自由貿(mào)易區(qū)的設立能夠提升地緣經(jīng)濟關系水平嗎？*
——來自CAFTA的實證

黎 鵬 閆 俊

（廣西大學商學院，廣西 南寧 530000）

一、引言

一般認為，“地緣經(jīng)濟”這一概念最早由法國經(jīng)濟地理學家Jacques Boudeville提出[1]，而美國學者Edward N. Luttwak為地緣經(jīng)濟的發(fā)展奠定了重要基礎[2]。地緣經(jīng)濟理論最初主要被認為是地緣政治理論的延續(xù)，但隨著其自身的發(fā)展，其內(nèi)涵已經(jīng)變得更為豐富。雖然有關地緣經(jīng)濟的研究成果眾多，但目前學界對地緣經(jīng)濟的概念仍沒有形成一致的界定，一般認為是指國家間、地區(qū)間、民族間基于地理區(qū)位、資源稟賦、經(jīng)濟結構等因素形成的合作、聯(lián)合或競爭、對立乃至遏制等方面的經(jīng)濟關系[3]，一定程度上反映了地緣區(qū)域內(nèi)不同主體間經(jīng)濟聯(lián)系與合作關系的強度。本文為了明確研究內(nèi)容，構建了“地緣經(jīng)濟關系水平”這一具體概念，主要用來衡量基于地緣關系的不同經(jīng)濟主體間的經(jīng)濟合作、關聯(lián)與依賴的強度，以此來反映地緣經(jīng)濟發(fā)展狀況。其中，地緣關系可認為是以地理位置、分布格局和空間聯(lián)接為基礎，在特定區(qū)域范圍內(nèi)共同活動的不同要素交互作用而形成的聯(lián)系[4,5]。

為了加強區(qū)域間的經(jīng)濟合作，有效推進各地區(qū)的經(jīng)濟一體化進程，很多國家或經(jīng)濟組織都選擇以設立跨區(qū)域性的自由貿(mào)易區(qū)（FTA）的方式來加快彼此間的商貿(mào)交流。那么，自由貿(mào)易區(qū)的設立便容易對FTA內(nèi)部各經(jīng)濟主體間的地緣經(jīng)濟關系產(chǎn)生影響。一方面，自由貿(mào)易區(qū)的參與主體往往是在地理位置上相互鄰接的國家或地區(qū)，如北美自由貿(mào)易區(qū)、中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)以及正在推進的RCEP和中日韓自貿(mào)區(qū)等，這樣的位置分布就意味著自貿(mào)區(qū)的參與主體之間往往具有明顯的地緣性特點；另一方面，自由貿(mào)易區(qū)的設立一般是通過雙方或多方簽訂自由貿(mào)易協(xié)定的方式來降低或消除彼此間的貿(mào)易壁壘，目的在于促進區(qū)內(nèi)貿(mào)易的自由流動，帶動各方經(jīng)濟增長，這便突出體現(xiàn)了地緣經(jīng)濟中的經(jīng)濟性聯(lián)系。FTA與其內(nèi)部經(jīng)濟主體間的地緣經(jīng)濟關系也就具有較強的理論和現(xiàn)實關聯(lián)。所以，本文將主要研究自由貿(mào)易區(qū)對其參與主體之間地緣經(jīng)濟的影響機制和途徑，并以CAFTA為例，通過實證的方式檢驗CAFTA的設立是否有效提升了中國與東盟地區(qū)的地緣經(jīng)濟關系水平。

二、理論分析

要探討自由貿(mào)易區(qū)對地緣經(jīng)濟的影響機制，就有必要明確地緣經(jīng)濟的主要影響要素。地緣經(jīng)濟雖然以各主體之間的經(jīng)濟關系作為集中表現(xiàn)，但因其地緣性特點往往會受到不止于經(jīng)濟層面的多方面影響。結合有關研究成果，我們發(fā)現(xiàn)國家（或地區(qū)）的經(jīng)濟利益往往是地緣經(jīng)濟最為主要的驅(qū)動因素，也就是說各國在處理地緣經(jīng)濟關系時最為關注的仍然是自身的核心經(jīng)濟利益[3,6]。此外，地緣政治、文化、區(qū)位、技術、交通、生態(tài)、資源稟賦等要素也會對地緣經(jīng)濟產(chǎn)生直接或間接的影響[7-9]，影響程度往往也會由于經(jīng)濟主體之間的地緣性特點而顯得不盡相同[10]。所以，為了分析自由貿(mào)易區(qū)對地緣經(jīng)濟的影響機理，我們將結合地緣經(jīng)濟的自身特點，集中從經(jīng)濟、政治、文化與技術層面對其進行探討。

