CAFTA框架下中國(guó)紡織品靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究EmpiricalStudyontheStaticTradeEffectsofChineseTextileintheFrameworkofCAFTA摘要：本文根據(jù)聯(lián)合國(guó)貨物數(shù)據(jù)庫(kù)中HS編碼的數(shù)據(jù)，選取2005-2015為時(shí)間節(jié)點(diǎn)分析了中國(guó)與東盟國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，通過最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，得出如下結(jié)論：中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立不存在貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，但存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，從而導(dǎo)致了中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)的建立給紡織品行業(yè)帶來的凈福利水平為負(fù)值。最后，在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上，從企業(yè)以及政府的角度給出具體建議，認(rèn)為我國(guó)紡織品行業(yè)的企業(yè)應(yīng)該加快產(chǎn)業(yè)調(diào)整升級(jí)步伐，而政府則應(yīng)加強(qiáng)政策引導(dǎo)力度以期加強(qiáng)我國(guó)紡織品行業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。關(guān)鍵詞：紡織品；靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)；CAFTA引言實(shí)際上，區(qū)域一體化就是“世界經(jīng)濟(jì)一體化”的一個(gè)過渡階段。它按照一體化程度的高低，區(qū)域經(jīng)濟(jì)集團(tuán)有自由貿(mào)易區(qū)、關(guān)稅同盟、共同市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)聯(lián)盟和完全的經(jīng)濟(jì)一體化六種組織形式。區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展一共有兩次浪潮：1944年至1979年是區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的第一次浪潮，其中比較有影響力的有1944年的《倫敦關(guān)稅協(xié)定》、1948年的《比荷盧關(guān)稅同盟》以及《歐洲共同市場(chǎng)》，當(dāng)然，東盟（ASAN）也是在這個(gè)時(shí)期成立的；在1980年以來是第二次區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化浪潮中，最具影響力的組織有歐洲聯(lián)盟、北美自由貿(mào)易區(qū)、亞太經(jīng)濟(jì)合作組織和中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）。中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）的成立時(shí)間并不長(zhǎng)，對(duì)其貿(mào)易效應(yīng)的研究還相對(duì)有限，甚至還未形成一個(gè)完整的體系。大多數(shù)研究停留在宏觀經(jīng)濟(jì)層面，對(duì)各行業(yè)微觀層面的研究比較有限，主要有機(jī)電產(chǎn)品、農(nóng)產(chǎn)品兩大類。本文希望通過紡織品靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)的實(shí)證研究，豐富中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)（CAFTA）貿(mào)易效應(yīng)微觀產(chǎn)品層面的研究。一、CAFTA框架下影響自由貿(mào)易區(qū)紡織品靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)的因素（一）基礎(chǔ)影響因素基礎(chǔ)影響因素是指引力模型中的自變量因子，經(jīng)過多年的實(shí)踐檢驗(yàn)，它們被廣泛的運(yùn)用于研究國(guó)際貿(mào)易問題。其涵義在于一國(guó)與其他國(guó)家的貿(mào)易流量依存于各國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDP）、運(yùn)輸成本（距離）、以及貿(mào)易自由化程度（虛擬變量EXFTA、INFTA）。在很長(zhǎng)的一段時(shí)間內(nèi)，由于引力模型是借助于物理學(xué)概念衍生而來，它被認(rèn)為是缺乏理論基礎(chǔ)的理論，因此在解釋和預(yù)期目的的方面限制很大。為此，不少的學(xué)者從各個(gè)方面進(jìn)行了探索，并各自提供自己的理論證明。他們之中既有基于H-O模型以及其他理論的貿(mào)易理論派，也有不基于貿(mào)易理論的派別。其探索歷程見表1所示。