中國-東盟自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)研究——基于合成控制法的實(shí)證分析

聶 飛

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

中國-東盟自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)研究——基于合成控制法的實(shí)證分析

聶 飛

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

結(jié)合1992—2014年間中國與104個國家的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)集，運(yùn)用合成控制法對CAFTA戰(zhàn)略的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)進(jìn)行量化評估。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在2005年CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的影響下，中國對東盟國家凈貿(mào)易效應(yīng)均為正；分國別看，中國對印度尼西亞、越南和新加坡等國存在出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，對印度尼西亞、老撾等國存在進(jìn)口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)；進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施顯著延長了中國對東盟國家的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期。

中國-東盟自貿(mào)區(qū)；貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)；合成控制法；持續(xù)期

一、引言

近年來，伴隨著國際政治經(jīng)濟(jì)形勢發(fā)生的深刻變化，中國加快了以區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化為主要內(nèi)容的自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略建設(shè)步伐。中國共產(chǎn)黨的“十八大”會議決議強(qiáng)調(diào)，要加快自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略實(shí)施，全面提升開放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。在此背景下，基于“一帶一路”的總體戰(zhàn)略思路，根據(jù)對象國家(地區(qū))的特點(diǎn)與國情，中國采取靈活多樣的自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略推進(jìn)方式，逐步提升互惠貿(mào)易協(xié)議的規(guī)模。目前中國已簽署并實(shí)施的自由貿(mào)易協(xié)議共14個*除了與東盟地區(qū)、智利、巴基斯坦、新西蘭、新加坡、秘魯、哥斯達(dá)黎加、冰島、瑞士、韓國、澳大利亞等分別簽署了自由貿(mào)易協(xié)議之外，中國大陸還與港澳地區(qū)、臺灣地區(qū)分別簽訂《更緊密經(jīng)貿(mào)關(guān)系安排》、《海峽兩岸經(jīng)濟(jì)合作框架協(xié)議》。，涉及22個國家和地區(qū)。其中，中國-東盟自貿(mào)區(qū)(CAFTA)是迄今為止中國對外簽署規(guī)模最大的自由貿(mào)易區(qū)框架協(xié)議；同時CAFTA戰(zhàn)略啟動時間也較早，并于2010年實(shí)現(xiàn)中國與東盟各國貨物貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易及投資的自由化。

稅率下調(diào)作為促進(jìn)雙邊貿(mào)易的主要手段，是區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的主要特征(鄧子基 等，1994；曹亮，2007)。事實(shí)上，早在CAFTA協(xié)議正式達(dá)成之前，中國和東盟就貿(mào)易商品的降稅問題進(jìn)行了一系列磋商。圍繞著全面合作框架協(xié)議，2004年中國和東盟正式實(shí)施早期“收獲”計劃(CAEHP)，雙方就彼此特別關(guān)注和互補(bǔ)性較強(qiáng)的蔬菜、水果及水產(chǎn)品等實(shí)行提前降稅。在此基礎(chǔ)上，2005年中國與東盟進(jìn)一步實(shí)施了《貨物貿(mào)易協(xié)議》，將減稅計劃擴(kuò)展到7000多種正常商品。與此同時，中國與東盟雙邊貿(mào)易額出現(xiàn)了大幅度提升。截至2014年末，中國與東盟雙邊進(jìn)出口貿(mào)易額達(dá)到4801.25億美元，較2005年增長3.68倍。在此背景下，是否存在CAFTA戰(zhàn)略的持續(xù)性貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)便成為當(dāng)下值得研究的問題。

二、文獻(xiàn)回顧

對于自貿(mào)協(xié)議的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)問題研究，最早可追溯至Viner(1950)的“關(guān)稅同盟理論”，該理論指出，關(guān)稅減免措施會產(chǎn)生貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，具體表現(xiàn)為生產(chǎn)環(huán)節(jié)由低生產(chǎn)率成員國向高生產(chǎn)率成員國的轉(zhuǎn)移，并形成前者對后者的進(jìn)口，進(jìn)而有利于實(shí)現(xiàn)關(guān)稅同盟成員國之間資源優(yōu)化配置和生產(chǎn)的帕累托改善。該理論后經(jīng)Meade(1955)、Mundell(1968)等的發(fā)展，研究主題逐步集中于對關(guān)稅同盟的福利效應(yīng)分析上。日后關(guān)稅同盟理論雖然變得日趨成熟，但卻因其過于苛刻的理論假設(shè)而在實(shí)踐過程中存在困難。于是，Robson(1980)在放松完全競爭市場和規(guī)模經(jīng)濟(jì)假設(shè)的基礎(chǔ)上，提出了自由貿(mào)易區(qū)理論，該理論認(rèn)為，自貿(mào)區(qū)成員國應(yīng)該具備獨(dú)立的關(guān)稅稅率決定權(quán)和使用原產(chǎn)地規(guī)則，需要對成員國之間的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)發(fā)生條件進(jìn)行界定。實(shí)踐證明，自貿(mào)區(qū)理論已經(jīng)在全球經(jīng)貿(mào)合作的實(shí)踐中獲得了極大成功。20世紀(jì)80年代以來，占全球經(jīng)濟(jì)總量約2/3的國家(或地區(qū))已宣布加入各類區(qū)域一體化組織。在此之后，學(xué)界也開始對自貿(mào)協(xié)議貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的定量評估方法進(jìn)行重點(diǎn)探索。其中，由Tinbergen(1962)提出的貿(mào)易引力方程作為事后評估基準(zhǔn)模型，在后續(xù)實(shí)證研究中得到廣泛運(yùn)用，如Egger(2000)通過在引力模型中加入虛擬變量的形式，檢驗(yàn)了自貿(mào)區(qū)對雙邊貿(mào)易流量的凈效應(yīng)。但是，由于缺乏理論基礎(chǔ)以及對虛擬變量選取沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，使得引力模型在評估自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)時受到詬病。Hertel(2002)引入一般均衡思想構(gòu)建了世界貿(mào)易分析模型(GTAP)，GTAP模型作為一種動態(tài)分析模型，在自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的事前評估方面具有明顯的優(yōu)勢。