（一）經(jīng)濟層面

自由貿(mào)易區(qū)的設立通過經(jīng)濟層面對地緣經(jīng)濟的影響往往是最為直接，也是最為主要的。根據(jù)新古典貿(mào)易理論，資源及要素稟賦的相對差異是國際分工和貿(mào)易產(chǎn)生的基礎。從區(qū)域分工和貿(mào)易的角度來看，自由貿(mào)易區(qū)的設立可以通過降低關稅、確定原產(chǎn)地規(guī)則和簡化相關手續(xù)等來削減地區(qū)間的關稅壁壘，降低交易成本，推進國際分工的明晰和細化，進而加快實現(xiàn)資源稟賦的優(yōu)勢互補，提升國家（地區(qū)）間的分工關聯(lián)程度和經(jīng)濟合作水平。分工的明確也有助于提升生產(chǎn)廠商規(guī)模經(jīng)濟水平和外部經(jīng)濟效益，帶動行業(yè)的整體發(fā)展。[11,12]另外，自由貿(mào)易區(qū)的設立也可以通過放寬商品和服務貿(mào)易的限制，來直接擴大地區(qū)間的經(jīng)貿(mào)合作范圍。例如，CAFTA建成后中國與東盟國家擴大了旅游、金融、通信等多領域的合作。經(jīng)濟合作領域的擴大以及合作程度的提高無疑有助于擴大外貿(mào)企業(yè)的市場，提高商品服務貿(mào)易數(shù)量，實現(xiàn)廠商更大的經(jīng)濟收益。以P. Roboson為代表的自由貿(mào)易區(qū)理論也表明，貿(mào)易自由化所帶來的貿(mào)易創(chuàng)造效應是各成員國所不可忽視的。從產(chǎn)業(yè)和區(qū)域的角度來看，廠商和行業(yè)的發(fā)展也利于加快產(chǎn)業(yè)的集聚與升級，而生產(chǎn)要素流動所帶來的“溢出效應”則有利于區(qū)域間的協(xié)調(diào)發(fā)展。這對提高區(qū)域價值鏈的嵌入水平，推動價值鏈向縱向建構具有較大的幫助。同時，F(xiàn)TA的設立還有助于推動跨境合作區(qū)的搭建，進而加快國家間邊境地區(qū)的合作與邊境經(jīng)濟的繁榮，發(fā)揮邊境中介效應的特殊貢獻。此外，相關學者也從企業(yè)微觀角度分析了FTA設立所帶來的影響。王開（2019）、叢曉男（2018）等認為FTA可以使出口企業(yè)在國際貿(mào)易活動中更加穩(wěn)定，可以提高區(qū)域內(nèi)企業(yè)應對區(qū)域外貿(mào)易沖擊的能力[13,14]，降低企業(yè)的經(jīng)營風險。FTA還可以幫助改善非公有制企業(yè)的就業(yè)狀況，穩(wěn)定外貿(mào)市場的區(qū)域性價格波動。但是，F(xiàn)TA對于不同企業(yè)的使用效率具有異質(zhì)性，企業(yè)應結合主體差異的實際特點以不同方式提高對FTA的利用效率[15]。此外，經(jīng)濟主體在積極制定和參與FTA戰(zhàn)略時，應該注重對知識產(chǎn)權的保護，這對提高FTA的技術創(chuàng)造水平和經(jīng)濟創(chuàng)新活力將有較大幫助[16-18]。

