上海合作組織對中國與俄羅斯及中亞國家貿(mào)易效應(yīng)的實證分析*

葛飛秀

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上海合作組織對中國與俄羅斯及中亞國家貿(mào)易效應(yīng)的實證分析*

葛飛秀

文章采用引力模型定量研究中國與俄羅斯及中亞國家的經(jīng)濟一體化程度以及區(qū)域經(jīng)濟一體化所創(chuàng)造的貿(mào)易效應(yīng)，并提出推進中國與俄羅斯及中亞國家區(qū)域經(jīng)濟一體化進程的對策建議。

貿(mào)易效應(yīng) 上海合作組織 引力模型 區(qū)域經(jīng)濟一體化

上海合作組織(Shanghai Cooperation Organization，簡稱SCO)的建立對中國政府積極推進“一帶一路”建設(shè)具有重要的戰(zhàn)略意義。本文將從區(qū)域經(jīng)濟一體化的理論出發(fā)、運用實證分析的方法，研究分析締結(jié)上海合作組織帶來的貿(mào)易效應(yīng)。

一、SCO對中國與俄羅斯及中亞國家貿(mào)易效應(yīng)的檢驗——Chow Test檢驗

使用Chow Test檢驗法對上海合作組織對中國與俄羅斯及中亞國家的貿(mào)易規(guī)模影響因素的分析，把2001年(締結(jié)上海合作組織)作為一個斷點來研究中國和俄羅斯及中亞國家貿(mào)易規(guī)模的影響。

下面來分析SCO框架下中國與俄羅斯及中亞國家貿(mào)易規(guī)模的變化情況。數(shù)據(jù)選取1994～2013年中國與俄羅斯、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦和烏茲別克斯坦的進口量和出口量，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

(一)出口量的變化分析

2001年上海合作組織在上海正式成立，中國與俄羅斯及中亞國家的貿(mào)易量顯著增加(見表1)。從表1可以看出，上海合作組織的成立對中國向俄羅斯及中亞國家的出口在2008年這一點產(chǎn)生顯著變化。Chow Test分割點檢驗在2008年，這個時間點的F統(tǒng)計量是3.97，LR統(tǒng)計量是3.99，Wald 統(tǒng)計量是3.97。與2005～2007年的統(tǒng)計量值相比有明顯增加(F統(tǒng)計量、LR統(tǒng)計量、Wald統(tǒng)計量)，根據(jù)Chow Test的定義，說明中國向俄羅斯及中亞國家的出口量顯著增加。2008年，F(xiàn)統(tǒng)計量、LR統(tǒng)計量、Wald統(tǒng)計量的統(tǒng)計值有明顯提高，從某種程度上可以說明上海合作組織的成立對中國向俄羅斯及中亞國家的出口量有顯著影響。

表1 中國對俄羅斯及中亞國家出口量的Chow分割點檢驗*數(shù)據(jù)來源：1995～2014年《中國統(tǒng)計年鑒》，表2數(shù)據(jù)來源同表1。

(二)進口量的變化分析

下面使用Chow Test的方法檢驗了由于上海合作組織的成立，引起中國從俄羅斯及中亞國家的進口量的變化狀況。

表2 中國從俄羅斯及中亞國家的進口量的Chow分割點檢驗

從上表可以看出，上海合作組織的成立對中國與俄羅斯及中亞國家的出口在2013年這一點才產(chǎn)生較大影響。Chow Test分割點檢驗在2013年，F(xiàn)統(tǒng)計量是2.99，LR統(tǒng)計量是3.11，Wald統(tǒng)計量是2.99。與2010～2012年的統(tǒng)計量值相比有明顯增加(F統(tǒng)計量、LR統(tǒng)計量、Wald統(tǒng)計量)，根據(jù)Chow Test的定義，表明中國從俄羅斯及中亞國家的進口量顯著增加。從某種程度上可以說明，上海合作組織的成立對中國從俄羅斯及中亞國家進口量有顯著影響。

從締結(jié)上海合作組織對中國與俄羅斯及中亞國家進出口的影響，得出這樣一個結(jié)論：由于2001年上海合作組織的成立，對中國和俄羅斯及中亞國家的貿(mào)易在短期內(nèi)沒有產(chǎn)生大的影響，而是經(jīng)過一段時間發(fā)展后才顯著增加。

二、SCO框架下中國與俄羅斯及中亞國家貿(mào)易效應(yīng)的實證分析

可用貿(mào)易引力模型研究貿(mào)易效應(yīng)。國際貿(mào)易中的引力模型指兩國的貿(mào)易量與兩國的GDP呈正相關(guān)，與兩國的距離呈負相關(guān)。如下式所示：