雖然自貿(mào)協(xié)議的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)實(shí)證研究很多，但結(jié)論存在較大分歧。有學(xué)者基于已有的貿(mào)易效應(yīng)評估方法證實(shí)了自貿(mào)區(qū)理論的預(yù)期結(jié)論。Siriwardana(2007)通過對美國-澳大利亞經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)行分析指出，自由貿(mào)易協(xié)議的簽訂有效提升了兩國的雙邊貿(mào)易額。Martínez-Zarzoso et al.(2009)通過分析歐盟和北美自由貿(mào)易區(qū)形成對各國貿(mào)易的影響發(fā)現(xiàn)，發(fā)達(dá)國家能夠獲得更顯著的正向貿(mào)易收益。Fathipour et al.(2014)研究伊朗-印度經(jīng)濟(jì)一體化的貿(mào)易效應(yīng)也得到相似結(jié)論，指出印度不僅會擴(kuò)大對伊朗的石油能源的進(jìn)口規(guī)模，還會擴(kuò)大對伊朗的化學(xué)制品、藥品及鋼鐵出口規(guī)模。當(dāng)然，也有學(xué)者持相反觀點(diǎn)。Miljkovic et al.(2003)對北美國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量研究發(fā)現(xiàn)，北美自由貿(mào)易協(xié)定的達(dá)成對區(qū)域內(nèi)各國的貿(mào)易福利效應(yīng)并不明顯。Geldi(2012)的研究結(jié)論顯示，南美共同市場和東盟自由貿(mào)易區(qū)成員國的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)雖然較小，但對外部國家產(chǎn)品的進(jìn)口需求依然較強(qiáng)。

那么，CAFTA戰(zhàn)略的實(shí)施是否存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)呢？對此問題，中國國內(nèi)學(xué)者研究結(jié)論并不一致。陳雯(2009)利用引力模型的“單國模式”，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的建立在一定程度上促進(jìn)了中國同東盟國家的進(jìn)出口貿(mào)易。張彬等(2011)研究表明，中國與東盟各國經(jīng)濟(jì)較強(qiáng)的互補(bǔ)性是促進(jìn)雙邊產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的主要原因。程偉晶等(2014)基于三階段引力模型的研究發(fā)現(xiàn)，中國-東盟自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)具有不對稱性，且更有利于東盟國家的經(jīng)濟(jì)增長。也有學(xué)者持不同觀點(diǎn)：如陳漢林等(2007)研究發(fā)現(xiàn)，中國-東盟自貿(mào)區(qū)下的中國貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，且兩者之間的差距呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢；胡超(2014)則利用中國與東盟各國之間55種農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，通關(guān)時間對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生了顯著的負(fù)向抑制效應(yīng)。

綜上所述，雖然對自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)研究已取得一定進(jìn)展，但這些研究均基于傳統(tǒng)的引力方程、GTAP等計量方法，由于這些方法無法有效解決模型設(shè)定中可能存在的變量遺漏問題，導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果可能存在有偏性。但若將自貿(mào)區(qū)建立視為“自然實(shí)驗(yàn)”中的沖擊事件，那么采用政策評估方法進(jìn)行檢驗(yàn)將更為合適。作為傳統(tǒng)政策評估方法的DID方法雖然在貿(mào)易領(lǐng)域得到了廣泛運(yùn)用(李榮林 等，2014；逯宇鐸 等，2015)，但由于無法保證選取控制組對象的客觀性和代表性，往往會對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生較大影響，以至不能得出客觀的研究結(jié)論。針對此問題，Abadie et al.(2003)提出了合成控制法，這一方法通過使用數(shù)據(jù)驅(qū)動為成員國選取合適的參照對象，相較于DID方法更具優(yōu)勢，因而更受學(xué)者的重視。例如，鄭義等(2015)運(yùn)用合成控制法發(fā)現(xiàn)，三聚氰胺事件對中國人均乳制品進(jìn)口額有著正向的沖擊效應(yīng)；項(xiàng)后軍等(2016)基于上海自貿(mào)區(qū)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用合成控制法評估了自貿(mào)區(qū)的建立對上海地區(qū)資本流動的影響；陳曄婷等(2016)則運(yùn)用合成控制法評估中國高技術(shù)企業(yè)“走出去”對其研發(fā)效率的影響。為此，本文選取1992—2014年間中國與104個國家的面板數(shù)據(jù)集，面板數(shù)據(jù)集包括8個東盟國家所構(gòu)成的處理組和96個非東盟所構(gòu)成的控制組，使用合成控制法評估CAFTA戰(zhàn)略的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)及其潛在的動態(tài)持續(xù)期問題。