（二）政治層面

自由貿(mào)易區(qū)的設立也可以通過政治層面來對地緣經(jīng)濟產(chǎn)生影響。國家間政治關系的穩(wěn)定往往是經(jīng)濟活動開展的前提和基礎，而基于跨地區(qū)合作的地緣經(jīng)濟則會對地緣政治關系表現(xiàn)得更為敏感。由于地緣政治關系緊張等原因影響到地緣經(jīng)濟合作的例子也是不勝枚舉，如朝韓關系、巴以關系、印巴關系等等。Cowen（2010）也強調(diào)了領土和社會安全對地緣經(jīng)濟合作所起到的重要作用[19]。Scott（2007）的研究也表明，國家間的政治利益沖突可能會對其經(jīng)濟合作和經(jīng)濟關系產(chǎn)生不利影響[20]。自由貿(mào)易區(qū)設立以簽訂自由貿(mào)易協(xié)定為前提，而自貿(mào)協(xié)定的制定更是各方政府部門和相關機構多個階段、多輪談判的結果。所以，自貿(mào)區(qū)的成功設立說明各方政府間已經(jīng)進行了較為充分的溝通和協(xié)商，政府間合作的長期性比較明顯，這就為地區(qū)間的經(jīng)濟活動營造了相對穩(wěn)定的政治環(huán)境，或者說FTA的設立是地緣政治關系穩(wěn)定的重要表現(xiàn)。Knill（2012）的研究指出，國家間的政治關系往往會對微觀主體的商業(yè)投資決策產(chǎn)生較大的影響[21]。所以，政府高層互訪頻率的增多、邊界沖突事件的減少等地緣政治關系的改善和穩(wěn)定，會使得微觀經(jīng)濟主體更有意愿從事跨境商業(yè)活動，長期性的經(jīng)貿(mào)投資活動也會更加活躍。另外，緊密的經(jīng)濟聯(lián)系和共同的利益訴求也會反過來拉近國家間的政治關系，進而形成地緣經(jīng)濟發(fā)展的良性循環(huán)。

（三）文化與技術層面

自由貿(mào)易區(qū)的設立從文化與技術層面對地緣經(jīng)濟產(chǎn)生的影響也是較為重要的，但具有滯后性的特點。地緣文化涉及語言、民族、宗教、風俗、偏好等多個方面，相同或是相似的地緣文化會拉近不同區(qū)域間人們的相對距離，降低空間差異對經(jīng)濟合作所帶來的阻礙，韋永貴（2019）和Capello（2018）的研究也支持了這一觀點[22,23]。自由貿(mào)易區(qū)的設立則在較大程度上為各類從業(yè)人員和專業(yè)技術人員的流動提供了便利，也為其從事相關經(jīng)貿(mào)活動提供了保障，如CAFTA規(guī)定的國民待遇和最惠國待遇，從而加快了不同區(qū)域間的文化和技術交流，在推動旅游業(yè)和文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的同時也有助于增強經(jīng)濟合作的黏性，起到維系地緣經(jīng)濟關系的紐帶作用。在技術交流上，新技術貿(mào)易理論也指出寬松的貿(mào)易環(huán)境更有助于技術在不同國家之間進行交流和傳播，從而推動貿(mào)易區(qū)內(nèi)的技術進步和技術創(chuàng)新，其中跨國公司在技術傳播和創(chuàng)造方面起到了較為關鍵的作用。地緣文化的包容和技術實力的提升，對地緣經(jīng)濟的改善具有較強的拉動作用。同時，地緣經(jīng)濟的進步同樣也會反過來促進地緣文化和技術的交流，進而形成循環(huán)累積因果效應，推動地緣經(jīng)濟長期的、可持續(xù)性的合作與發(fā)展。

所以，我們認為自由貿(mào)易區(qū)的設立可以從多個方面幫助提升各方的經(jīng)濟合作質(zhì)量與經(jīng)濟發(fā)展水平，帶動相較于全球價值鏈的“區(qū)域價值鏈”的發(fā)展，進而拉近區(qū)域內(nèi)彼此間的經(jīng)濟距離，對地緣經(jīng)濟的改善和發(fā)展帶來積極影響。本文將采用實證的方式，將CAFTA的建成視為一項“準實驗”來檢驗自貿(mào)區(qū)的設立是否會有效提升中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平。

三、模型方法與數(shù)據(jù)來源

本文選擇了中國—東盟自貿(mào)區(qū)（CAFTA）作為實證對象，選擇理由主要在于：第一，中國與東盟在空間位置上相互毗鄰，滿足研究地緣經(jīng)濟的基礎性要求； 第二，CAFTA的發(fā)展已較為成熟，其經(jīng)濟體量巨大，合作程度高，開放范圍廣，在自貿(mào)區(qū)中具有較強的代表性；第三，東盟當前乃至未來都將是中國重要的合作伙伴，對CAFTA的研究具有現(xiàn)實意義。需要說明的是，本文將CAFTA的經(jīng)濟主體共分為中國和東盟兩部分，其中，將東盟視為一個整體，而不對東盟十國進行具體研究。

