上海合作组织对中国与俄罗斯及中亚国家贸易效应的实证分析*

葛飞秀



上海合作组织对中国与俄罗斯及中亚国家贸易效应的实证分析*

葛飞秀

文章采用引力模型定量研究中国与俄罗斯及中亚国家的经济一体化程度以及区域经济一体化所创造的贸易效应，并提出推进中国与俄罗斯及中亚国家区域经济一体化进程的对策建议。

贸易效应 上海合作组织 引力模型 区域经济一体化

上海合作组织(Shanghai Cooperation Organization，简称SCO)的建立对中国政府积极推进“一带一路”建设具有重要的战略意义。本文将从区域经济一体化的理论出发、运用实证分析的方法，研究分析缔结上海合作组织带来的贸易效应。

一、SCO对中国与俄罗斯及中亚国家贸易效应的检验——Chow Test检验

使用Chow Test检验法对上海合作组织对中国与俄罗斯及中亚国家的贸易规模影响因素的分析，把2001年(缔结上海合作组织)作为一个断点来研究中国和俄罗斯及中亚国家贸易规模的影响。

下面来分析SCO框架下中国与俄罗斯及中亚国家贸易规模的变化情况。数据选取1994～2013年中国与俄罗斯、哈萨克斯坦、吉尔吉斯斯坦、塔吉克斯坦和乌兹别克斯坦的进口量和出口量，数据来自《中国统计年鉴》。

(一)出口量的变化分析

2001年上海合作组织在上海正式成立，中国与俄罗斯及中亚国家的贸易量显著增加(见表1)。从表1可以看出，上海合作组织的成立对中国向俄罗斯及中亚国家的出口在2008年这一点产生显著变化。Chow Test分割点检验在2008年，这个时间点的F统计量是3.97，LR统计量是3.99，Wald 统计量是3.97。与2005～2007年的统计量值相比有明显增加(F统计量、LR统计量、Wald统计量)，根据Chow Test的定义，说明中国向俄罗斯及中亚国家的出口量显著增加。2008年，F统计量、LR统计量、Wald统计量的统计值有明显提高，从某种程度上可以说明上海合作组织的成立对中国向俄罗斯及中亚国家的出口量有显著影响。

表1 中国对俄罗斯及中亚国家出口量的Chow分割点检验*数据来源：1995～2014年《中国统计年鉴》，表2数据来源同表1。

(二)进口量的变化分析

下面使用Chow Test的方法检验了由于上海合作组织的成立，引起中国从俄罗斯及中亚国家的进口量的变化状况。

表2 中国从俄罗斯及中亚国家的进口量的Chow分割点检验

从上表可以看出，上海合作组织的成立对中国与俄罗斯及中亚国家的出口在2013年这一点才产生较大影响。Chow Test分割点检验在2013年，F统计量是2.99，LR统计量是3.11，Wald统计量是2.99。与2010～2012年的统计量值相比有明显增加(F统计量、LR统计量、Wald统计量)，根据Chow Test的定义，表明中国从俄罗斯及中亚国家的进口量显著增加。从某种程度上可以说明，上海合作组织的成立对中国从俄罗斯及中亚国家进口量有显著影响。

从缔结上海合作组织对中国与俄罗斯及中亚国家进出口的影响，得出这样一个结论：由于2001年上海合作组织的成立，对中国和俄罗斯及中亚国家的贸易在短期内没有产生大的影响，而是经过一段时间发展后才显著增加。

二、SCO框架下中国与俄罗斯及中亚国家贸易效应的实证分析

可用贸易引力模型研究贸易效应。国际贸易中的引力模型指两国的贸易量与两国的GDP呈正相关，与两国的距离呈负相关。如下式所示：

其中，Tij为国家i和国家j之间的贸易额；A为外生常数；gdpi、gdpj分别为国家i和国家j的国民生产总值；disij为国家i和国家j之间的距离。

为了更全面地研究上海合作组织带来的贸易效应，本文的研究对象是上海合作组织的成员国：中国、俄罗斯、哈萨克斯坦、塔吉克斯坦、吉尔吉斯斯坦、乌兹别克斯坦。以中国为视角，运用引力模型对中国与俄罗斯及中亚国家的面板数据进行回归分析，并设置不同的回归模型分析缔结上海合作组织带来的贸易效应。

本文运用引力回归模型对上海合作组织的缔结促进中国与俄罗斯及中亚国家的贸易效应。从进口和出口两个方面来分析上海合作组织的建立所产生的贸易效应，模型设定如式公(1)(2)。本文之所以将上述经济体选作样本，主要基于以下考虑：丝绸之路经济带的构想为中国和俄罗斯及中亚国家发展经贸关系提供了战略机遇。这样选取样本具有一定的代表性，回归结果更具有说服力。