三、研究設(shè)計

(一)方法介紹

合成控制法最早由Abadie et al.(2003)提出，用以模擬關(guān)注的結(jié)果變量受沖擊事件的影響，而本文將自貿(mào)協(xié)議實(shí)施視為沖擊事件，而將雙邊進(jìn)出口貿(mào)易額作為結(jié)果變量*將自貿(mào)協(xié)議實(shí)施作為沖擊事件的原因在于，自貿(mào)協(xié)議實(shí)施對中國與東道國之間的雙邊貿(mào)易流量有可能具有長期的沖擊效果，由于政策時滯效應(yīng)的存在，長期效果會優(yōu)于短期效果，這有別于蘇志等(2015)所強(qiáng)調(diào)的事件短期沖擊效果。同時，只要考慮控制組國家的關(guān)鍵特征因素，便能使處理組國家與合成控制組國家之間具有可比性，進(jìn)而反映出自貿(mào)協(xié)議實(shí)施所帶來的真實(shí)沖擊效果。這里，感謝匿名審稿人提出的建設(shè)性意見。，從而研究中國對東盟國家的進(jìn)出口貿(mào)易受CAFTA戰(zhàn)略的影響方向和程度。事實(shí)上，由于東盟國家與非東盟國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在比較大的差異，如果簡單匹配可能無法找到合適的控制組，而合成控制法通過計算權(quán)重并加權(quán)所得的合成控制組可以成為處理組國家比較好的匹配對象，這便是合成控制法評估貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的優(yōu)勢所在。

(1)

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其中：δt表示影響中國對各國雙邊進(jìn)出口貿(mào)易額的時間固定效應(yīng)，代表共同時間趨勢變化；Zi表示可觀測到的m×1維協(xié)變量，這是獨(dú)立于自貿(mào)區(qū)協(xié)議的外生預(yù)測控制變量；選取滯后5期的中國與各國雙邊進(jìn)出口貿(mào)易額，以及各國GDP增長速度均值、每單位資本存量GDP、人均收入、人口密度均值等數(shù)據(jù)作為預(yù)測控制變量(劉甲炎 等，2013；蘇治 等，2015)。本文的變量選取依據(jù)在于，這些控制變量大體涵蓋了東道國經(jīng)濟(jì)增長過程中的產(chǎn)出規(guī)模和要素稟賦狀況，而這是衡量處理組國家與控制組國家之間宏觀經(jīng)濟(jì)相似度的最為關(guān)鍵特征。θt是一個1×m維未知參數(shù)向量；λt是一個1×F維不可觀測到的共同因子向量；μi是F×1維不可觀測的國家固定效應(yīng)；εit是每個國家不可觀測的短期沖擊，均值為0。

(3)

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在最理想的情況下，應(yīng)該存在唯一最優(yōu)權(quán)重矩陣W*，使得在[1，t0]時間區(qū)段內(nèi)的處理組與合成處理組數(shù)據(jù)完全相等，即滿足以下條件：

(5)

(6)

(7)

然而，模型設(shè)定中很難納入影響雙邊進(jìn)出口貿(mào)易的所有外生預(yù)測控制變量，從而使得上述理想情形幾乎無法達(dá)到。解決這一問題的通常做法是，根據(jù)近似解來無限趨近于最優(yōu)權(quán)重矩陣W*。Abadie et al.(2010)通過比較處理組國家特征變量與加權(quán)合成處理組國家特征變量的距離來判斷權(quán)重矩陣的優(yōu)劣，即主要解決最優(yōu)化問題：

(8)

(9)

(10)

(二)數(shù)據(jù)選取及來源說明

為了聚焦CAFTA戰(zhàn)略框架協(xié)議的貿(mào)易效應(yīng)，本文剔除了與中國簽署自貿(mào)協(xié)議的非東盟國家樣本，篩選出1992—2014年間中國與104個國家的雙邊貿(mào)易平衡面板數(shù)據(jù)，樣本容量為2392。其中，東盟國家(即處理組國家)包括印度尼西亞、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南、柬埔寨和老撾等8國*東盟10國還包括文萊和緬甸，但由于這兩國變量數(shù)據(jù)缺失較多，基于估計結(jié)果穩(wěn)健性的考慮，將其剔除。；而非東盟國家(即控制組國家數(shù)量)直接決定了最優(yōu)權(quán)重矩陣的質(zhì)量和合成處理組的效果，故參考Goncalves et al.(2008)的研究，將研究范圍擴(kuò)展至全球96個主權(quán)國家*控制組國家選擇依據(jù)為：剔除與中國貿(mào)易流量為0的東道國；剔除非獨(dú)立經(jīng)濟(jì)體和數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重的東道國。具體包括：阿爾及尼亞、安哥拉、阿根廷、奧地利、阿塞拜疆、巴林、孟加拉國、白俄羅斯、比利時、貝寧、巴西、保加利亞、喀麥隆、加拿大、哥倫比亞、剛果、古巴、塞浦路斯、科特迪瓦、剛果民主共和國、丹麥、厄瓜多爾、埃及、薩爾瓦多、赤道幾內(nèi)亞、愛沙尼亞、斐濟(jì)、芬蘭、法國、加蓬、德國、加納、希臘、危地馬拉、幾內(nèi)亞、洪都拉斯、匈牙利、印度、伊朗、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、約旦、哈薩克斯坦、肯尼亞、科威特、吉爾吉斯斯坦、拉脫維亞、黎巴嫩、利比亞、立陶宛、馬達(dá)加斯加、馬爾他、毛里求斯、墨西哥、蒙古、摩洛哥、莫桑比克、尼泊爾、荷蘭、尼加拉瓜、尼日利亞、挪威、阿曼、巴拿馬、巴布亞新幾內(nèi)亞、巴拉圭、波蘭、葡萄牙、卡塔爾、羅馬尼亞、俄羅斯、沙特阿拉伯、塞內(nèi)加爾、西班牙、斯里蘭卡、蘇里南、瑞典、塔吉克斯坦、多哥、突尼斯、土耳其、土庫曼斯坦、烏干達(dá)、烏克蘭、阿聯(lián)酋、英國、坦桑尼亞、烏拉圭、美國、烏茲別克斯坦、委內(nèi)瑞拉、也門、贊比亞、津巴布韋。。中國與各國雙邊進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，本文使用聯(lián)合國Comtrade數(shù)據(jù)庫中SITC/Rev.3標(biāo)準(zhǔn)分類的全部商品貿(mào)易額加總值。各國GDP增長速度、人均收入、人口密度等預(yù)測控制變量數(shù)據(jù)均來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。需要說明的是，2005年中國與東盟簽署《貨物貿(mào)易協(xié)議》規(guī)定了雙方降稅安排的階段性條款，即擬定于2010年實(shí)現(xiàn)中國與菲律賓、印度尼西亞、馬來西亞、泰國、新加坡等老東盟5個主要成員國率先實(shí)現(xiàn)零關(guān)稅目標(biāo)。故粗略地做出以下劃分：1992—2004年為CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施前階段；2005—2009年為初步實(shí)施階段；2010—2014年為完全實(shí)施后階段。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)全局政策效果模擬