（一）地緣經(jīng)濟關系水平指標的構建

為了明確研究內(nèi)容，本文構建了“地緣經(jīng)濟關系水平”這一具體概念，主要用來衡量基于地緣關系的不同經(jīng)濟主體間的經(jīng)濟合作、關聯(lián)與依賴的強度，以此來反映地緣經(jīng)濟發(fā)展狀況。在地緣經(jīng)濟關系水平的量化上參考了相關學者的觀點，選擇本國與他國（區(qū)域）的進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額、對外直接投資（OFDI）和外商直接投資額（FDI）作為地緣經(jīng)濟核算的構成指標[8]，并利用熵值法求得各指標所占權重，通過加權求和的方式計算地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)[9]，以求客觀真實地對地緣經(jīng)濟關系水平進行量化。因我國OFDI的數(shù)據(jù)最早提供于2003年，所以本文使用了2003-2017年的數(shù)據(jù)。由于缺少中國與東盟的直接相關數(shù)據(jù)，本文通過對東盟10國相關數(shù)據(jù)進行求和或取均值的方式來計算得到。個別缺失數(shù)據(jù)應用趨勢分析的方法[24]對其進行填補，作為代理數(shù)據(jù)進行分析。本文還選擇了GDP、失業(yè)率、GNI、固定資本形成總額、城市化水平、最終消費支出、服務業(yè)發(fā)展水平等作為實證分析的預測變量。其中，預測變量主要用于從多個方面更好模擬東盟的實際發(fā)展狀況，增加模擬東盟的真實性。

（二）合成控制法（SCM）

合成控制法最初由Abadie and Gardeazabal（2003）、Abadie et al.（2010）提出，主要用于政策實施后的效應評估。它的基本思路是，在政策實施前的時期通過賦予控制組個體不同的權重來合成一個與干預組行為相似的控制組，而在政策實施后合成的控制組就可以當作干預組的反事實結果，政策效應就可以通過干預組與合成控制組的差值來進行表示。[25,26]

模型設定如下，假設有N+1個區(qū)域，區(qū)域1為干預組，剩下N個區(qū)域為控制組，T0為政策的實施時間。Y1it表示i在t時期受到政策干預的結果，Y0it表示i在t時期沒有受到政策干預的結果，那么個體因果效應可表示為τit=Y1it-Y0it(i=1,…,N+1,t=1,…,T)。Dit可用來表示政策干預的狀態(tài)，其值為1表示i在t受到干預，否則取0。那么i在t時期的觀測結果為Yit=DitY1it+(1-Dit)Y0it=Y0it+τitDit。本文的目標是為了測算政策效應(τ1T0+1,…,τ1ζ),當t>T0時，τ1t=Y11t-Y01t=Y1t-Y01t。Y11t表示第1個區(qū)域受到干預的結果，在干預期之后，我們可以直接對其觀測。但是，我們無法觀測到?jīng)]有受到干預時的潛在結果，即反事實結果Y01t。所以，為估計反事實結果，將Y01t表示成如下模型：

其中δt為一未知的公共因子，對所有區(qū)域具有相同影響，Zi為K×1維的不受政策影響的可觀測協(xié)變量向量，θt是1×K維未知系數(shù)向量，λt為1×F維的為觀測公共因子，μi是F×1維系數(shù)向量，εit是未觀測的暫時性沖擊，假設滿足零均值。

考慮N×1維權重向量W=(w2,…,wN+1)，滿足wj≥0，j=2,…,N+1，且w2+…+wN+1=1。權重非負表示為合成控制組是由控制組個體的凸組合來構成，從而避免外推造成的偏差。那么合成控制模型可表示為：

當干預前的時期足夠長時，可證明上式趨近于零，那么干預組區(qū)域1 的反事實結果可以近似地由合成控制組來表示，即那么政策干預效應也可以表示為

（三）回歸合成方法（HCW）

回歸合成方法由Hsiao et al.（2012）提出，這種方法目前還沒有統(tǒng)一的稱謂，其應用數(shù)量也相對較少。Hsiao et al.在論文中將其稱為一種面板數(shù)據(jù)政策評估方法，也有學者根據(jù)論文作者首字母的縮寫將其稱為HCW方法（Hsiao C, Ching H S, Wan S K.），還有學者根據(jù)模型原理稱其為回歸合成方法。它的基本思想是利用面板數(shù)據(jù)截面?zhèn)€體間存在的共同驅(qū)動因子來預估干預組在政策實施后的反事實結果，從而估計政策干預效果。在回歸合成法中，其放松了SCM權重非負的模型要求，并且允許模型存在常數(shù)項，從而使模型的限制更少。[27,28]

