立有利于促進(jìn)兩國對外貿(mào)易發(fā)展及福利水平提升。

[關(guān)鍵詞]中泰自由貿(mào)易區(qū)； 農(nóng)產(chǎn)品； 貿(mào)易效應(yīng)

[中圖分類號] F752.8 []文獻(xiàn)標(biāo)識碼] A

一、前言

近年來，中國在全球區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作領(lǐng)域取得了長足發(fā)展， 尤其在雙邊自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)方面不斷取得新成果。20世紀(jì)90年代以來，中國與東盟的經(jīng)貿(mào)合作日益密切，雙邊貿(mào)易額大幅攀升。中國-東盟自貿(mào)區(qū)于2010年正式建成，它的成立強(qiáng)化了區(qū)域內(nèi)成員國間的貿(mào)易關(guān)系，促進(jìn)了成員國間雙邊貿(mào)易協(xié)議的簽訂。其中，中國和泰國在2003年6月18日簽定了《中國與泰國關(guān)于在<中國一東盟全面經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議>“早期收獲”方案下加速取關(guān)稅的協(xié)議》，這份協(xié)議的簽署標(biāo)志著中國與泰國之間的貿(mào)易自由化邁出了重要一步。根據(jù)這項(xiàng)協(xié)議，雙方將取消關(guān)稅及非關(guān)稅等壁壘，逐步實(shí)現(xiàn)貿(mào)易自由化。自2003年10月1起，兩國將逐步實(shí)現(xiàn)蔬菜和水果產(chǎn)品零關(guān)稅。

中國和泰國作為亞洲兩個(gè)重要的發(fā)展中國家，都高度重視農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位，都是世界上重要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易大國。中國土地面積遼闊，從南到北具有明顯的氣候差異，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具備多樣化的發(fā)展形式。泰國的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)非常發(fā)達(dá)，擁有富饒的土地，農(nóng)產(chǎn)品品種繁多。泰國是世界上最大的木薯、稻米和橡膠出口國，另外還大量出口熱帶水果、咖啡、黃麻、竹類、野生藥材等產(chǎn)品。中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易源遠(yuǎn)流長，隨著近幾年來兩國經(jīng)貿(mào)合作的不斷深化，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易水平也不斷提升。2003年，中泰自由貿(mào)易區(qū)成立，加之中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易協(xié)議的簽署，兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易迅猛發(fā)展。學(xué)術(shù)界關(guān)于中泰兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系的研究也在不斷深入，但是目前大多成果多集中于宏觀層面，鮮少關(guān)于中泰FTA貿(mào)易效應(yīng)的研究。本文將運(yùn)用巴拉薩模型和引力模型對中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)行實(shí)證分析，并提出相關(guān)對策建議。

二、實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

（一）巴拉薩的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移模型

Vinery （1950）指出自貿(mào)區(qū)的成立可以使兩種貿(mào)易效應(yīng)在區(qū)域內(nèi)各成員國內(nèi)產(chǎn)生：一種是貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。 即自貿(mào)區(qū)建立后一成員國低生產(chǎn)成本的產(chǎn)品替代另一成員國高生產(chǎn)成本的產(chǎn)品，因而促進(jìn)了貿(mào)易區(qū)內(nèi)各成員國之間的貿(mào)易往來。另一種是貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易從較低生產(chǎn)成本的非自貿(mào)區(qū)成員國轉(zhuǎn)到較高生產(chǎn)成本的自貿(mào)區(qū)成員國，這種效應(yīng)將會(huì)縮小非成員國和成員國間的貿(mào)易規(guī)模。成員國的社會(huì)福利增加受益于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而非成員國的社會(huì)福利降低也是受貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的影響。因此，F(xiàn)TA的凈福利效應(yīng)取決于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)之和。巴拉薩模型是測算貿(mào)易效應(yīng)的應(yīng)用較為廣泛的模型之一。本文將實(shí)證分析中-泰FTA對兩國的貿(mào)易效應(yīng)。