為了檢驗(yàn)CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施和完全實(shí)施的進(jìn)、出口貿(mào)易效應(yīng)，分別以2005年和2010年為時間節(jié)點(diǎn)使用合成控制法對政策效果進(jìn)行評估。需要說明的是，本文將東盟視為一個整體，中國對東盟進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)以及相關(guān)預(yù)測控制變量數(shù)據(jù)均通過加總獲得*每單位資本存量GDP使用東盟各國GDP總和與資本存量總和比值表示，人均收入使用東盟各國GDP總和與總?cè)藬?shù)比值表示，人口密度使用東盟各國總?cè)藬?shù)與各國土地總面積比值表示。。通過數(shù)據(jù)計算，本文給出了控制組國家在合成東盟組中所占權(quán)重，結(jié)果如表1所示。合成東盟組國家及其權(quán)重較為穩(wěn)定，受CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施的時間節(jié)點(diǎn)影響不大。當(dāng)結(jié)果變量為E_trade時，印度占合成東盟組的權(quán)重最大，說明在中國出口貿(mào)易對象國中，東盟與印度特征較為相似；當(dāng)結(jié)果變量為I_trade時，日本占合成東盟組的權(quán)重最大，說明在中國進(jìn)口貿(mào)易的對象國中，東盟與日本則較為相似。與此同時，表2給出了2005年CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之前和2010年CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施之前真實(shí)東盟和合成東盟的一些重要經(jīng)濟(jì)預(yù)測控制變量的對比。由表2可以發(fā)現(xiàn)，結(jié)果變量為E_trade時的真實(shí)東盟與合成東盟預(yù)測控制變量的差異總體上比I_trade時小。以人均收入為例，當(dāng)結(jié)果變量為E_trade時，CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之前的東盟與合成東盟人均收入差異僅為1.63美元(e0.49)，低于結(jié)果變量為I_trade時的11.25美元(e2.42)；在CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施之前，結(jié)果變量為E_trade時的差異仍然較小，即1.30美元(e0.26)<23.10美元(e3.14)。由此可見，在現(xiàn)有權(quán)重條件下，中國對東盟出口貿(mào)易擬合要比對其進(jìn)口貿(mào)易擬合要好。

表1 合成東盟組中控制組國家所占權(quán)重

表2 預(yù)測控制變量的擬合與對比

本文給出了1992—2014年間中國對東盟和合成東盟進(jìn)、出口貿(mào)易額變化趨勢，結(jié)果如圖1所示。其中，縱軸表示E_trade和I_trade，橫軸表示年份；實(shí)線表示中國對東盟的真實(shí)貿(mào)易額；虛線則表示在CAFTA戰(zhàn)略下中國對合成東盟的擬合貿(mào)易額。受益于2005年CAFTA框架下的《貨物貿(mào)易協(xié)議》降稅安排，之后中國對東盟進(jìn)出口貿(mào)易額持續(xù)高于對合成東盟的擬合進(jìn)出口貿(mào)易額，且兩者之間的差距呈現(xiàn)逐步擴(kuò)大趨勢。具體而言，從2007年開始，協(xié)議降稅影響中國對東盟出口政策的效果逐步顯現(xiàn)，即真實(shí)出口貿(mào)易額高于擬合貿(mào)易額，且正向缺口從2007年的68.40億美元逐步上升至2014年的1049.27億美元。與此同時，協(xié)議降稅后首期的2006年，中國對東盟真實(shí)進(jìn)口貿(mào)易額高出擬合進(jìn)口貿(mào)易額169.54億美元。上述結(jié)論在CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施時間節(jié)點(diǎn)下也得到證實(shí)，在2010年自貿(mào)區(qū)協(xié)議全面達(dá)成之后，中國對東盟真實(shí)進(jìn)出口貿(mào)易額和對合成東盟的擬合進(jìn)出口貿(mào)易額也出現(xiàn)了正向缺口。由此可見，CAFTA戰(zhàn)略的凈貿(mào)易效應(yīng)總體為正，從而形成了中國對東盟雙邊進(jìn)出口貿(mào)易的創(chuàng)造效應(yīng)。