假設所有個體的基線結果服從以下模型：

其中μi為個體固定效應，ft為K×1維的未觀測時變共同因子，b'為不隨時間變化但可能隨個體變化的常數(shù)，εit為誤差項，滿足E[εit]=0。將模型表述為矩陣形式：

其中，Y0t=(Y01t,…,Y0N+1t)',μ=(μ1,…,μN+1)',εt=(ε1t,…,εN+1t)',B=(b1,…,bN+1)'為(N+1)×K的共同因子系數(shù)矩陣。引入以下假設：假設一、對于所有個體i，有‖bi‖=c<∞。假設二、εt~I(0)，并且E[εt]=0,E[εtεt']=V，V為對角常數(shù)矩陣。假設三、E[εtft']=0。假設四、Rank(B)=K。假設五、E(εjs│Dit)=0,j≠i。若能夠識別μ1、b1、ft，則可通過Y01t=μ1+b1' ft, t=T0+1,…,T來預測反事實結果Y01t。但個體固定效應、共同因子并不能觀測，所以無法直接估計干預組個體的政策效應?？闪頰=(1,-γ' )為B零空間中的一個向量，其中γ=(γ2,…,γ(N+1))'，將矩陣模型兩邊同時乘a'，消去共同因子ft，得到：

其中β1=γ1+δ1,β=γ+δ,E(v1t│Yt)=0 ，根據(jù)Hsiao et al.（2012）的證明，若T0→∞，OLS估計量將是參數(shù)的一致估計。從而得到預測模型：

（四）數(shù)據(jù)來源

選取2003-2017年31個不受CAFTA直接影響的國家或地區(qū)來作為控制組地區(qū)（即合成東盟），東盟則為干預組地區(qū)，以此來分析CAFTA的建成對中國與東盟地緣經(jīng)濟所造成的影響。其中，中國與他國或地區(qū)的進口貿(mào)易額、出口貿(mào)易額、外商直接投資數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，對外直接投資數(shù)據(jù)來自《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》，各國GDP、失業(yè)率、GNI、固定資本形成總額、城市化水平、最終消費支出、服務業(yè)發(fā)展水平數(shù)據(jù)均來自世界銀行，或由世界銀行相關數(shù)據(jù)計算得出。

四、實證結果與分析

（一）地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)

本文利用熵值法在對2003-2017年32個國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行測算之后，確定了地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)各構成指標的權重，如表1所示。通過對標準化之后的流量數(shù)據(jù)進行加權求和，得到了中國與32個國家或地區(qū)的地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)，其中，中國與東盟的指數(shù)數(shù)值如表2所示，剩余國家或地區(qū)的指數(shù)在此省略。

表1 地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)指標體系

表2 2003—2017年中國與東盟地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)數(shù)值

（二）SCM模型結果

本文選擇CAFTA作為實證對象，所以干預組為中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)，控制組則為中國與其他31個國家或地區(qū)的指數(shù)。CAFTA的建成時間為2010年1月1日，所以本文將政策實施的時間設置為2009年，這樣更有利于觀察CAFTA建成當年的政策效應。在合成東盟（即控制組）的權重構成方面，本文采用使政策實施前的均方預測誤差（MSPE）最小化的方式來確定最優(yōu)權重，權重構成如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，合成東盟主要由中國香港地區(qū)、韓國和美國構成，其權重分別占到了29.5%、67.4%和3.1%。也就是說，合成東盟是由29.5%的中國香港地區(qū)、67.4%的韓國和3.1%的美國所組成的。