1. 巴拉薩模型的形式

巴拉薩模型在分析成員國貿(mào)易合作的貿(mào)易效應(yīng)時(shí)，是利用在貿(mào)易合作前后成員國的進(jìn)口需求收入彈性的變化情況來進(jìn)行研究的。其假設(shè)前提是進(jìn)口的需求收入彈性在區(qū)域合作之前是穩(wěn)定不變的。在此基礎(chǔ)上，在進(jìn)行區(qū)域合作后，若其成員國的進(jìn)口需求收入彈性上升，則意味著此時(shí)貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)產(chǎn)生。在開展區(qū)域合作后，如果區(qū)域內(nèi)成員國對區(qū)域外成員國的貿(mào)易進(jìn)口需求收入彈性下降，則意味著此時(shí)貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)產(chǎn)生。該模型的基本方程為：

其中，Mj為j國的進(jìn)口值，Yj為j國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，a為常數(shù)，μ為誤差，b為進(jìn)口的需求收入彈性。對方程兩邊取自然對數(shù)后，得到三個(gè)方程：

（1）

（2）

（3）

方程（1）為總進(jìn)口需求方程式，方程（2）為區(qū)域內(nèi)進(jìn)口方程式，方程（3）為區(qū)域外進(jìn)口需求方程式。其中 MTj、MIj、MEj分別為j國總進(jìn)口額、區(qū)域內(nèi)進(jìn)口額和區(qū)域外進(jìn)口額，ak、bk、μk （k = 0 、1 、2 ）分別為常數(shù)、進(jìn)口需求彈性系數(shù)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為了分析在FTA簽訂前后進(jìn)口需求收入彈性的變化情況，本文引人虛擬變量D。若中泰兩國在該年沒有簽署FTA，則D=0；若兩國簽署了FTA，D=1。引入虛擬變量之后，得到方程為：

（4）

（5）

（6）

其中MTj、MIj、MEj、ak、bk、μk （k = 0 、1 、2）的含義不變 ，而 （b0+c0） 、 （b1+c1） 、（b2+c2） 分別表示簽署FTA之后的總進(jìn)口需求收入彈性、區(qū)域內(nèi)進(jìn)口需求彈性和區(qū)域外進(jìn)口需求彈性。ck即為中泰在實(shí)施 FTA前后的進(jìn)口需求彈性差，當(dāng)ck>0時(shí)，進(jìn)口需求彈性增大；當(dāng)ck<0時(shí)進(jìn)口需求彈性減小。

2.樣本數(shù)據(jù)來源及處理

農(nóng)產(chǎn)品是一種大宗產(chǎn)品，對外貿(mào)易的統(tǒng)計(jì)口徑較為復(fù)雜，對其范圍的劃定和理解缺乏統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)。目前有兩種使用較為廣泛的農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)計(jì)體系，一是《聯(lián)合國國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類目錄》，二是海關(guān)合作理事會(huì)組織制定的《協(xié)調(diào)商品名稱和編碼制度》，兩種統(tǒng)計(jì)方法對產(chǎn)品的分類不一致。本文根據(jù)中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易實(shí)際情況，將農(nóng)產(chǎn)品界定在HS制度的第1章至第24章的產(chǎn)品。這一口徑下的農(nóng)產(chǎn)品包括活動(dòng)物和動(dòng)物產(chǎn)品（HS01—05章）、植物產(chǎn)品（06—14章）、動(dòng)植物油、脂、蠟及食用油脂（15章）和食品、飲料、酒和煙草及其制品（16—24章）。該口徑對農(nóng)產(chǎn)品的范圍界定清晰，可以通過對HS分章數(shù)據(jù)加總方便地得到農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，易于統(tǒng)計(jì)。本文基于2001—2013年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。由于2003年中泰自由貿(mào)易區(qū)成立，所以2003年為分界線，即2003年之前D=0，2003年及其以后D=1。通過比較中國與泰國在FTA前后進(jìn)口的需求收入彈性在進(jìn)口總額、區(qū)域內(nèi)進(jìn)口額和區(qū)域外進(jìn)口額的變化情況，就可以得到兩國實(shí)行FTA后所產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)。endprint

數(shù)據(jù)來源及處理：為了確保數(shù)據(jù)的同一性和準(zhǔn)確性，中泰兩國歷年的GDP數(shù)據(jù)及進(jìn)出口數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站；其中區(qū)外進(jìn)口值等于總進(jìn)口值減去區(qū)內(nèi)進(jìn)口值，所采用的GDP數(shù)據(jù)都是根據(jù)當(dāng)時(shí)的匯率折算的美元價(jià)格。