表1引力模型發(fā)展理論表年份作者方程形式推導(dǎo)方法1989Keller特別復(fù)雜Linder假設(shè)和H-O模型1995BergstrandH-O模型2003Anderson＆Wincoop規(guī)模報(bào)酬遞減規(guī)律和H-O模型1979Bergstrand支出系統(tǒng)法1985Deardorff特別復(fù)雜一般均衡法2003Evenett＆Keller多邊阻力法以上的模型絕大多都采取對(duì)數(shù)線性的方式來建立回歸方程，雖然解釋變量并不相同，但是回歸結(jié)果顯示大多方程是顯著的，有力的解釋了被解釋變量。而且各國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDP）、運(yùn)輸成本（距離）、以及貿(mào)易自由化程度（虛擬變量EXFTA、INFTA）出現(xiàn)頻率較高。因此假定它們是基礎(chǔ)變量。各國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDP）既包括出口國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDPi）也包括進(jìn)口國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模（GDPj），但無(wú)論是出口國(guó)還是進(jìn)口國(guó)，更大的經(jīng)濟(jì)規(guī)模就意味著更大的經(jīng)濟(jì)貿(mào)易潛力。例如出口國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，意味著出口國(guó)供應(yīng)各國(guó)的經(jīng)濟(jì)能力越強(qiáng)。因此經(jīng)濟(jì)規(guī)模乘積項(xiàng)（GDPiGDPj）越大，二者的經(jīng)濟(jì)實(shí)力也就越大，雙邊的貿(mào)易潛力也就越大，乘積項(xiàng)的預(yù)期符號(hào)是正號(hào)一般而言，運(yùn)輸成本越高，兩國(guó)貿(mào)易的意愿就越低。運(yùn)輸成本就是國(guó)際貿(mào)易成本的一部分，它體現(xiàn)在商品成本當(dāng)中。對(duì)于高新技術(shù)產(chǎn)品的影響較小，對(duì)于低端產(chǎn)品，由于貨物的體積大、質(zhì)量重、貨物的數(shù)量多，因此影響比較大。兩國(guó)之間的距離是對(duì)運(yùn)輸成本的具體量化。該項(xiàng)的預(yù)期符號(hào)是負(fù)號(hào)。虛擬變量是通過反映自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)的優(yōu)惠安排來說明一體化組織的貿(mào)易效應(yīng)的。以貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)為例，虛擬變量INFTA的系數(shù)在引力模型中代表的意義是指由貿(mào)易協(xié)定創(chuàng)造的貿(mào)易流量。當(dāng)系數(shù)增大時(shí)說明貿(mào)易量有所改善。當(dāng)自貿(mào)區(qū)成員國(guó)之間的貿(mào)易壁壘下降且系數(shù)為正時(shí)，就表明自貿(mào)區(qū)內(nèi)紡織品在貿(mào)易規(guī)模上升，若系數(shù)為負(fù)，則表示自貿(mào)區(qū)對(duì)紡織品存在貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。（二）其他影響因素首先說明的是眾多的其他解釋變量確實(shí)可以更好地解釋現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況。它們也在實(shí)際地影響國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展。但是，其他解釋變量并沒有被包含在引力模型中，一方面是因?yàn)橐δＰ椭邪淖兞坎皇窃蕉嘣胶?，另一方面也沒有標(biāo)準(zhǔn)量化這些其他變量。因此對(duì)于其他變量的影響只做文字上的描述，不做數(shù)學(xué)推導(dǎo)。消費(fèi)偏好因素，它是消費(fèi)者出于收入水平、特有心理等原因而形成的對(duì)某類或者某組商品的特殊喜好。消費(fèi)者對(duì)某產(chǎn)品產(chǎn)生特殊的信任，他們反復(fù)、習(xí)慣的購(gòu)買某一特定商品。消費(fèi)偏好的形成一方面是由于民族性格、民風(fēng)民俗等因素的影響，例如東盟國(guó)家大多處在熱帶或者亞熱帶，長(zhǎng)期生活在熱帶或者亞熱帶使得他們?cè)卺樋椀犬a(chǎn)品的消費(fèi)量低于我國(guó)的消費(fèi)量；另一方面，各國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也不一樣，人均GDP差異較大，消費(fèi)能力也直接影響著消費(fèi)者對(duì)紡織品的消費(fèi)水平。紡織品特性，它即包括生產(chǎn)特性也包括消費(fèi)特性。就其生產(chǎn)特性而言，紡織品行業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，因此勞動(dòng)年齡人口占總?cè)丝诒壤苯記Q定了紡織品行業(yè)勞動(dòng)力的充裕程度，該比例越高越有利于紡織品的加工制造，使得該產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。就其消費(fèi)特性而言，紡織品是重復(fù)消費(fèi)產(chǎn)品，因此消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品的認(rèn)可，對(duì)品牌的信任很重要。最后，政治歷史因素對(duì)紡織品貿(mào)易的影響，1997年的亞洲金融危機(jī)以及2008年全球性金融危機(jī)對(duì)中國(guó)以及東盟市場(chǎng)的紡織品貿(mào)易都產(chǎn)生過影響，在自由貿(mào)易區(qū)談判的過程中，雙邊的稅率政策也在不斷的降低，這樣的價(jià)格信號(hào)市場(chǎng)是十分靈敏的，會(huì)對(duì)雙邊的貿(mào)易都造成影響。