圖1中國對東盟和合成東盟的進(jìn)出口貿(mào)易變化趨勢

(二)分國別政策效果模擬

類似地，本文基于合成控制法分別獲取各東盟國家的合成組，從而可以計算出前文所定義的CAFTA戰(zhàn)略的凈貿(mào)易效應(yīng)。圖2分別給出了CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施和完全實(shí)施帶給中國對東盟整體及各國進(jìn)出口貿(mào)易的政策效果。在此之前，需要運(yùn)用Abadie et al.(2010)提出的平均標(biāo)準(zhǔn)變動(RMSPE)來判斷處理組國家能否根據(jù)最優(yōu)權(quán)重矩陣匹配到理想的合成控制組*簡言之，RMSPE主要用以衡量處理組與其合成控制對象之間的擬合量級差異度，事件發(fā)生之前的RMSPE越接近于0，就意味著擬合差異度越小，合成控制對象越理想。。結(jié)果顯示，當(dāng)處理組為東盟整體時，2005年之前結(jié)果變量E_trade的RMSPE=10.54%，低于結(jié)果變量I_trade=53.18%；在2010年之前，擬合情況基本一致，即44.07%<97.63%。這說明CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之后，中國對東盟整體出口貿(mào)易的政策效果更為真實(shí)可信，與前文結(jié)論一致。然而，當(dāng)處理組為東盟各國時，無論結(jié)果變量是E_trade還是I_trade，其RMSPE要平穩(wěn)的多。2005年之前，中國對新加坡出口貿(mào)易額的RMSPE和對馬來西亞進(jìn)口貿(mào)易額的RMSPE最大，兩者分別為4.01%和13.59%，均低于對東盟整體進(jìn)出口貿(mào)易額時的RMSPE?？傮w而言，CAFTA初步戰(zhàn)略實(shí)施帶給中國對單個東盟國家的凈貿(mào)易效應(yīng)模擬效果要優(yōu)于對東盟整體的凈貿(mào)易效應(yīng)模擬效果。

觀察圖2可以發(fā)現(xiàn)，CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施后中國對東盟整體的凈出口貿(mào)易效應(yīng)為正向的，且隨著時間推移正向效應(yīng)會呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大趨勢。然而，CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施后中國對東盟各國的凈出口貿(mào)易效應(yīng)卻存在明顯差異。2005年協(xié)議降稅初步實(shí)施之后，除中國對新加坡、越南的凈出口貿(mào)易效應(yīng)持續(xù)為正之外，對其他東盟國家均呈現(xiàn)正負(fù)交替的變化趨勢。其中，中國對印度尼西亞的凈出口貿(mào)易效應(yīng)在2008年由負(fù)轉(zhuǎn)正，對馬來西亞、菲律賓、泰國和老撾則在2013年由負(fù)轉(zhuǎn)正，而對柬埔寨則長期維持負(fù)值，說明協(xié)議降稅影響中國對新加坡和越南的凈出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)是“立竿見影”的，而對余下東盟國家的出口促進(jìn)作用均具有一定的滯后性。從CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的凈進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)看，除中國對印度尼西亞、泰國等國的凈進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)持續(xù)為正之外，對其他東盟國家則均為負(fù)。說明協(xié)議降稅存在中國對印度尼西亞、泰國和老撾等國的進(jìn)口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，而對其他東盟國家進(jìn)口反而起到一定程度的抑制作用。例如，印度尼西亞有著豐富油氣能源和金屬礦產(chǎn)資源，而泰國電子機(jī)械、化學(xué)橡膠制品等工業(yè)也具有明顯優(yōu)勢，正是兩國存在上述比較優(yōu)勢，而該優(yōu)勢與協(xié)議降稅初期中國對東盟主要進(jìn)口商品需求結(jié)合起來，從而導(dǎo)致中國對印度尼西亞和泰國等東盟國家進(jìn)口規(guī)模出現(xiàn)更迅速擴(kuò)張，甚至擠壓對其他東盟國家的同類產(chǎn)品需求。