3.實(shí)證結(jié)果及分析

利用Eviews6.0軟件對2001—2013年數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從實(shí)證分析的最終結(jié)果可以看出，F(xiàn)值檢驗(yàn)均通過了在1%的顯著性水平的檢驗(yàn)，擬合優(yōu)度也高于90%，模擬效果較為良好。

表1 中國與泰國的貿(mào)易創(chuàng)造與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)

自貿(mào)區(qū)實(shí)施前的進(jìn)口需求收入彈性 自貿(mào)區(qū)實(shí)施后的進(jìn)口需求收入彈性 自貿(mào)區(qū)實(shí)施前后的進(jìn)口需求收入彈性

b b+c c

中國 總進(jìn)口 1.141591 1.052529 -0.089062

區(qū)內(nèi)進(jìn)口 1.038902 1.010692 -0.02821

區(qū)外進(jìn)口 1.145204 1.054142 -0.091062

泰國 總進(jìn)口 1.186016 1.254101 0.068085

區(qū)內(nèi)進(jìn)口 1.765210 1.798923 0.033713

區(qū)外進(jìn)口 1.139679 1.206949 0.06727

從表1可以看出，F(xiàn)TA實(shí)施前后兩國的進(jìn)口需求收入彈性的變化均小于 0.095， 也就是說兩國由FTA產(chǎn)生的貿(mào)易轉(zhuǎn)移和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)均較小，但FTA的實(shí)施對雙方的影響卻大不相同：

（ 1 ） 從中國方面來看，進(jìn)口需求彈性在兩國實(shí)施FTA后變小了。三種彈性分別從FTA實(shí)施前的1.141591、1.038902和1.145204下降到1.052529、1.010692和1.054142，盡管下降的幅度較小，但也說明中國在實(shí)施FTA后非但沒有產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，反而產(chǎn)生了凈的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。從貿(mào)易額來看，自中泰自由貿(mào)易區(qū)建立以來，中國對泰國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差迅速擴(kuò)大。實(shí)證結(jié)果表明：中國加入中泰自由貿(mào)易區(qū)后沒有獲得貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而獲得貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。

（ 2 ） 從泰國方面來看，三種彈性在兩國實(shí)施FTA后都有了少量提高，分別從實(shí)施前的1.186016、1.765210、1.139679提高到1.254101、1.798923、1.206949，這說明泰國在實(shí)行FTA后貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)并沒有顯現(xiàn)，反而出現(xiàn)了凈的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。也就是說，泰國實(shí)施FTA后，除了進(jìn)口具有比較優(yōu)勢的中國產(chǎn)品外，同時(shí)也從其他國家進(jìn)口成本較為低廉的產(chǎn)品。另外，無論兩國在FTA實(shí)施前還是實(shí)施后，泰國對中國的進(jìn)口需求彈性都比較大，在1.7以上，表明泰國的GDP每增加一個(gè)百分點(diǎn)，對中國的進(jìn)口就增加1.7%以上， 這說明泰國對中國的進(jìn)口需求具有較大發(fā)展?jié)摿Α?shí)證結(jié)果表明：泰國加入中泰自由貿(mào)易區(qū)后獲得了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。

（二）貿(mào)易效應(yīng)的引力模型分析

1.模型的構(gòu)建

貿(mào)易引力模型是從牛頓的萬有引力定律中推導(dǎo)出來的。較早將引力模型用于研究國際貿(mào)易問題的是Tinbergen （1962）和Poyhonen（1963）。他們指出兩國之間的貿(mào)易規(guī)模與兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正比例關(guān)系，而與運(yùn)輸成本（雙邊的距離）呈反比例關(guān)系。其中，出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模反映了其內(nèi)在的供應(yīng)能力，進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模反映了內(nèi)在的需要能力，兩國的距離的遠(yuǎn)近（運(yùn)輸成本）則成為了兩國之間的貿(mào)易阻力。自從最初的引力模型提出后，許多學(xué)者不斷引入新的解釋變量加以完善。結(jié)合以往的研究成果和中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的實(shí)際狀況，本文測算模型如下：選取中國GDP、泰國GDP、中國與泰國的距離為自變量，考察FTA建立后的中泰農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，因此，修正基本模型后，本文構(gòu)建的引力模型如下：