二、計(jì)量模型的構(gòu)建（一）變量選取與數(shù)據(jù)處理2005年開始實(shí)施《貨物貿(mào)易協(xié)議》。除開越南、緬甸、老撾和柬埔寨的東盟六國(guó)正常產(chǎn)品降稅時(shí)間分別為2009、2010、2010、2012年，其余東盟國(guó)家在《貨物貿(mào)易協(xié)議》實(shí)施后關(guān)稅降低到5%以下。所以本文以正常產(chǎn)品的具體降稅時(shí)間作為自由貿(mào)易區(qū)貿(mào)易效應(yīng)產(chǎn)生的起點(diǎn)時(shí)間。本文選取的研究時(shí)間是從2005年至2015年。中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局海關(guān)總署公布的出口貨物分類數(shù)額僅包括12個(gè)分類科目的總量數(shù)據(jù)，并沒有對(duì)每個(gè)分類進(jìn)行出口目的地的細(xì)分，因此我國(guó)和東盟紡織品貿(mào)易數(shù)據(jù)選用聯(lián)合國(guó)貨物數(shù)據(jù)庫(kù)（UNCOMTRAE）中采用HS編碼的數(shù)據(jù)。HS采用六位數(shù)編碼的手段將全部的貿(mào)易商品分為21類，類下再分97章，章以下再分為目和子目。根據(jù)HS國(guó)際貿(mào)易分類標(biāo)準(zhǔn)，紡織品原料及紡織制品被歸為第十一大類。本文以我國(guó)和東盟八國(guó)（柬埔寨、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國(guó)、越南）以及我國(guó)主要的紡織品貿(mào)易伙伴（澳大利亞、巴西、加拿大、法國(guó)、德國(guó)、意大利、日本、韓國(guó)、俄國(guó)、英國(guó)、美國(guó)）作為截面對(duì)象。這些主要的紡織品貿(mào)易伙伴和我國(guó)的貿(mào)易額相對(duì)比較大，對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家都有很強(qiáng)的代表性。變量選取上，各國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值源于世界銀行的數(shù)據(jù)庫(kù)。這樣可以與來源于聯(lián)合國(guó)COMTRADE數(shù)據(jù)庫(kù)的貿(mào)易數(shù)據(jù)保證統(tǒng)計(jì)口徑的一致。貿(mào)易額和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的單位為現(xiàn)價(jià)美元。對(duì)于地理指標(biāo)的衡量，一般有運(yùn)輸成本和地理距離二種方法?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇地理距離作為衡量方法。地理距離數(shù)據(jù)來自Geobytes網(wǎng)站，中國(guó)和美國(guó)分別選取上海和紐約為代表點(diǎn)，其余國(guó)家都選取首都為代表點(diǎn)。INFTA和EXFTA是2個(gè)虛擬變量，當(dāng)中國(guó)同某國(guó)同時(shí)處在中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)并取得靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)時(shí)INFTA值取1，否則取0。例如越南正常產(chǎn)品降稅時(shí)間為2009年，所以2009年以及2009年以前越南的INFTA值取0，2009年以后INFTA值取1。EXFTA值代表的意義剛好相反，因此取值也相反。當(dāng)INFTA值取1時(shí)，EXFTA值取0；當(dāng)INFTA值取0時(shí)，EXFTA值取1。中國(guó)和某國(guó)的雙邊紡織品貿(mào)易額用X表示；中國(guó)從某國(guó)的紡織品進(jìn)口額用IM表示。（二）實(shí)證方法介紹（1）中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國(guó)紡織品創(chuàng)造貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證方法紡織品創(chuàng)造貿(mào)易效應(yīng)是指《貨物貿(mào)易協(xié)定》具體實(shí)施之后，由于各成員國(guó)之間相互減免關(guān)稅而帶來的中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)部的貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大以及生產(chǎn)要素重新配置所形成的經(jīng)濟(jì)福利水平提高的效果。一些原來由我國(guó)生產(chǎn)成本較高、效率較低的企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品轉(zhuǎn)而由東盟國(guó)家一些生產(chǎn)成本較低、效率較高的企業(yè)生產(chǎn)，從而使得雙邊貿(mào)易額增加，新的貿(mào)易得以創(chuàng)造的效應(yīng)。基于引力模型的對(duì)數(shù)形式，紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的模型如下表示在t年中國(guó)和j國(guó)之間的貿(mào)易額，是在t年中國(guó)和j國(guó)GDP的之積。是中國(guó)和j國(guó)之間的實(shí)際距離。