其中，Tij為國家i和國家j之間的貿(mào)易額；A為外生常數(shù)；gdpi、gdpj分別為國家i和國家j的國民生產(chǎn)總值；disij為國家i和國家j之間的距離。

為了更全面地研究上海合作組織帶來的貿(mào)易效應(yīng)，本文的研究對象是上海合作組織的成員國：中國、俄羅斯、哈薩克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦。以中國為視角，運用引力模型對中國與俄羅斯及中亞國家的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，并設(shè)置不同的回歸模型分析締結(jié)上海合作組織帶來的貿(mào)易效應(yīng)。

本文運用引力回歸模型對上海合作組織的締結(jié)促進中國與俄羅斯及中亞國家的貿(mào)易效應(yīng)。從進口和出口兩個方面來分析上海合作組織的建立所產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)，模型設(shè)定如式公(1)(2)。本文之所以將上述經(jīng)濟體選作樣本，主要基于以下考慮：絲綢之路經(jīng)濟帶的構(gòu)想為中國和俄羅斯及中亞國家發(fā)展經(jīng)貿(mào)關(guān)系提供了戰(zhàn)略機遇。這樣選取樣本具有一定的代表性，回歸結(jié)果更具有說服力。

根據(jù)研究目的，本文計量研究貿(mào)易引力模型形式如下：

lnexpcjt=αij+β1ln(gdpctgdpjt)+β2ln(pgdpctpgdpjt)+β3ln(disij)+β4scocjt+εcjt(1)

lnimpcjt=αij+β1ln(gdpctgdpjt)+β2ln(pgdpctpgdpjt)+β3ln(disij)+β4scocjt+εcjt(2)

其中，expcjt表示t年中國對j經(jīng)濟體的出口，impcjt表示t年中國從j經(jīng)濟體的進口，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》；gdpct、gdpjt分別代表中國和j經(jīng)濟體的國內(nèi)生產(chǎn)總值，表示出口國的潛在出口供給能力和進口國的潛在進口需求能力，以2005年不變價計算，數(shù)據(jù)來自世界銀行官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；pgdpct、pgdpjt分別代表t年中國和j國的人均GDP，它表示國民人均購買力，人均GDP影響著市場相互滲透力和貿(mào)易流向，數(shù)據(jù)來自世界銀行官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；disij代表中國首都北京與貿(mào)易伙伴j經(jīng)濟體首都之間的距離，它代表兩國間的運輸成本，對本次研究做縱向分析，故距離D為常量，數(shù)據(jù)來自www.indo.com。另外基于本文的研究目的，方程式(1)中還引入了反映中國和j經(jīng)濟體之間締結(jié)上海合作組織對貿(mào)易效應(yīng)影響的虛擬變量scocjt，它表示區(qū)域經(jīng)濟一體化的實踐，當(dāng)中國與j國在t年進行區(qū)域經(jīng)濟合作時，取值1，否則取0。εcjt是與時間和經(jīng)濟體自身特性都無關(guān)的隨機誤差項。

三、實證研究

本文運用計量經(jīng)濟學(xué)軟件Eviews6.0分別對動態(tài)面板方程式進行回歸分析。*在雙邊貿(mào)易流量可能出現(xiàn)0值的情形下，鑒于無法取對數(shù)，凡遇到0值均以0.025代替(Kalbasi,2001)。我們使用中國與俄羅斯及中亞4個國家1997～2014年的面板數(shù)據(jù)，對中國與俄羅斯及中亞4個國家的進口、出口的影響(貿(mào)易效應(yīng))進行估計(結(jié)果如表3所示)。表3中回歸方程(1)(2)為引力模型(1)(2)的回歸結(jié)果。

表3 上海合作組織促進中國對俄羅斯及中亞國家貿(mào)易效應(yīng)的實證結(jié)果

注：(1)括號內(nèi)為對應(yīng)解釋變量的t標(biāo)準差值；(2)*、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著；(3)從模型(1)(2)的特征值可以看出整體線性關(guān)系顯著成立。

從回歸結(jié)果可以看出，回歸方程(1)(2)的系數(shù)基本上通過了檢驗，保證了回歸方程在統(tǒng)計上的可靠性，另外各個回歸方程的F值、調(diào)整后的R2值都很高，方程擬合度高。回歸方程(1)(2)中l(wèi)ngdpct、lngdpjt、lnpgdpct、lnpgdpjt、lndisij、scot的系數(shù)滿足現(xiàn)實和理論上的要求，進口國的經(jīng)濟規(guī)模對雙邊貿(mào)易起到正向作用，促進了貿(mào)易關(guān)系，進口國的人口規(guī)模也對雙邊貿(mào)易起到正向作用；而兩國之間的距離對貿(mào)易起到反向的作用(貿(mào)易成本增加)，這些都符合經(jīng)濟現(xiàn)實。