LnXij=b0+ b1Ln（YiYj）+ b2 LnDij+Uij（7）

公式（7）中，Xij為兩國間的貿(mào)易量，Yi為i國的GDP，Yj為j國的GDP，Dij為兩國間的距離，LnXij，Ln（YiYj），LnDij分別是Xij、YiYj、Dij的自然對數(shù)形式；b0、b1、b2為回歸系數(shù)；Uij為隨機(jī)誤差。

根據(jù)本文的研究目標(biāo)，在上述引力模型的基礎(chǔ)上引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化為自變量，由此可以得到修正的引力模型方程：

LnXij= b0+ b1 Ln（YiYj）+ b2 LnDij+ b3Ln（NiNj）+ b4COMij+Uij（8）

在（8）式中，LnXij表示國家i對國家j的出口貿(mào)易額的自然對數(shù)；LnDij表示國家i和國家j之間距離的自然對數(shù)（兩國首都之間的距離）；Ln（YiYj）表示國家i和國家j的GDP乘積所取的自然對數(shù)；Ln（NiNj）表示國家i和國家j的人均GDP乘積所取的自然對數(shù)；COMij代表區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。b1、b2、b3、b4是Xij對國內(nèi)生產(chǎn)總值、距離、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的回歸系數(shù)，Uij是誤差項(xiàng)。

2.變量以及數(shù)據(jù)說明

GDP反映了出口國的出口供給能力及進(jìn)口國的進(jìn)口需求能力，兩者表示經(jīng)濟(jì)規(guī)?？偭吭酱螅?潛在的出口或進(jìn)口能力越大，進(jìn)而雙邊的貿(mào)易流量也越大，系數(shù)預(yù)期為正。人均GDP代表出口國和進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，代表了本國的人均收入，與貿(mào)易量正相關(guān)，系數(shù)預(yù)期為正。 國家i和國家j的首都之間實(shí)際距離代表兩國之間運(yùn)輸成本的高低，通常認(rèn)為空間距離越大，運(yùn)輸成本越高，所以此系數(shù)預(yù)期為負(fù)。對本文研究的資料來源說明：中國對泰國的進(jìn)出口數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國Uncom-trade商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；中國和泰國的GDP和人均GDP來自聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)局；運(yùn)輸距離數(shù)據(jù)來自距離計(jì)算器的計(jì)算結(jié)果。對數(shù)據(jù)的具體說明見表2。

表2 變量含義及其說明

變量 含義 說明 預(yù)期符號

Ln YiYj 兩國的GDP乘積（億美元）的自然對數(shù) 出口國的出口供給能力和進(jìn)口國的進(jìn)口需求能力 +endprint

Ln Dij 雙邊距離（兩國首都間的直線距離（公里））的自然對數(shù) 代表兩國的運(yùn)輸成本 -

Ln NiNj 兩國間的人均GDP乘積（億美元）的自然對數(shù) 代表國民人均購買力 +

COMij 區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的實(shí)踐 +

注：在實(shí)證檢驗(yàn)過程中，本文還加入虛擬變量1和0，1代表兩國間已開展了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化實(shí)踐，0代表兩國還未開展區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化實(shí)踐。

3.引力模型的實(shí)證分析

基于公式 （8），結(jié)合 2001-2013年中國與泰國雙邊進(jìn)出口數(shù)據(jù)，利用EVIEWS6.0分析軟件，就FTA的建立對中國和泰國進(jìn)口和出口的貿(mào)易流量的影響進(jìn)行實(shí)證分析。

（1）FTA建立對中國對泰國出口額的影響

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果見表3和表4。

根據(jù)表3模型匯總可知，模型b中修正可決系數(shù)R2為0.993805，該模型擬合程度較高。根據(jù)表3模型匯總可知，模型b中的F值為802.1592，P值為0.000，低于給定的1%的顯著性水平，通過了檢驗(yàn)。

根據(jù)表4模型匯總可知，模型b中通過了GDP乘積和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化兩個(gè)因素，t值分別為31.00215和2.066474，P值為0.0000和0.0657，低于給定的10%的顯著性水平，所以拒絕這個(gè)回歸系數(shù)等于零的假設(shè)。

綜合以上分析結(jié)果，該線性回歸方程整體通過了檢驗(yàn)?；貧w方程表達(dá)式為：

LnEX=-9.344980+1.034943 Ln（YY）+ 0.125194COM （9）

表3 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 R2 修正后的R2 Durbin-Watson值 F值 F值的Prob.

a 0.994334 0.992446 2.047316 526.5030 0.000000

b 0.993805 0.992567 2.067168 802.1592 0.000000

表4 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) t值 Prob.