圖2 CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的凈貿(mào)易效應(yīng)模擬

需要重點(diǎn)指出的是，新加坡不僅于2005年與中國初步實(shí)施了降稅協(xié)議，也于2009年與中國正式簽訂了雙邊自由貿(mào)易協(xié)議(CSFTA)，并率先實(shí)現(xiàn)零關(guān)稅。那么，中國對新加坡進(jìn)出口貿(mào)易受何種協(xié)議的影響呢？以及該種影響究竟是正向的還是負(fù)向的呢？為此，本文通過對比兩類協(xié)議下中國對新加坡和合成新加坡的進(jìn)出口貿(mào)易額變化趨勢，以此獲取真實(shí)的政策效果。由圖3可知，中國對新加坡和合成新加坡進(jìn)出口貿(mào)易額在CSFTA和CAFTA戰(zhàn)略前后均有較明顯的變化。在時間節(jié)點(diǎn)2005年、2009年和2010年之前，兩者總體差距較小，而在此之后兩者差距呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢。其中，在時間節(jié)點(diǎn)2005年之后，中國對合成新加坡的擬合出口貿(mào)易額持續(xù)低于新加坡的實(shí)際出口貿(mào)易額，而對合成新加坡的擬合進(jìn)口貿(mào)易額則持續(xù)高于新加坡的實(shí)際進(jìn)口貿(mào)易額，說明CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施階段的協(xié)議降稅存在中國對新加坡的出口促進(jìn)作用和進(jìn)口抑制作用；而在時間節(jié)點(diǎn)2009年和2010年之后，擬合出口貿(mào)易額則持續(xù)高于實(shí)際出口貿(mào)易額，而擬合進(jìn)口貿(mào)易額與實(shí)際進(jìn)口貿(mào)易額之間則呈現(xiàn)正負(fù)交錯的變化趨勢，并于2011年后出現(xiàn)正向缺口，說明CSFTA戰(zhàn)略實(shí)施和CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施可能不利于中國對新加坡出口貿(mào)易，而對中國-新加坡進(jìn)口貿(mào)易作用則存在一定程度的滯后效應(yīng)。然而，為了判斷中國對新加坡進(jìn)出口貿(mào)易受何種協(xié)議政策效果影響，還需要比較三種情形下中國對新加坡進(jìn)出口貿(mào)易額的RMSPE。具體而言，CSFTA戰(zhàn)略實(shí)施之前中國對新加坡出口貿(mào)易額的RMSPE為7.72%，高于CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之前的4.01%，低于CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施之前的8.46%；CSFTA戰(zhàn)略實(shí)施之前的中國對新加坡進(jìn)口貿(mào)易額的RMSPE為9.46%，高于CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之前的3.95%和CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施之前的8.65%。不論結(jié)果變量是E_trade還是I_trade，CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之前的RMSPE都最小，說明2005年CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施對中國-新加坡雙邊貿(mào)易的政策效果更為理想，即存在中國對新加坡的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)和進(jìn)口貿(mào)易抑制效應(yīng)。

圖3兩類協(xié)議下中國對新加坡與合成新加坡的進(jìn)出口貿(mào)易變化趨勢

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)有效性檢驗(yàn)

為了證明中國對東盟國家的進(jìn)出口貿(mào)易效應(yīng)確實(shí)是源于CAFTA戰(zhàn)略而并非其他因素，且政策效果在統(tǒng)計上是顯著的，Abadie et al.(2010)提供了類似于秩檢驗(yàn)的隨機(jī)化統(tǒng)計方法，即“安慰劑”檢驗(yàn)法(palcebo test)。該方法的基本做法是：在控制組國家中選取一個非東盟成員國，然后假設(shè)該國在同一時間節(jié)點(diǎn)下實(shí)施CAFTA框架的降稅協(xié)議，再根據(jù)合成控制法利用其它控制組國家構(gòu)造該國的合成控制組，最終比較中國對該國真實(shí)貿(mào)易額與該國合成控制組擬合貿(mào)易額之間的差距——即凈貿(mào)易效應(yīng)，如果協(xié)議實(shí)施后中國對該國的凈貿(mào)易效應(yīng)弱于對東盟國家的凈貿(mào)易效應(yīng)，則證明本文實(shí)證結(jié)論是有效的。為了能夠準(zhǔn)確描述該過程，分別引入CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施之前和實(shí)施之后的RMSPE，分別將其定義為Pre_RMSPE和Post_RMSPE。據(jù)此構(gòu)造比值：π=Post_RMSPE/Pre_RMSPE。當(dāng)且僅當(dāng)Pre_RMSPE越小且Post_RMSPE越大時，即比值π越大的情形下，方可說明CAFTA戰(zhàn)略的貿(mào)易效應(yīng)是真實(shí)存在的。由前文可知，CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施下的Pre_RMSPE較之于CAFTA戰(zhàn)略完全實(shí)施下的Pre_RMSPE均較低，表明前者能較好擬合CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施影響中國對東盟國家雙邊貿(mào)易的沖擊效果，故將2005年作為安慰劑檢驗(yàn)時間節(jié)點(diǎn)。需要說明的是，本文需要剔除掉Pre_RMSPE較大的東盟國家，理由是：對于CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施之前擬合不好的東盟國家，在戰(zhàn)略實(shí)施之后中國對其貿(mào)易效應(yīng)很可能是由擬合緣故所導(dǎo)致的，與CAFTA戰(zhàn)略沒有必然聯(lián)系。同時，為了更好體現(xiàn)“安慰劑”檢驗(yàn)法的檢驗(yàn)效果，本文將Pre_RMSPE超過對應(yīng)東盟國家2倍的控制組國家剔除。