表3 合成東盟的構成權重

（續(xù)表）

真實東盟與合成東盟的預測變量對比如表4 所示，兩者預測變量的數(shù)值相對接近，可以認為合成東盟較好地擬合了東盟的實際情況。

表4 東盟與合成東盟的預測變量對比

SCM模型的實證結果如圖1所示，其中實線表示東盟實際的地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)的變化情況，而虛線表示的是合成東盟的指數(shù)變化。從圖中可以較為直觀地發(fā)現(xiàn)，在2003—2009年即CAFTA未建成的階段，真實東盟與合成東盟的指數(shù)數(shù)值是較為接近的并且具有相同的變化趨勢，說明在政策實施前模型較好地擬合了真實東盟的地緣經(jīng)濟關系水平。在CAFTA建成之后，兩條曲線則產(chǎn)生了較大的分異。真實東盟的曲線在2010年開始明顯高于合成東盟的曲線，這表示東盟實際的地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)已經(jīng)開始大于合成東盟的指數(shù)，政策效果開始顯現(xiàn)。我們還可以發(fā)現(xiàn)，在2010年之后的各個年份其指數(shù)也都要明顯高于其反事實結果，并且兩者的差距具有不斷擴大的趨勢。從圖2的政策效應圖中我們可以更為直觀地觀察到真實東盟與合成東盟之間指數(shù)差距的變化情況，即CAFTA政策效應的變化情況。在2010年之前，政策效應曲線較為平緩，指數(shù)數(shù)值在0附近小幅上下波動，說明合成東盟對真實東盟擬合的效果較好。但從2010年開始，政策效應曲線有了明顯的大幅上揚，并且在之后的年份持續(xù)性地處于較高水平，并沒有出現(xiàn)較為明顯的大幅回落現(xiàn)象。這說明在2010年CAFTA建成之后，中國與東盟實際的地緣經(jīng)濟關系水平是要明顯高于在沒有建成CAFTA情況下的地緣經(jīng)濟關系水平的，也就是說真實水平要明顯高于其反事實水平。政策效應持續(xù)性地處于較高水平說明CAFTA的建成對中國與東盟地緣經(jīng)濟的貢獻是長期的、可持續(xù)的，并不是短期和暫時的。經(jīng)過對政策效應的測算，我們發(fā)現(xiàn)CAFTA的建成使得中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平較反事實結果平均每年提升了約14%的水平。根據(jù)客觀的實證結果并結合之前的理論分析，我們有理由認為CAFTA的設立從多個層面顯著改善和提高了中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平，并且具有長期性、持續(xù)性的特點。此外，我們從圖1和圖2當中還可以發(fā)現(xiàn)，在2017年這一時點上中國與真實東盟的地緣經(jīng)濟關系水平又有了大幅度的提升，地緣經(jīng)濟關系有了更為明顯的進步。在查找了當年的有關數(shù)據(jù)和政府工作報告之后，我們認為這一現(xiàn)象出現(xiàn)的原因可能在于中國與東盟部分國家在推動中國—東盟自貿(mào)區(qū)升級版建設方面做出了更多的努力。

圖1 東盟與合成東盟的地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)

圖2 政策效應：東盟與合成東盟指數(shù)差異

（三）安慰劑檢驗

為驗證結論的可靠性，本文參考相關學者的做法[26,29,30]對模型結果進行了安慰劑檢驗，分別采用時間安慰劑檢驗、地區(qū)安慰劑檢驗和排列檢驗的方法。

時間安慰劑檢驗通過假設政策發(fā)生在真實時間之前來對模型重新進行估計，以此判斷政策效應是否是由于該項政策所導致的結果。若干預組在實際政策發(fā)生之前就產(chǎn)生了明顯的政策效應，則不能說明政策效應是由該項政策實施所導致的。按照這樣的思路，我們將模型中的政策發(fā)生時間提前兩年，即假設CAFTA建成時間是在2007年，估計結果如圖3所示。

圖3 時間安慰劑效應

圖4 地區(qū)安慰劑效應分布

觀察圖3可以發(fā)現(xiàn)，模型的曲線結果并沒有發(fā)生明顯的變化。雖然我們采用時間安慰劑的方式用2007年之前的數(shù)據(jù)對真實東盟進行擬合，用以假設CAFTA的建成時間是在2007年，但我們發(fā)現(xiàn)兩條曲線在2008年、2009年仍然近似重合，明顯的政策效應變化還是在2010年開始顯現(xiàn)。這說明中國與東盟地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)的提升是由于2010年CAFTA的建成所導致的，而不是由于2010年之前的其他原因。