β 標(biāo)準(zhǔn)誤差

a 常量 -9.414322 0.332872 -28.28214 0.0000

GDP乘積 0.345079 0.753400 0.458029 0.6578

人均GDP乘積 0.457201 0.498810 0.916582 0.3833

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.076247 0.081127 0.939841 0.3718

b 常量 -9.344980 0.321559 -29.06148 0.0000

GDP乘積 1.034943 0.033383 31.00215 0.0000

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.125194 0.060583 2.066474 0.0657

（2）FTA建立對中國自泰國進(jìn)口額的影響

檢驗(yàn)結(jié)果見表5和表6。

根據(jù)表5模型匯總可知，模型b中修正可決系數(shù)R2為0.938526，該模型擬合程度較高。根據(jù)表3模型匯總可知，模型b中的F值為76.33473，P值為0.000001，小于給定的1%的顯著性水平，通過檢驗(yàn)。

根據(jù)表6模型匯總可知，模型b中通過了GDP乘積這個(gè)變量的檢驗(yàn)，其t值為9.646270，， P值為0.0000，低于給定的10%的顯著性水平，所以拒絕這個(gè)回歸系數(shù)等于零的假設(shè)。

綜合以上檢驗(yàn)結(jié)果，該線性回歸方程整體上通過了檢驗(yàn)?；貧w方程表達(dá)式為：

LnIM=-8.249570+1.007577LnYY+0.095962COM （10）

表5 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 R2 修正后的R2 Durbin-Watson值 F值 F值的Prob.

a 0.938526 0.918034 1.472682 45.80093 0.000009

b 0.938526 0.926231 1.472738 76.33473 0.000001

表6 模型數(shù)據(jù)匯總

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) t值 Prob.

β 標(biāo)準(zhǔn)誤差

a 常量 -8.250602 1.089055 -7.575931 0.0000

GDP乘積 0.997314 2.464896 0.404607 0.6952

人均GDP乘積 0.006802 1.631956 0.004168 0.9968

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.095233 0.265424 0.358797 0.7280

b 常量 -8.249570 1.006132 -8.199295 0.0000

GDP乘積 1.007577 0.104453 9.646270 0.0000

區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化 0.095962 0.189560 0.506234 0.6237

4.回歸結(jié)果分析

本文借助引力模型，結(jié)合中國與泰國雙邊貿(mào)易的數(shù)據(jù)，分別從進(jìn)口和出口兩個(gè)方面就FTA的建立所產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)進(jìn)行研究。從研究結(jié)果可以看出，中泰兩國間FTA的成立極大影響了兩國之間的貿(mào)易效應(yīng)。

（1）出口實(shí)證檢驗(yàn)：從回歸方程式（9）可以看出，兩國GDP之積以及兩國是否已簽訂自由貿(mào)易協(xié)定達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化較大地影響了中國對泰國的出口額。實(shí)證結(jié)果顯示，兩國GDP乘積每增加1%，出口額就增加1.034943%。雖然FTA的建立對中國向泰國出口額的系數(shù)（0.125194）不及兩國GDP乘積系數(shù)（1.034943），但還是可以看出，F(xiàn)TA的建立對中國與泰國兩國的出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，但目前來看促進(jìn)作用并不十分明顯。endprint

（2）進(jìn)口實(shí)證檢驗(yàn)：從回歸方程式（10）可以看出，兩國的GDP之積以及兩國是否已簽訂自由貿(mào)易協(xié)定達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化較大地影響了中國自泰國的進(jìn)口額。研究顯示，兩國GDP乘積每增加1%，中國從泰國的進(jìn)口就增加1.007577%。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，F(xiàn)TA的建立對中國從泰國進(jìn)口額的系數(shù)（0.095962）不及兩國GDP乘積系數(shù)（1.007577），中國和泰國成立FTA后，對雙邊進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用還是較大的。