用來度量t年的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。當(dāng)在t年中國(guó)和j國(guó)同屬于CAFTA時(shí)，取值為1，否則為0。是常系數(shù)、、、為變量系數(shù)，是誤差項(xiàng)。表示t時(shí)期i國(guó)和j國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的乘積。兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，出口供給能力以及進(jìn)口需求能力也就越大，因此雙邊的貿(mào)易流量也越大，系數(shù)預(yù)期為正號(hào)。代表的是運(yùn)輸成本，對(duì)國(guó)際貿(mào)易的貿(mào)易額有負(fù)面影響，系數(shù)預(yù)期為負(fù)號(hào)。用來衡量《貨物貿(mào)易協(xié)定》實(shí)施后貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，由于關(guān)稅的降低一般會(huì)增加貿(mào)易流量，系數(shù)預(yù)期為正號(hào)。（2）中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國(guó)紡織品轉(zhuǎn)移貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證方法紡織品創(chuàng)造貿(mào)易效應(yīng)是指《貨物貿(mào)易協(xié)定》具體實(shí)施之后，中國(guó)從世界生產(chǎn)成本最低的國(guó)家進(jìn)口轉(zhuǎn)變?yōu)閺淖杂少Q(mào)易區(qū)內(nèi)成本最低的國(guó)家進(jìn)口，從而導(dǎo)致我國(guó)社會(huì)福利總水平下降，這種現(xiàn)象稱之為“貿(mào)易轉(zhuǎn)移”。貿(mào)易轉(zhuǎn)移基于引力模型的對(duì)數(shù)形式，因此紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的模型如下表示中國(guó)從j國(guó)之間在t年的進(jìn)口貿(mào)易額，用來度量t年的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。當(dāng)中國(guó)和j國(guó)在t年同屬于CAFTA時(shí)，其他變量與貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)意義相同，這里不在贅述。顯示兩國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，東盟各國(guó)出口供給能力以及中國(guó)進(jìn)口需求能力也就越大，因此我國(guó)對(duì)東盟各國(guó)進(jìn)口越大，系數(shù)預(yù)期為正號(hào)。代表的是運(yùn)輸成本，系數(shù)預(yù)期為負(fù)號(hào)。用來衡量《貨物貿(mào)易協(xié)定》實(shí)施后貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，由于關(guān)稅的降低會(huì)導(dǎo)致我國(guó)減少自由貿(mào)易區(qū)外國(guó)家的進(jìn)口，增加自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)國(guó)家的進(jìn)口，系數(shù)預(yù)期為負(fù)號(hào)。（3）中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國(guó)紡織品凈福利效應(yīng)實(shí)證方法凈福利效應(yīng)是指中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立對(duì)中國(guó)紡織品貿(mào)易的社會(huì)福利水平將會(huì)帶來的影響。中國(guó)紡織品行業(yè)的社會(huì)福利水平由二方面的力量左右：貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的積極作用以及貿(mào)易轉(zhuǎn)移的消極作用。以貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)的模型為例，其模型如下：在線性形式下，兩邊通過取以e為底的冪函數(shù)可以化為：在GDP、距離、系數(shù)已知的情況下，可以用常量A代替，可以化簡(jiǎn)為：。因此當(dāng)虛擬變量INFTA在01變化時(shí)，它表明中國(guó)和其他國(guó)家成為自由貿(mào)易區(qū)成員國(guó)的過程，因此?？梢缘玫降淖兓剩河纱?，我們可以得到貿(mào)易創(chuàng)造額公式，即貿(mào)易創(chuàng)造額=中國(guó)東盟紡織品貿(mào)易總額紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)變化率（V）同理，由貿(mào)易轉(zhuǎn)移額公式，設(shè)定紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)變化率（），那么貿(mào)易轉(zhuǎn)移額=非成員國(guó)紡織品貿(mào)易進(jìn)口額紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)變化率（）由此，我們可以得到中國(guó)紡織品凈福利效應(yīng)公式：中國(guó)紡織品凈福利效應(yīng)=貿(mào)易創(chuàng)造額—貿(mào)易轉(zhuǎn)移額三、實(shí)證結(jié)果分析（一）紡織品創(chuàng)造效應(yīng)以及轉(zhuǎn)移效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果因?yàn)檫x取的各類指標(biāo)構(gòu)成面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，基于這種結(jié)構(gòu)，三種估計(jì)方法可供選擇：混合回歸模型；固定效應(yīng)模型；隨機(jī)效應(yīng)模型。