地區(qū)安慰劑檢驗通過依次將沒有被政策影響的控制組假設為干預組來對模型進行迭代估計，對比真實干預組和假想干預組的政策效應，從而驗證模型估計和政策效應的有效性。但是，若某地區(qū)在政策干預期之前的擬合效果較差，其計算得出的政策效應波動就會較大，那么測算出來的政策效應就不具有參考意義。根據(jù)模型的計算原理，均方預測誤差（MSPE）在一定程度上反映了模型的擬合程度，MSPE越小說明模型的擬合程度越高。所以，本文將CAFTA建成前MSPE超過東盟MSPE4倍的地區(qū)（日本、中國香港地區(qū)、美國、韓國）予以剔除，對剩余的27個國家（地區(qū)）應用SCM模型進行估計，并最終得到了如圖4所示的地區(qū)安慰劑效應分布圖。黑線表示的是真實東盟的政策效應，而灰線表示的是27個地區(qū)在通過SCM模型估計之后所得到的虛擬政策效應。顯然，真實東盟的政策正效應要遠高于其他國家和地區(qū)，有大約3.57%（1/28）的顯著性水平拒絕CAFTA沒能提升中國與東盟地緣經(jīng)濟關系水平的原假設。

排列檢驗通過直接計算每個地區(qū)政策干預后與干預前MSPE的比值來驗證結果的有效性。[26]如果中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平確實受到了CAFTA建成的影響，那么其計算得出的比值就應該相對較大，因為其受到的政策效應相比其他地區(qū)會更為明顯。至于采用比值而不是數(shù)值的方式，主要是為了減少干預前較大的MSPE對干預后MSPE所造成的影響。32個地區(qū)比值的計算結果如圖5所示。圖中橫軸表示CAFTA建成后與建成前MSPE的比值，縱軸為各比值區(qū)間出現(xiàn)的頻次。其中東盟的比值約為110，高于其他27個國家或地區(qū)，處于較高水平，證明有效性較好。

圖5 排列檢驗比值直方圖

（四）HCW模型結果（穩(wěn)健性檢驗）

HC W 模型可以放松S CM 模型中合成組必須為控制組凸組合的模型假設，即允許使用負向權重來對干預組進行擬合，并且允許常數(shù)項的存在來對模型加以修正，這就使得HCW 模型比S CM模型更具一般性，其限制條件更少。所以，本文應用HCW模型作為對SCM模型的有效補充，也可以當做是通過模型替換的方式對S CM模型的實證結果進行穩(wěn)健性檢驗，進而從更一般化的角度來驗證CA F TA的建成是否有效提升了中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平。在擬合權重選擇上， Hsiao et al.（2012）的思路是分別將干預前不同排列組合的控制組地區(qū)帶入到線性模型，在控制組數(shù)量相同的模型中利用R2值來進行擬合變量的選擇。然后，再利用AIC和BIC準則來比較和篩選最優(yōu)的擬合模型，從而得到控制組的權重組合。[27]但是，由于Hsiao et al.的估計方法是基于OLS算法，所以這一方法只適用于低維數(shù)據(jù)時的情況。當面對高維數(shù)據(jù)時，OLS算法無法解決模型容易出現(xiàn)的多重共線性問題。另外，即使是處理低維數(shù)據(jù)，也容易出現(xiàn)模型過度擬合的問題。為了對HCW模型進行改進，我們認為可以應用Lasso算法來替換OLS算法，進而解決可能存在的多重共線性和過度擬合的問題，并且通過最小化均方預測誤差的方式來提高模型的預測能力。限于篇幅，本文對Lasso算法的具體內(nèi)容不做展開。應用基于Lasso算法的HCW模型，采用交叉驗證（cross-validation）的方式來確定參數(shù)取值，我們得到了如表5所示的計算結果。從表中可以看到，反事實的東盟是由1.313個土耳其、2.076個法國、0.452個德國、0.098個智利、0.888個加拿大、0.232個美國來進行合成，并通過常數(shù)項-0.023來進行修正。

表5 基于Lasso算法的HCW模型信息及合成控制組權重構成

改進后的HCW模型的實證結果如圖6所示。在CAFTA建成前，合成東盟對真實東盟具有較好的擬合性，兩條曲線接近重合。在CAFTA建成后，真實東盟的曲線則明顯開始高于其反事實曲線，并且隨著時間的延長，兩者之間的差距有著逐漸擴大的趨勢。這表示中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平在CAFTA建成后有了顯著的提升，并且具有不斷提高的特點。這一結論與SCM模型的實證結果較為一致，兩個模型均顯示出了相似的趨勢特點。從圖6的政策效應曲線中，我們還可以更為直觀地觀察到指數(shù)在CAFTA建成后相較于反事實情況所表現(xiàn)出的差異，曲線有了明顯的上升且具有持續(xù)性的特點。經(jīng)過測算我們得到CAFTA的設立幫助中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平平均每年提升了約17.3%，略高于SCM模型的14%的水平。對于CAFTA建成后中國與東盟地緣經(jīng)濟關系水平較反事實水平不斷提升的原因，我們結合之前的理論分析以及實證結論認為CAFTA的建成確實從多個層面推動了中國與東盟地緣經(jīng)濟的積極發(fā)展，并且已經(jīng)產(chǎn)生了比較明顯的循環(huán)累積因果效應，這一效應是解釋現(xiàn)實水平與反事實水平差距不斷拉大的主要原因，當然CAFTA建成的滯后效應也可能具有貢獻作用。