本文以越南為例，給出了安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果。中國對越南出口貿(mào)易額和進(jìn)口貿(mào)易額的Pre_RMSPE分別為2.98%和1.54%，故按照上述標(biāo)準(zhǔn)分別剔除Pre_RMSPE超過5.96%和3.08%的控制組國家。圖4顯示了中國對越南和控制組國家的進(jìn)出口貿(mào)易預(yù)測變動程度的分布，實(shí)線為越南，虛線為控制組國家。觀測圖4可知，2005年之前，中國對越南的實(shí)際進(jìn)出口貿(mào)易額與對合成越南的擬合進(jìn)出口貿(mào)易額的差距均接近于0，說明擬合效果比較良好；2005年之后，上述差距在越南和其他控制組國家之間開始出現(xiàn)分化，具體表現(xiàn)為，中國對越南的凈出口貿(mào)易效應(yīng)大于0，并分布于其他控制組國家外側(cè)，印證了CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施產(chǎn)生了中國對越南顯著的出口創(chuàng)造效應(yīng)，但是中國對越南的凈進(jìn)口貿(mào)易效應(yīng)呈現(xiàn)圍繞0正負(fù)交錯的狀態(tài)，且分布于其他控制組國家內(nèi)部，說明CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施產(chǎn)生的中國對越南進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)可能不太明顯。當(dāng)然，還需結(jié)合比值π的分布對CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的政策效果顯著性進(jìn)行判斷。其中，當(dāng)結(jié)果變量為E_trade時，越南的比值π為146.01，遠(yuǎn)高于其他控制組國家，說明在CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施后，RMSPE較CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施之前變動了近146倍。然而，在其他91個控制組內(nèi)無法找到類似的RMSPE變動如此大的國家，意味著中國對越南出口貿(mào)易額如此變化增幅出現(xiàn)的概率為1/92，即1.09%。從傳統(tǒng)統(tǒng)計推斷的角度看，這也說明CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施導(dǎo)致中國對越南出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)是在5%顯著性水平下高度顯著的。同樣的，當(dāng)結(jié)果變量為I_trade時，越南的比值π僅為27.63，說明CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施后RMSPE較CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施之前變動了近28倍。相比較而言，其他控制組內(nèi)共有38個國家的RMSPE變動程度均高于越南，意味著中國對越南進(jìn)口貿(mào)易額增幅出現(xiàn)的概率僅為39/85，即45.88%，證實(shí)中國對越南進(jìn)口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)并非是顯著的。按照上述步驟，對其他東盟國家進(jìn)行類似的“安慰劑”檢驗(yàn)。結(jié)果表明，在5%顯著性水平下，CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施存在中國對印度尼西亞和新加坡顯著的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，以及存在對印度尼西亞和老撾顯著的進(jìn)口創(chuàng)造效應(yīng)。

圖4中國對越南和控制組國家的進(jìn)出口貿(mào)易預(yù)測變動的程度分布

(二)敏感性檢驗(yàn)

圖5 CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)敏感性檢驗(yàn)

CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)是否與選取的控制組國家特性有關(guān)呢？為了檢驗(yàn)該問題，本文決定逐次剔除東盟國家的合成組中權(quán)重較大的控制組國家，然后重新評估CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的政策效果，通過多次迭代的方法對實(shí)證結(jié)果的敏感性進(jìn)行檢驗(yàn)。如果迭代之前和之后的CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)結(jié)果并未發(fā)生明顯變化，說明政策效果并不受控制組國家特性的影響。為此，同樣選擇以越南為例進(jìn)行分析*根據(jù)合成越南中權(quán)重排序情況，逐次剔除尼日利亞、莫桑比克、俄羅斯、孟加拉國、赤道幾內(nèi)亞、日本、美國等國進(jìn)行迭代檢驗(yàn)。。圖5給出了敏感性檢驗(yàn)結(jié)果。為了便于比較，本文給出中國對越南的真實(shí)出口貿(mào)易額和迭代之前中國對合成越南的擬合出口貿(mào)易額，并分別使用粗實(shí)線和粗虛線表示，具體見圖5。觀察圖5可知，迭代之前和迭代之后的真實(shí)值與擬合值的變化趨勢大致相同，尤其在2005年之后，兩種情況下中國對越南的真實(shí)出口貿(mào)易額均位于對合成越南的擬合出口貿(mào)易額的上方，實(shí)證結(jié)果并未隨著控制組數(shù)量的增減而出現(xiàn)明顯變化。對于其他東盟國家，通過類似的敏感性檢驗(yàn)，結(jié)果基本穩(wěn)健。

六、進(jìn)一步研究：CAFTA戰(zhàn)略的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的持續(xù)期

雖然上文結(jié)果從整體上肯定了CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，但仍然值得進(jìn)一步探討的問題是，該效應(yīng)能否動態(tài)持續(xù)呢？因而，有必要進(jìn)一步采用生存分析模型對CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施下的中國對東盟國家的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期問題進(jìn)行探討。

為了獲取中國對東盟各國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的持續(xù)期變量，本文采取的處理方式是：基于“安慰劑”檢驗(yàn)法的程序步驟，獲取2005年CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之后的中國對東盟國家和控制組國家的凈出口貿(mào)易效應(yīng)，并將其定義為Gap；然后定義生存時間變量Time，以2005年為基期，當(dāng)連續(xù)t年Gap>0成立時，可以認(rèn)為中國對該國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期為t，即Time=t，且滿足條件t∈[0,10]。然而，“生存時間”數(shù)據(jù)通常存在右歸并問題。具體而言，定義事件虛擬變量Event，當(dāng)在樣本期間出現(xiàn)Gap≤0時，說明中國對該國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)失效，賦值Event=1；當(dāng)在整個樣本期間Gap>0總是成立時，說明中國對該國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)存在右歸并，賦值Event=0。同時引入虛擬變量Asean，當(dāng)該國為東盟國家時，賦值A(chǔ)sean=1；當(dāng)該國為控制組國家時，賦值A(chǔ)sean=0。