在本模型當(dāng)中，如果采用混合回歸模型或者隨機(jī)效應(yīng)模型，虛擬變量INFTA和EXFTA可能存在的內(nèi)生性問題最終會(huì)使得回歸結(jié)果出現(xiàn)偏差。Baier等（2007）認(rèn)為固定效應(yīng)模型可以解決面板數(shù)據(jù)中關(guān)于FTA虛擬變量?jī)?nèi)生性問題在對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗(yàn)和H檢驗(yàn)之后，其中通過FBaier等（2007）認(rèn)為固定效應(yīng)模型可以解決面板數(shù)據(jù)中關(guān)于FTA虛擬變量?jī)?nèi)生性問題為了避免由于非平穩(wěn)時(shí)間序列而帶來的偽回歸問題，我們需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)的IPS檢驗(yàn)表明其結(jié)果拒絕原假設(shè)，不存在單位根過程，各序列為平穩(wěn)時(shí)間序列。中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國(guó)紡織品創(chuàng)造貿(mào)易效應(yīng)實(shí)證分析結(jié)果如表2下：表2紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)實(shí)證研究結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

LNGDP1GDP2?0.6225740.02981720.880080.0000LNDISTANCE?-1.0721200.337050-3.1808920.0017INFTA?-0.1853760.095680-1.9374540.0541C-4.0325103.109122-1.2969930.1961R-squared0.714230

Meandependentvar1.877689AdjustedR-squared0.710048

S.D.dependentvar0.654722S.E.ofregression0.352550

Sumsquaredresid25.47973F-statistic170.7866

Durbin-Watsonstat0.300794Prob(F-statistic)0.000000有上述結(jié)果，不難得到貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)回歸方程：可以看到，模型判定系數(shù)R2回歸系數(shù)為0.714，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的值為170.787，模型基本顯著。該引力模型中GDP乘積項(xiàng)以及距離項(xiàng)都符合預(yù)期且顯著?；貧w結(jié)果表明，當(dāng)GDP乘積每增加1%，中國(guó)和自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)其他國(guó)家紡織品貿(mào)易額會(huì)提高0.623%；當(dāng)中國(guó)和自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)其他國(guó)家距離增加1%，那么雙邊的紡織品貿(mào)易額會(huì)減少1.072%。但是貿(mào)易創(chuàng)造系數(shù)的值卻是負(fù)數(shù)，這不符合預(yù)期。它意味著自由貿(mào)易區(qū)的建立實(shí)際上減少了雙邊的紡織品貿(mào)易額，且由第二節(jié)分析可得紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)變化率（V）的值為-0.17（e-0.185-1）。也就是說，當(dāng)同屬于中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)時(shí)，雙邊的紡織品貿(mào)易額會(huì)減少0.17。實(shí)際結(jié)果與理論結(jié)果不相符主要是因?yàn)橹袊?guó)和東盟在紡織品貿(mào)易方面的結(jié)構(gòu)相似性產(chǎn)品同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)激烈，雙邊的紡織品出口大多集中在一些低附加值的初級(jí)產(chǎn)品。紡織品行業(yè)是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，這些低附加值的初級(jí)產(chǎn)品依賴于大量勞動(dòng)力資源，而近年來，我國(guó)的勞動(dòng)力價(jià)格一直高于東盟國(guó)家并且依然在逐年升高，這樣的貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及生產(chǎn)要素的富裕程度決定我國(guó)紡織品競(jìng)爭(zhēng)的劣勢(shì)。其次，一些東盟國(guó)家例如印度尼西亞、緬甸等都將紡織品列入敏感產(chǎn)品，它們都申請(qǐng)延遲了紡織品關(guān)稅取消的節(jié)點(diǎn)，這導(dǎo)致我國(guó)紡織品在進(jìn)入他國(guó)市場(chǎng)時(shí)沒有享受到預(yù)期的優(yōu)惠政策，這種延期政策造成的貿(mào)易壁壘造成我國(guó)紡織品出口的負(fù)面影響。