締結(jié)上海合作組織對中國向俄羅斯及中亞國家出口影響的實證檢驗結(jié)果見表3。(1)模型擬合程度檢驗：根據(jù)表3中出口方程模型可知，模型中修正可決系數(shù)R2為 0.69，該模型擬合程度較高；(2)回歸方程檢驗 (F檢驗)：根據(jù)表3出口方程模型可知，模型中的F值為54.222，P值為0.000，小于任何給定的顯著性水平(1%)，通過檢驗；(3)回歸系數(shù)檢驗(t檢驗)：根據(jù)表3出口方程模型可知，模型通過了人均GDP乘積、距離和上海合作組織三個因素的檢驗，t值分別為7.471、2.046、-1.277，P值分別為0.000、0.000、0.0438，小于給定的顯著性水平，所以拒絕這個回歸系數(shù)等于零的假設(shè)。綜合以上檢驗結(jié)果，該線性回歸方程整體通過了檢驗?；貧w方程表達式為：

lnexpcjt=-11.169+6.726ln(pgdpctpgdpjt)-0.581ln(disij)+0.830scocjt+εcjt

締結(jié)上海合作組織對中國從俄羅斯及中亞國家進口影響的實證檢驗結(jié)果見表3。(1)模型擬合程度檢驗：根據(jù)表3進口方程模型可知，模型中修正可決系數(shù)R2為0.64，該模型擬合程度較高；(2)回歸方程檢驗(F檢驗)：根據(jù)表3進口方程模型可知，模型中的F值為24.596，P值為0.000，小于任何給定的顯著性水平(1%)，通過檢驗；(3)回歸系數(shù)檢驗(t檢驗)。根據(jù)表3模型可知，模型通過了GDP乘積和距離兩個因素，t值分別為6.982和-3.639，P值分別為0.000和0.007，小于給定的顯著性水平，所以分別拒絕這兩個回歸系數(shù)等于零的假設(shè)。綜合以上檢驗結(jié)果，該線性回歸方程整體上通過了檢驗?；貧w方程表達式為：

lnimpcjt=6.121+0.978ln(gdpctgdpjt)-5.651ln(disij)+εcjt

四、主要結(jié)論與建議

(一)中國和俄羅斯及中亞國家經(jīng)濟一體化的實證研究結(jié)論

本文借助引力模型、結(jié)合中國與俄羅斯及中亞國家雙邊貿(mào)易的數(shù)據(jù)，分別從進出口兩方面就區(qū)域經(jīng)濟一體化效應(yīng)進行分析。研究結(jié)果顯示，兩國GDP乘積、人均GDP乘積、距離和上海合作組織對雙邊貿(mào)易流量有影響。

1.出口實證檢驗

從出口回歸方程式可以看出，影響中國向俄羅斯及中亞國家出口的因素主要是兩國人均GDP之積、距離、兩國是否已締結(jié)上海合作組織達到區(qū)域經(jīng)濟一體化。實證研究顯示，兩國人均GDP乘積每增加1%，出口額就增加6.726%。從實證檢驗結(jié)果可以看出，上海合作組織對中國向俄羅斯及中亞國家出口的系數(shù)(0.830)不及兩國人均GDP乘積系數(shù)(6.726)，但上海合作組織對中國與俄羅斯及中亞國家的出口有促進作用。

在以上基礎(chǔ)上，充分利用智慧課堂的信息化優(yōu)勢，從學(xué)生特點、學(xué)科特點、課程特點出發(fā)進行信息化設(shè)計，針對需要加深理解的重點內(nèi)容和難以理解的難點內(nèi)容，充分利用全息投影、VR、語音交互機器人、弧幕等信息技術(shù)手段，以更加直觀、有趣和富有視覺沖擊力的學(xué)習(xí)體驗方式立體沉浸式學(xué)習(xí)，教師在做中教，學(xué)生在做中學(xué)，增加課堂的趣味性，使得學(xué)習(xí)過程從“進不去、看不見、動不了”轉(zhuǎn)變?yōu)椤斑M得去、看得見、動得了”，手、腦、心相結(jié)合，提升學(xué)習(xí)效果，更好地實現(xiàn)教學(xué)目標(biāo)。如表4所示。