根据研究目的，本文计量研究贸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年中国对j经济体的出口，impcjt表示t年中国从j经济体的进口，数据来自《中国统计年鉴》；gdpct、gdpjt分别代表中国和j经济体的国内生产总值，表示出口国的潜在出口供给能力和进口国的潜在进口需求能力，以2005年不变价计算，数据来自世界银行官方统计数据库；pgdpct、pgdpjt分别代表t年中国和j国的人均GDP，它表示国民人均购买力，人均GDP影响着市场相互渗透力和贸易流向，数据来自世界银行官方统计数据库；disij代表中国首都北京与贸易伙伴j经济体首都之间的距离，它代表两国间的运输成本，对本次研究做纵向分析，故距离D为常量，数据来自www.indo.com。另外基于本文的研究目的，方程式(1)中还引入了反映中国和j经济体之间缔结上海合作组织对贸易效应影响的虚拟变量scocjt，它表示区域经济一体化的实践，当中国与j国在t年进行区域经济合作时，取值1，否则取0。εcjt是与时间和经济体自身特性都无关的随机误差项。

三、实证研究

本文运用计量经济学软件Eviews6.0分别对动态面板方程式进行回归分析。*在双边贸易流量可能出现0值的情形下，鉴于无法取对数，凡遇到0值均以0.025代替(Kalbasi,2001)。我们使用中国与俄罗斯及中亚4个国家1997～2014年的面板数据，对中国与俄罗斯及中亚4个国家的进口、出口的影响(贸易效应)进行估计(结果如表3所示)。表3中回归方程(1)(2)为引力模型(1)(2)的回归结果。

表3 上海合作组织促进中国对俄罗斯及中亚国家贸易效应的实证结果

注：(1)括号内为对应解释变量的t标准差值；(2)*、**、***分别表示系数在10%、5%、1%的水平上显著；(3)从模型(1)(2)的特征值可以看出整体线性关系显著成立。

从回归结果可以看出，回归方程(1)(2)的系数基本上通过了检验，保证了回归方程在统计上的可靠性，另外各个回归方程的F值、调整后的R2值都很高，方程拟合度高。回归方程(1)(2)中lngdpct、lngdpjt、lnpgdpct、lnpgdpjt、lndisij、scot的系数满足现实和理论上的要求，进口国的经济规模对双边贸易起到正向作用，促进了贸易关系，进口国的人口规模也对双边贸易起到正向作用；而两国之间的距离对贸易起到反向的作用(贸易成本增加)，这些都符合经济现实。

缔结上海合作组织对中国向俄罗斯及中亚国家出口影响的实证检验结果见表3。(1)模型拟合程度检验：根据表3中出口方程模型可知，模型中修正可决系数R2为 0.69，该模型拟合程度较高；(2)回归方程检验 (F检验)：根据表3出口方程模型可知，模型中的F值为54.222，P值为0.000，小于任何给定的显著性水平(1%)，通过检验；(3)回归系数检验(t检验)：根据表3出口方程模型可知，模型通过了人均GDP乘积、距离和上海合作组织三个因素的检验，t值分别为7.471、2.046、-1.277，P值分别为0.000、0.000、0.0438，小于给定的显著性水平，所以拒绝这个回归系数等于零的假设。综合以上检验结果，该线性回归方程整体通过了检验。回归方程表达式为：

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

缔结上海合作组织对中国从俄罗斯及中亚国家进口影响的实证检验结果见表3。(1)模型拟合程度检验：根据表3进口方程模型可知，模型中修正可决系数R2为0.64，该模型拟合程度较高；(2)回归方程检验(F检验)：根据表3进口方程模型可知，模型中的F值为24.596，P值为0.000，小于任何给定的显著性水平(1%)，通过检验；(3)回归系数检验(t检验)。根据表3模型可知，模型通过了GDP乘积和距离两个因素，t值分别为6.982和-3.639，P值分别为0.000和0.007，小于给定的显著性水平，所以分别拒绝这两个回归系数等于零的假设。综合以上检验结果，该线性回归方程整体上通过了检验。回归方程表达式为：

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

四、主要结论与建议

(一)中国和俄罗斯及中亚国家经济一体化的实证研究结论

本文借助引力模型、结合中国与俄罗斯及中亚国家双边贸易的数据，分别从进出口两方面就区域经济一体化效应进行分析。研究结果显示，两国GDP乘积、人均GDP乘积、距离和上海合作组织对双边贸易流量有影响。