還有一個(gè)替代的原因可能是商品之間的替代效應(yīng)，紡織品的要素報(bào)酬比較低，自貿(mào)區(qū)建立后更多的商業(yè)機(jī)會(huì)導(dǎo)致原來用于生產(chǎn)紡織品的要素轉(zhuǎn)而生產(chǎn)一些生產(chǎn)要素報(bào)酬高的產(chǎn)品。最后，一些其他因素例如全球金融危機(jī)也對(duì)雙邊貿(mào)易額產(chǎn)生了影響，但是并沒有考慮其中，可能導(dǎo)致了模型的偏差?？偠灾?，中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立不具有紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)。中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國(guó)紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)實(shí)證分析結(jié)果如表3所示：表3紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)實(shí)證研究結(jié)果VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-13.535361.05019412.888440.0000LNGDP1GDP2?2.7823670.460368-2.6522850.0025LNDISTANCE?-1.5645023.6042802.2433800.0000EXFTA?-0.4179970.420202-3.4244020.0037LNIM?(-1)0.9380510.07004446.798820.0000R-squared0.921269

Meandependentvar10.52132AdjustedR-squared0.919566

S.D.dependentvar4.267504S.E.ofregression0.359475

Sumsquaredresid239.0606F-statistic541.1910

Durbin-Watsonstat4.324873Prob(F-statistic)0.000000這里特別說明的是，模型中加入了LNIM?(-1)是由于自相關(guān)的存在，用來消除自相關(guān)的影響。因此貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)回歸方程：從表中可以看到，每個(gè)變量的系數(shù)都符合預(yù)期且當(dāng)顯著水平為0.01時(shí)，都能夠通過t值檢驗(yàn)。模型判定系數(shù)R2=0.93，F(xiàn)=541.19都比較顯著，方程的擬合優(yōu)度都比較好，回歸結(jié)果表明，當(dāng)GDP乘積每增加1%，中國(guó)和自由貿(mào)易區(qū)外國(guó)家紡織品貿(mào)易額會(huì)提高2.78%；當(dāng)中國(guó)和自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)其他國(guó)家距離增加1%，那么雙邊的紡織品貿(mào)易額會(huì)減少1.56%；用來測(cè)試貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的虛擬變量EXFTA的系數(shù)是負(fù)數(shù)，符合預(yù)期值。這說明自貿(mào)區(qū)的成立確實(shí)產(chǎn)生了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。它表明若某國(guó)不在中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)內(nèi)，中國(guó)從該國(guó)的紡織品進(jìn)口額將會(huì)降低0.34（e-0.42-1），即由第二節(jié)知紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)變化率（）的值為0.34。上述分析表明：中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立不具有紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)，具有貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。所以，從中國(guó)福利水平上來講，貿(mào)易創(chuàng)造以及貿(mào)易轉(zhuǎn)移實(shí)際上都是負(fù)效應(yīng)，。也就是說，中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)使得我國(guó)的貿(mào)易總體上收益，卻使得紡織品貿(mào)易蒙受了損失。（二）紡織品凈福利效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果中國(guó)紡織品行業(yè)的福利水平由貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)以及貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)二方面的力量左右。實(shí)驗(yàn)結(jié)果分析可知，中國(guó)與東盟國(guó)家不存在紡織品貿(mào)易上的創(chuàng)造效應(yīng)，也就是說自貿(mào)區(qū)的建立沒有給紡織品貿(mào)易帶來正面創(chuàng)造效應(yīng)的影響，反而使得自貿(mào)區(qū)內(nèi)的紡織品貿(mào)易額下降了0.17。