檢驗(yàn)結(jié)果還顯示， FTA的建立對中泰兩國貿(mào)易的影響力度大不相同——對中國自泰國進(jìn)口貿(mào)易的影響小于中國對泰國出口貿(mào)易的影響。探究其原因，中國對泰國農(nóng)產(chǎn)品出口增長較快，首先是由于我國農(nóng)產(chǎn)品的綜合競爭力有所提升，適應(yīng)了泰國進(jìn)口需求的變化；其次，是由于泰國進(jìn)口市場規(guī)模不斷擴(kuò)大。

三、結(jié)論

本文根據(jù)巴拉薩模型和引力模型，利用中泰雙邊進(jìn)出口數(shù)據(jù)，就區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。得出以下結(jié)論：

1. 中—泰自貿(mào)區(qū)的建立使雙邊進(jìn)出口額顯著增加，既產(chǎn)生了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，也產(chǎn)生了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)的建立，標(biāo)志著關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘的減少甚至取消，使兩國貿(mào)易條件更加優(yōu)越，從而產(chǎn)生了貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，使得兩國的經(jīng)濟(jì)福利效應(yīng)相應(yīng)增加，世界的福利效應(yīng)也有所增加。

2. 中泰自貿(mào)區(qū)建立后，兩國之間取消了農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅，盡管泰國不會(huì)增加對其他國家農(nóng)產(chǎn)品出口關(guān)稅，仍會(huì)導(dǎo)致泰國對其他國家征收的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口關(guān)稅相對于中國有所提高，因此中泰自由貿(mào)易區(qū)的建立也使得兩國間產(chǎn)生貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，進(jìn)而導(dǎo)致兩國以外的國家的經(jīng)濟(jì)福利有所降低。

3.建立中泰自由貿(mào)易區(qū)有利于促進(jìn)雙邊對外貿(mào)易發(fā)展和兩國福利水平提升。首先，隨著貿(mào)易壁壘的逐步消除，進(jìn)入對方國家市場的成本下降，雙方可進(jìn)入的領(lǐng)域更為廣闊，有利于形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，提高社會(huì)福利水平；其次，自貿(mào)區(qū)成立后市場競爭更加激烈，使資源在中泰兩國間進(jìn)行更優(yōu)配置，最終提高社會(huì)福利水平；第三，建立中泰自由貿(mào)易區(qū)，將使兩國充分發(fā)揮各自的比較優(yōu)勢，促進(jìn)兩國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，進(jìn)而提高社會(huì)福利水平]。

（

[參考文獻(xiàn)]

[1]陳富橋，祈春節(jié).中泰兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競爭性與互補(bǔ)性研究[J].國際貿(mào)易問題，2004（254）：40—43.

[2]

陳柳欽，孫建平.中國進(jìn)出口貿(mào)易之間的總量與結(jié)構(gòu)關(guān)系[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2004（202）：83-86.

[3]朱晶.貿(mào)易保護(hù)、市場準(zhǔn)入與農(nóng)業(yè)產(chǎn)品競爭_論入世后中國勞動(dòng)密集型農(nóng)業(yè)產(chǎn)品出口面臨的國際貿(mào)易環(huán)境[J].國際貿(mào)易問題，2004（254）：44-46.

[4]施本植，戴杰，瀾滄江.湄公河次區(qū)域合作與中國東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)[M].北京：中國商業(yè)出版社，2005.

Abstract：With the rapid development of regional economic integration ， establishing bilateral or multilateral free trade area has become one of the most dynamic form of regional economic integration. After the establishment of China-Thailand free trade area in 2003， the two countries have gained rapid development in agricultural trade.The paper quot Balassa model and gravitymodel to analyze the trade effects between China and Thailand under FTA. The results proved that there are both trade diversion effect and the trade creation effect. Establishing China-Thailand free trade area is conducive to the expansion of foreign trade on both sides，and can improve the welfare level of both the two countries and the world. At the same time， put forward the corresponding countermeasures and suggestions.

Keywords： China-Thailand free Trade Area；China-Thailand trade； trade effects

（責(zé)任編輯：馬琳）endprint