圖6 CAFTA的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期的KM生存估計

本文使用Kaplan et al.(1958)提出的非參數(shù)方法估算中國對東盟國家和控制組國家出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的生存函數(shù)S(t)，以判斷兩種情形下的生存概率問題。圖6給出了CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施之后的中國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的KM生存估計結(jié)果。其中，實(shí)線代表控制組國家，虛線代表東盟國家。觀察圖6發(fā)現(xiàn)，中國對東盟國家出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期生存率在第1期之后基本維持在0.5水平上，而對控制組國家出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期生存率幾乎呈現(xiàn)逐期下降趨勢；尤其在第3期之后，東盟國家KM曲線穩(wěn)定位于控制組國家上方，且差距不斷擴(kuò)大。這說明中國對東盟國家的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)面臨更小的失效風(fēng)險，即出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期更長。

然而，僅僅通過貿(mào)易對象國是否為東盟國家來判定中國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期未免過于武斷，需要進(jìn)一步將東道國的特征變量納入分析范疇，以控制其他因素對中國出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期的影響。因此，運(yùn)用更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠嬃糠治龇椒ㄗC實(shí)KM生存曲線的直觀結(jié)論顯得十分必要。Cox(1972)基于比例風(fēng)險模型(PH)提出了Cox模型，Cox模型在估計過程中并不需要對風(fēng)險函數(shù)的具體分布形式做嚴(yán)格界定，因而在實(shí)際運(yùn)用中更具優(yōu)勢。因此，本文將Cox模型作為基準(zhǔn)生存分析模型，并將其形式設(shè)定如下：

(11)

(12)

表3報告了基準(zhǔn)Cox模型和時變Cox模型的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，在控制了相關(guān)控制變量之后，Asean系數(shù)顯著為負(fù)，說明CAFTA戰(zhàn)略初步實(shí)施下的中國對東盟國家的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)面臨較低的終止風(fēng)險率，證實(shí)了KM生存曲線的預(yù)期結(jié)果。同時，通過比較兩類Cox模型估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，其他變量系數(shù)符號及顯著性并未存在顯著差異，說明虛擬變量Asean違反PH假設(shè)的可能性并不大。

表3 Cox生存分析模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號內(nèi)為t統(tǒng)計值；每列回歸均控制相關(guān)控制變量，模型(2)—(5)中分別加入GDP增長率、每單位資本存量GDP、人均收入、人口密度與時間變量Time的交互項(xiàng)。

七、結(jié)論和啟示

本文選取1992—2014年間8個東盟國家和96個控制組國家作為分析對象，創(chuàng)造性的使用合成控制法對CAFTA的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)進(jìn)行量化評估。結(jié)果表明，總體上，2005年CAFTA戰(zhàn)略框架下的協(xié)議降稅實(shí)施以來，中國對東盟整體的凈出口貿(mào)易效應(yīng)為正；然而凈貿(mào)易效應(yīng)卻存在較為明顯的差異，中國對越南、新加坡和印度尼西亞等國存在較顯著的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，對印度尼西亞和老撾存在較顯著的進(jìn)口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)；借助于Cox生存分析模型進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，CAFTA戰(zhàn)略的初步實(shí)施將有效延長中國對東盟國家的出口貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)持續(xù)期。

針對研究結(jié)論，帶來的啟示是：

(1)由中國倡導(dǎo)構(gòu)建的CAFTA框架，在具體運(yùn)行上是卓有成效的，這體現(xiàn)中國在自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略問題上的“高瞻遠(yuǎn)矚”，因而中國應(yīng)順勢打造CAFTA的“升級版”，適時地與東盟國家展開領(lǐng)域更廣泛的深度談判與合作，簽訂互惠協(xié)議和擴(kuò)大免稅商品清單，深度挖掘印度尼西亞、新加坡等老東盟國家的市場潛力，拓寬中國產(chǎn)品出口渠道。

(2)由于目前機(jī)電、裝備制造等高技術(shù)產(chǎn)品仍處于多數(shù)東盟國家進(jìn)口的敏感商品行列，中國出口方面仍會遭遇諸多政策障礙，下階段需要就該問題進(jìn)行重點(diǎn)協(xié)商，盡早將該類產(chǎn)品納入免稅范疇，為高端制造品“走出去”創(chuàng)造契機(jī)。

(3)CAFTA戰(zhàn)略實(shí)施的成功經(jīng)驗(yàn)也為中國在自貿(mào)區(qū)框架內(nèi)與其他新興經(jīng)濟(jì)體開展更廣泛的經(jīng)貿(mào)合作提供了良好示范?；诋a(chǎn)業(yè)比較優(yōu)勢，推進(jìn)雙邊貿(mào)易往來，同時就降稅協(xié)議的磋商應(yīng)結(jié)合本國經(jīng)濟(jì)發(fā)展事實(shí)而采取“小步慢跑”的方式進(jìn)行，既要保證國內(nèi)幼稚產(chǎn)業(yè)發(fā)展不至于受到威脅，也要為雙邊貿(mào)易持續(xù)擴(kuò)張?zhí)峁└罂臻g。

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(責(zé)任編輯 張 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

聶 飛(1989--)，男，湖北荊州人，博士，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院講師。

華中農(nóng)業(yè)大學(xué)自主科技創(chuàng)新基金(2662016QD051)。

F114.4

：A

：1001-6260(2017)07-0036-12

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