其次，在考慮對(duì)自由貿(mào)易區(qū)外國(guó)家的影響即貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)時(shí)，發(fā)現(xiàn)了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的負(fù)面影響。自貿(mào)區(qū)的建立使得中國(guó)由進(jìn)口自貿(mào)區(qū)外國(guó)家制造的高效率、低成本的紡織品轉(zhuǎn)而進(jìn)口自貿(mào)區(qū)內(nèi)國(guó)家制造的低效率、高成本的紡織品，這使得中國(guó)對(duì)自貿(mào)區(qū)外國(guó)家的進(jìn)口額降低了0.34。根據(jù)引力模型分析方法，如果知道中國(guó)東盟紡織品貿(mào)易總額、非成員國(guó)紡織品貿(mào)易進(jìn)口額、紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)變化率、紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)變化率的前提下，可以計(jì)算中國(guó)紡織品貿(mào)易的貿(mào)易創(chuàng)造額、貿(mào)易轉(zhuǎn)移額以及福利效應(yīng)的增加額或者損失額。其中中國(guó)東盟紡織品貿(mào)易總額、非成員國(guó)紡織品貿(mào)易進(jìn)口額情況見表4：表4中國(guó)與東盟紡織品貿(mào)易總額以及非成員國(guó)紡織品貿(mào)易進(jìn)口額匯總表單位：億美元年份中國(guó)東盟紡織品貿(mào)易總額非成員國(guó)紡織品貿(mào)易進(jìn)口額2002309.318.192003371.018.752004437.525.802005541.129.322006620.130.202007699.034.952008731.535.462009712.431.362010870.944.5520111043.374.7320121075.579.43由第二節(jié)可知紡織品貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)變化率V=0.17，紡織品貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)變化率=0.34，所以中國(guó)與東盟國(guó)家靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)結(jié)果見表6。表6中國(guó)與東盟國(guó)家靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)結(jié)果表單位：億美元年份貿(mào)易創(chuàng)造額貿(mào)易轉(zhuǎn)移額紡織品行業(yè)凈福利200252.586.18-58.77200363.076.38-69.45200474.388.77-83.15200591.999.97-101.962006105.4210.27-115.692007118.8311.88-130.712008124.3612.06-136.412009121.1110.66-131.772010148.0515.15-163.202011177.3625.41-202.772012182.8427.01-209.84上述分析表明：中國(guó)—東盟自由貿(mào)易區(qū)的建立使得中國(guó)紡織品貿(mào)易不僅存在凈福利損失的情況，而且凈福利損失額還在持續(xù)增加，并在2005年以及2011年分別突破100億美元和200億美元。截止2012年，中國(guó)紡織品貿(mào)易的凈福利損失額為209.84億美元，而紡織品進(jìn)出口總額為1075.5億美元，因此損失比約為六分之一。損失比值等于凈福利損失額比上福利損失額與總貿(mào)易額之和四、政策建議本文套用引力模型研究了2002年到2012年間中國(guó)同8個(gè)東盟國(guó)家以及11個(gè)自貿(mào)區(qū)外國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，探討了CAFTA框架下中國(guó)紡織品靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)CAFTA框架對(duì)中國(guó)-東盟紡織品貿(mào)易存在負(fù)的凈福利效應(yīng)。CAFTA符合歷史潮流發(fā)展趨勢(shì)。紡織品行業(yè)惟有盡快的適應(yīng)這樣的國(guó)際形勢(shì)才能立于不敗之地。（一）企業(yè)：加快紡織品行業(yè)產(chǎn)業(yè)調(diào)整升級(jí)步伐相較于東盟國(guó)家，中國(guó)的紡織品行業(yè)已經(jīng)快速挺進(jìn)了二三十年，擁有更加完善的產(chǎn)業(yè)鏈，從原材料采購(gòu)、加工、設(shè)計(jì)、成品銷售等各個(gè)環(huán)節(jié)都具備高度的協(xié)調(diào)性。這使得我國(guó)更加具備紡織品行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。然而2011年、2012年、2013年，世界銀行根據(jù)人均收入水平將中國(guó)、泰國(guó)、馬爾代夫等國(guó)都列入了中等收入或發(fā)達(dá)國(guó)家的行業(yè)，紡織品行業(yè)是勞動(dòng)力密集型產(chǎn)業(yè)，而我國(guó)勞動(dòng)力價(jià)格也是一漲再漲，但是東盟國(guó)家例如越南利用其廉價(jià)的勞動(dòng)力資源正在獲得越來越多的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。中國(guó)紡織品行業(yè)的產(chǎn)業(yè)調(diào)整與產(chǎn)業(yè)升級(jí)已經(jīng)成為必然的趨勢(shì)