本文作者： 李晨 李淑貞 單位：杭州電子科技大學經貿學院

中國和智利于2005年11月18日簽署了自由貿易協定(FTA)，于2006年10月1日啟動實施。該協定是繼中國———東盟自由貿易協定以來中國與外國簽訂的第二個自由貿易協定，是中國與拉美國家簽署的第一個自由貿易協定，也是中國簽署的第一個國家間雙邊自由貿易協定，對中智全面合作伙伴關系產生深遠影響。雖然中國智利自由貿易協定是中國第一個國家間的雙邊自由貿易協定，但是國內對于中國智利自由貿易協定會產生的貿易效應以及中智產品貿易結構的研究很有限，大部分還是對中智自由貿易協定的評價及展望。鑒于此，本文利用引力模型對中智自由貿易協定對中智貿易的影響進行實證檢驗。

一、中智貿易規模與結構

自1970年12月15日開始，智利與中國建交，是拉美國家中同中國開展經貿交往較早的國家之一。經過多年發展，中智貿易發展迅速，特別是中智自由貿易協定簽署以來，中智貿易加快發展。

（一）中智總體貿易規模

從2006年中智自由貿易協定實施以來，2007年兩國雙邊貿易額達146.91億美元，增長率從實施前的20%提高到了目前的66.10%；其中，中國從智利進口102.806億美元，出口44.156億美元，比上年分別增長79.23%和42.03%。到2010年中智兩國建交40周年之際，中智兩國的貿易進出口額達到259.777億美元，中國對智利的出口額達到80.246億美元，從智利的進口額達到179.531億美元。相比2006年中智貿易總額的88.449億美元，增長率為193.70%，接近200%。而且在中智自由貿易協定實施的1年后即2007年，中智貿易總額達到了146.961億美元，同比增長66.15%。2008年、2009年因為受金融危機的影響，貿易總額的增長率有所降低，但與其他國家相比受影響很小，分別為18.12%和2.76%，但是到2010年，中智貿易總額的同比增長率又迅速回升到45.62%，貿易總額再創新高，達到了259.777億美元。

（二）中智產品貿易結構分析

1.中國對智利出口商品結構

2011年，中國對智利出口的產品主要是機電類產品、紡織品、資源型產品占主導地位，占66.5%左右。機電類產品包括電機、電氣、音像設備及其零附件，核反應堆、鍋爐、機械器具及零件，車輛及其零附件（鐵道車輛除外），占43%左右。紡織品包括非針織或非鉤編的服裝及衣著附件，針織或鉤編的服裝及衣著附件鞋靴，護腿和類似品及其零件，占從中國進口的19.5%左右。鋼鐵和鋼鐵制品屬于資源型產品，占7.4%左右。

2.智利對中國出口商品結構

智利的礦業、林業、漁業和農業資源豐富，是國民經濟四大支柱。礦藏、森林和水產資源豐富，以盛產銅聞名，素稱“銅礦之國”。探明的銅儲藏量達2億噸以上，居世界第1位，約占世界儲藏量的1/3。銅的產量和出口量也均為世界第一，2011年銅及其制品和礦砂、礦渣及礦灰等對中國的出口額占智利對中國出口總額的89%，在智利對中國的出口貿易中占據絕對主導地位。智利的林業包括木漿木材等，對中國出口的比重在2011年達到了5.2%，是對中國出口的第三大類產品。2011年，魚粉等漁業產品以及紅葡萄酒、水果等農業產品，在對中國出口的比重為2.5%，是智利對中國出口的第四大類產品。

二、貿易創造效應的實證研究

（一）引力模型的建立

貿易創造效應是指自貿區內進口國家的消費者能獲得廉價產品和服務的同時，自由貿易區內出口也能增加從而擴大締約國的經濟效果，即將貿易從低效率的本國生產者向高效率的自由貿易區內成員國轉移。因此，我們可以用虛擬變量來度量中國智利自由貿易區對雙邊貿易的影響。為了考察中智自由貿易協定的貿易創造效應，本文在基本引力模型的基礎上引入代表FTA效應的虛擬變量，修正后的引力模型如下：InXtij=β0+β1In(GDPtiGDPtj)+β1InDistij+β3Dtij+μtij（1）Xtij表示中國和j國之間在t年的貿易額，GDPitGDPjt表示中國和j國在t年的GDP乘積。Distij表示中國和j國兩國首都之間的距離。Dijt用來度量t年的貿易創造效應。當中國和j國同屬于自由貿易區時，Dijt取值為1，否則為0。β0是常數，β1，β2，β3是Xij對GDPitGDPjt，Distij和Dijt的彈性，uijt是誤差項。GDP度量了該國家的經濟規模，兩個國家間的距離可以有效度量運輸成本、時間成本、交易成本以及文化的差異。被解釋變量Xijt和解釋變量Dijt能顯示出貿易創造效應，當中國和j國同屬于一個自由貿易區，Xijt將會增加，其差額是貿易創造效應，預期為正。

（二）基于引力模型的實證檢驗

本文利用2000-2010年，中國和包括智利在內的11個貿易伙伴（智利、法國、韓國、加拿大、英國、美國、德國、意大利、日本、印尼、菲律賓）的相關數據對方程1進行檢驗。中國智利自由貿易區在2005年底成立，因此將2006年作為轉折點，2006年之前虛擬變量值為0，2006年之后虛擬變量值為1。假定2006年之前不存在中國智利自由貿易區效應。雙邊進口和出口的數據來自中國統計年鑒，各國GDP數據來自世界銀行網站，兩國之間的距離通過www.indo.com計算出來。所有國家都被賦予相同的截距，使用最小二乘法。首先在實證檢驗之前，本文對面板數據各序列進行單位根檢驗，以避免因序列存在單位根而導致偽回歸問題。在檢驗方法上，本文利用Eviews6.0軟件對變量進行了基于同根的LLC檢驗方法和基于異根的IPS檢驗方法進行檢驗以保證檢驗結果的穩定性。LLC的檢驗結果表明，變量Lnx、LnDist在1%的顯著水平下拒絕了原假設，lnGDPitGDPjt變量在10%的水平上拒絕了原假設，IPS的檢驗結果表明，Lnx和lnGDPitGDPjt在5%的水平上拒絕了原假設，lnDistij在1%的水平上拒絕了原假設，說明原序列不存在單位根，為平穩序列。因此，應用隨機效應對方程1進行估計，估計的回歸方程結果如下：InXtij=-7.5477+0.6728InGDPtiGDPtj-0.7102InDistij+0.485Dtij（2）（-5.3989）（27.4921）（-14.7696）（5.7379）其中，回歸系數的t值較顯著，R2=0.992顯示方程較符合。當樣本容量為121、自變量數量為3時，我們取樣品容量為150的值，分別為du=1.7741，dl=1.6931，可以得出du<D-W<4-du，說明誤差項不存在自相關問題。如模型實證結果所示，如果其他條件不變，GDP乘積上升1%，雙邊貿易上升0.67%；當兩國間距離上升1%，雙邊貿易額下降0.71%；當j國不屬于自由貿易區時，雙邊貿易額上升0.62%。Xijt與Dijt的差額為正，所以中國智利自由貿易區存在貿易創造效應，并且t年中國智力自由貿易區的貿易創造是0.6241%。