圖6 東盟與合成東盟的地緣經(jīng)濟關系水平指數(shù)

圖7 政策效應：東盟與合成東盟指數(shù)差異

五、結論與討論

本文主要研究了自由貿(mào)易區(qū)的設立是否能夠有效改善其地緣經(jīng)濟關系水平這一問題。為此，集中從經(jīng)濟、政治、文化和技術等理論層面探討了自由貿(mào)易區(qū)的構建對地緣經(jīng)濟的影響機制和途徑，然后利用2003-2017年的面板數(shù)據(jù)通過熵值法測算了中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平，采用SCM模型和基于Lasso算法改進的HCW模型以構建反事實的方式對CAFTA的建成進行了實證檢驗。結果顯示，CAFTA設立后中國與東盟的地緣經(jīng)濟關系水平顯著高于其反事實結果，并且政策效應具有不斷加大的趨勢，模型結果也較為穩(wěn)健。CAFTA的設立對中國與東盟地緣經(jīng)濟的影響具有長期性和持續(xù)性的特點，其平均貢獻率達到了約每年15.65%的水平。通過理論探討和實證結論，我們認為CAFTA的設立成功推動了中國與東盟地緣經(jīng)濟的發(fā)展，而地緣經(jīng)濟發(fā)展所表現(xiàn)出的動態(tài)性和上升趨勢特點不僅凸顯了經(jīng)濟合作的黏性特征，也從側面反映了政治關系的穩(wěn)定和文化技術關系的緊密對于地緣經(jīng)濟發(fā)展的長效貢獻，如中國—東盟命運共同體的提出、文化交流年的舉辦、東盟來華留學生數(shù)量的攀升等都是地緣政治、文化關系改善的有力印證。這樣的長效貢獻會不斷優(yōu)化地緣經(jīng)濟發(fā)展所基于的地緣環(huán)境，使得企業(yè)、個人等微觀經(jīng)濟主體更有意愿開展有關的貿(mào)易、投資和金融活動，幫助實現(xiàn)地緣經(jīng)濟發(fā)展的良性循環(huán)。所以，我們認為自由貿(mào)易區(qū)的設立可以從多個層面對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟主體間的地緣經(jīng)濟產(chǎn)生正向作用和積極影響，有助于改善和提升其地緣經(jīng)濟關系水平，對于打破傳統(tǒng)地緣經(jīng)濟的零和博弈思維，實現(xiàn)國家或地區(qū)間的非零和博弈發(fā)展和戰(zhàn)略性合作具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

本文的研究結論為充分理解自由貿(mào)易區(qū)的作用提供了新的認識，也為有效推動地緣經(jīng)濟發(fā)展提供了新的思路，認為應重視自貿(mào)區(qū)建設在改善地緣經(jīng)濟關系方面所發(fā)揮的特殊作用。良好的地緣經(jīng)濟關系不僅有助于帶動各國（地區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展和社會進步，也有助于形成和平、穩(wěn)定的雙邊以及多邊的地緣外交關系。所以，應堅持對外開放的基本國策，積極主動推進區(qū)域性自由貿(mào)易協(xié)定的交流和制定，完善與自貿(mào)區(qū)相匹配的基礎設施和制度保障，充分利用各方優(yōu)勢穩(wěn)步推進自由貿(mào)易區(qū)的建設。此外，還應認識到自貿(mào)區(qū)的設立對地緣經(jīng)濟所帶來的長期性影響，注重解決自貿(mào)區(qū)在建成后可能出現(xiàn)的有關問題，制定相關預案，以充分發(fā)揮自貿(mào)區(qū)的長效作用，進而不斷優(yōu)化與周邊國家和地區(qū)的地緣關系，有效提升地緣經(jīng)濟的發(fā)展質(zhì)量和發(fā)展水平。