2.進口實證檢驗

從進口回歸方程式可以看出，影響中國從俄羅斯及中亞國家進口的因素主要是兩國GDP之積和距離。研究顯示，兩國GDP乘積每增加1%，中國從俄羅斯及中亞國家的進口就增加0.978%。從實證檢驗結(jié)果可以看出，上海合作組織對中國從俄羅斯及中亞國家進口的影響較小，只要中國和俄羅斯及中亞國家在上海合作組織框架下進一步加強經(jīng)濟合作，對其進口的增長還是有積極的促進作用。

研究結(jié)果還表明，從近幾年中國與俄羅斯及中亞國家的貿(mào)易實踐來看，上海合作組織對雙邊貿(mào)易的影響程度并不相同——對中國向俄羅斯及中亞國家出口的影響大于中國從俄羅斯及中亞國家進口的影響。究其原因，可能是由于中國從俄羅斯及中亞國家進口規(guī)?；鶖?shù)大，所以增長速度緩慢；而中國對俄羅斯及中亞國家出口規(guī)?；鶖?shù)較小，所以增長速度較快。

(二)中國與俄羅斯及中亞國家區(qū)域經(jīng)濟一體化的若干發(fā)展建議

1.積極與俄羅斯及中亞國家簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，建立自由貿(mào)易區(qū)

截至目前，中國已經(jīng)簽署并實施14個自貿(mào)協(xié)定，涉及22個國家和地區(qū)，但是和俄羅斯及中亞國家尚未達成自由貿(mào)易協(xié)定。應(yīng)積極總結(jié)經(jīng)驗，把握與俄羅斯及中亞國家關(guān)系穩(wěn)定發(fā)展的機遇，爭取早日建立和俄羅斯及中亞國家的自由貿(mào)易區(qū)，使雙邊經(jīng)濟進一步加強。

中國和俄羅斯及中亞國家的經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系雖起步晚，但發(fā)展前景良好。中國應(yīng)該充分利用已經(jīng)與俄羅斯及中亞國家締結(jié)上海合作組織這一有利條件，加強與俄羅斯及中亞國家的雙邊貿(mào)易談判，擴大合作范圍，進一步加強中國和俄羅斯及中亞國家在服務(wù)領(lǐng)域的合作。

3.優(yōu)化中國出口俄羅斯及中亞國家的商品結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品的附加值

中國出口俄羅斯及中亞國家的大多是勞動密集型產(chǎn)品或初級產(chǎn)品，應(yīng)改變這種“以數(shù)量彌補質(zhì)量”的粗放型出口現(xiàn)狀。因此，應(yīng)降低出口成本，提高出口產(chǎn)品的附加值，大力發(fā)展資本密集型和技術(shù)密集型商品的出口，最大限度地優(yōu)化出口商品結(jié)構(gòu)，推動中國與俄羅斯及中亞國家的貿(mào)易往來，進一步推進“一帶一路”更長遠的發(fā)展。

段秀芳：《中國對上海合作組織國家貿(mào)易發(fā)展特點及其地位》，《新疆社會科學(xué)》2013年第5期。

高志剛：《中國(新疆)企業(yè)參與中亞次區(qū)域合作的模式與思路》，《開放導(dǎo)報》2007年第1期。

陳漢林、涂艷：《中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)下中國的靜態(tài)貿(mào)易效應(yīng)——基于引力模型的實證分析》，《國際貿(mào)易問題》2007年第5期。

陳雯：《中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于引力模型“單國模式”的實證分析》，《國際貿(mào)易問題》2009年第1期。

胡學(xué)偉：《中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)研究》，2005年重慶大學(xué)碩士學(xué)位論文。

姜書竹、張旭昆：《東盟貿(mào)易效應(yīng)的引力模型》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2003年第10期。

責(zé)任編輯：王慧君

*本文系國家社科基金一般項目“絲綢之路經(jīng)濟帶下的中國與中亞國家投資便利化問題研究”(15BGJ027)、教育部人文社科研究青年基金項目“亞行CAREC2020戰(zhàn)略與中國(新疆)參與中亞區(qū)域經(jīng)濟合作研究”(13YJCGJW001)、新疆社科基金一般項目“新疆番茄醬出口增長因素及出口市場潛力研究”(14BJY031)的階段性研究成果。

F752

A

1009-5330(2016)04-0085-05

葛飛秀，新疆財經(jīng)大學(xué)講師、應(yīng)用經(jīng)濟學(xué)博士后科研流動站在站博士后(新疆烏魯木齊 830012)。