1.出口实证检验

从出口回归方程式可以看出，影响中国向俄罗斯及中亚国家出口的因素主要是两国人均GDP之积、距离、两国是否已缔结上海合作组织达到区域经济一体化。实证研究显示，两国人均GDP乘积每增加1%，出口额就增加6.726%。从实证检验结果可以看出，上海合作组织对中国向俄罗斯及中亚国家出口的系数(0.830)不及两国人均GDP乘积系数(6.726)，但上海合作组织对中国与俄罗斯及中亚国家的出口有促进作用。

在以上基础上，充分利用智慧课堂的信息化优势，从学生特点、学科特点、课程特点出发进行信息化设计，针对需要加深理解的重点内容和难以理解的难点内容，充分利用全息投影、VR、语音交互机器人、弧幕等信息技术手段，以更加直观、有趣和富有视觉冲击力的学习体验方式立体沉浸式学习，教师在做中教，学生在做中学，增加课堂的趣味性，使得学习过程从“进不去、看不见、动不了”转变为“进得去、看得见、动得了”，手、脑、心相结合，提升学习效果，更好地实现教学目标。如表4所示。

2.进口实证检验

从进口回归方程式可以看出，影响中国从俄罗斯及中亚国家进口的因素主要是两国GDP之积和距离。研究显示，两国GDP乘积每增加1%，中国从俄罗斯及中亚国家的进口就增加0.978%。从实证检验结果可以看出，上海合作组织对中国从俄罗斯及中亚国家进口的影响较小，只要中国和俄罗斯及中亚国家在上海合作组织框架下进一步加强经济合作，对其进口的增长还是有积极的促进作用。

研究结果还表明，从近几年中国与俄罗斯及中亚国家的贸易实践来看，上海合作组织对双边贸易的影响程度并不相同——对中国向俄罗斯及中亚国家出口的影响大于中国从俄罗斯及中亚国家进口的影响。究其原因，可能是由于中国从俄罗斯及中亚国家进口规模基数大，所以增长速度缓慢；而中国对俄罗斯及中亚国家出口规模基数较小，所以增长速度较快。

(二)中国与俄罗斯及中亚国家区域经济一体化的若干发展建议

1.积极与俄罗斯及中亚国家签订自由贸易协定，建立自由贸易区

截至目前，中国已经签署并实施14个自贸协定，涉及22个国家和地区，但是和俄罗斯及中亚国家尚未达成自由贸易协定。应积极总结经验，把握与俄罗斯及中亚国家关系稳定发展的机遇，争取早日建立和俄罗斯及中亚国家的自由贸易区，使双边经济进一步加强。

中国和俄罗斯及中亚国家的经贸合作关系虽起步晚，但发展前景良好。中国应该充分利用已经与俄罗斯及中亚国家缔结上海合作组织这一有利条件，加强与俄罗斯及中亚国家的双边贸易谈判，扩大合作范围，进一步加强中国和俄罗斯及中亚国家在服务领域的合作。

3.优化中国出口俄罗斯及中亚国家的商品结构，提高出口产品的附加值

中国出口俄罗斯及中亚国家的大多是劳动密集型产品或初级产品，应改变这种“以数量弥补质量”的粗放型出口现状。因此，应降低出口成本，提高出口产品的附加值，大力发展资本密集型和技术密集型商品的出口，最大限度地优化出口商品结构，推动中国与俄罗斯及中亚国家的贸易往来，进一步推进“一带一路”更长远的发展。

段秀芳：《中国对上海合作组织国家贸易发展特点及其地位》，《新疆社会科学》2013年第5期。

高志刚：《中国(新疆)企业参与中亚次区域合作的模式与思路》，《开放导报》2007年第1期。

陈汉林、涂艳：《中国—东盟自由贸易区下中国的静态贸易效应——基于引力模型的实证分析》，《国际贸易问题》2007年第5期。

陈雯：《中国—东盟自由贸易区的贸易效应研究——基于引力模型“单国模式”的实证分析》，《国际贸易问题》2009年第1期。

胡学伟：《中国—东盟自由贸易区经济效应研究》，2005年重庆大学硕士学位论文。

姜书竹、张旭昆：《东盟贸易效应的引力模型》，《数量经济技术经济研究》2003年第10期。

责任编辑：王慧君

*本文系国家社科基金一般项目“丝绸之路经济带下的中国与中亚国家投资便利化问题研究”(15BGJ027)、教育部人文社科研究青年基金项目“亚行CAREC2020战略与中国(新疆)参与中亚区域经济合作研究”(13YJCGJW001)、新疆社科基金一般项目“新疆番茄酱出口增长因素及出口市场潜力研究”(14BJY031)的阶段性研究成果。

F752

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1009-5330(2016)04-0085-05

葛飞秀，新疆财经大学讲师、应用经济学博士后科研流动站在站博士后(新疆乌鲁木齐 830012)。