鄧 靖，李 敬

(1.重慶社會科學院 公共政策研究部，重慶 400020；2.重慶工商大學 經(jīng)濟學院，重慶 400067)

一、問題提出

目前中國對外開放發(fā)展面臨較為復雜的國際環(huán)境，“美國優(yōu)先戰(zhàn)略”、特朗普減稅、中美貿易摩擦等將通過貿易、投資、匯率和地緣政治等多個渠道對中國產(chǎn)生較多不確定性影響。自2009年經(jīng)濟危機以來，歐洲經(jīng)濟復蘇較為緩慢，中歐經(jīng)貿關系也受到了不同程度的影響。根據(jù)2016年中國海關的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，中國與歐洲的貿易總額同比出現(xiàn)了3.1%的負增長，但是中國與中東歐國家的貿易規(guī)模達到了586.54億美元，同比增長了9.5%，成為深化中歐貿易關系的重要途徑，也是中國深入推進“一帶一路”倡議的重要區(qū)域。根據(jù)新古典國際貿易理論可知，貿易合作主要取決于國家或地區(qū)基于資源要素稟賦建立的產(chǎn)業(yè)競爭互補格局，如果國家或地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)互補程度大，且具有較好的營商環(huán)境，則受其他政治或者社會因素影響較小，貿易合作規(guī)模將會擴大，反之則會不斷降低貿易合作的可能?；谏鲜霰尘昂屠碚搩群?，本文擬重點分析中國、中東歐國家與歐盟之間的貿易特點以及影響因素之間的關系，試圖探究中國與中東歐國家的貿易合作方向以及中國與歐盟之間的關系，為新時代中國推動形成全面開放新格局提供一定參考。

二、相關研究

與本文相關的已有文獻主要對貿易關系、影響因素以及特定區(qū)域和產(chǎn)業(yè)開展了研究。具體如下：龔江洪和陳旭華(2012)構建了引力模型，運用面板數(shù)據(jù)驗證了經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、地理位置等因素對中國與中東歐貿易的互動作用，但忽視了對于制度變量的考量[1]。竇菲菲(2014)集中研究2004年加入歐盟后波蘭、捷克、匈牙利等中東歐國家對華貿易中擠出競爭和轉移效應的形成、發(fā)展及其原因，認為中東歐國家對華雙邊貿易中商品結構的高度相似性導致了擠出性競爭關系的形成和日益加??；但是對于產(chǎn)業(yè)的互補與競爭特征尚未開展實證分析[2]。于軍(2015)提出基于促進經(jīng)濟發(fā)展和社會進步、推動世界和平穩(wěn)定的共識，雙方建立對話和合作機制應從共同利益出發(fā)進行總體設計，分領域打造“16+1”利益共同體，最終實現(xiàn)互利共贏、共同發(fā)展，但缺乏深度理論構建和具體的實證檢驗分析[3]。龍海雯和施本植(2016)基于產(chǎn)品相對貿易指數(shù)、出口市場相似度指數(shù)、雙邊貿易綜合互補指數(shù)、貿易密度指數(shù)對中國與中東歐國家的貿易合作潛力開展了研究，但尚未研究貿易合作環(huán)境[4]。孫玉琴和蘇小莉(2017)從中東歐國家進口需求角度出發(fā)，分析中國對中東歐國家出口商品的總量和結構現(xiàn)狀，但缺乏對于需求結構以及需求趨勢的分析[5]。侯敏和鄧琳琳(2017)運用隨機引力模型分析了中國與中東歐各國的貿易效率與貿易潛力，但尚未考慮歐盟對于中國與中東歐國家貿易合作的不確定性影響因素[6]。李敬等(2017)分析了“一帶一路”沿線國家相關產(chǎn)品的貿易競爭互補關系及動態(tài)變化情況，但對于中國與中東歐國家貿易合作的環(huán)境建設考量較少[7]。還有眾多學者分別對中國與中東歐國家的貿易合作取得的成效、挑戰(zhàn)，以及貿易保護主義、逆全球化思潮抬頭的背景對中國與中東歐國家貿易的趨勢與特點展開分析，但是如何處理好中國與歐盟的關系方面缺乏研究[8-10]。李雪艷(2018)和姚鳥兒(2018)分別分析了寧波、浙江與中東歐國家的貿易合作情況，研究的區(qū)域視角有待進一步拓展[11-12]。部分學者針對中國與中東歐國家的農產(chǎn)品貿易開展了分析，對于中國與中東歐國家貿易的整體形勢以及結構趨勢尚需進一步研究[13-14]。

綜上所述，已有文獻對于開展本研究起了較為重要的基礎支撐作用。本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：一是采用聯(lián)合國貿易和發(fā)展會議(UNCTAD)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫的最新數(shù)據(jù)對中國與中東歐國家的貿易合作的總體特征、結構特征、網(wǎng)絡特征開展經(jīng)驗分析；二是構建考慮歐盟因素以及中東歐國家國內環(huán)境因素的國際貿易引力理論實證框架；三是分組別開展實證研究，以使得出的研究結論以及政策建議更具實踐意義。

三、中國與中東歐國家貨物貿易的經(jīng)驗特征

(一)總體特征

中國與中東歐國家的貨物貿易規(guī)模呈現(xiàn)遞增態(tài)勢。2005年，中國與中東歐國家的進口、出口在“一帶一路”國家中的占比分別為44.65%、40.38%，中國與中東歐國家的進口、出口在全球國家中的占比分別為10.79%、10.93%；2016年，中國與中東歐國家的進口、出口在“一帶一路”國家中的占比分別為46.38%、50.64%，中國與中東歐國家的進口、出口在全球國家中的占比分別為15.17%、17.98%。2005—2016年，中國與中東歐國家的進口、出口在“一帶一路”國家中的占比分別增加了1.73個百分點、10.26個百分點，中國與中東歐國家的進口、出口在全球國家中的占比分別增加了4.38個百分點、7.05個百分點。

中國深化與中東歐國家的貿易合作關系是對中歐貿易關系的有益補充，有助于培育中歐經(jīng)貿關系新的增長極，促進經(jīng)濟質量的有效改善。一方面，中國與歐盟的貿易關系呈現(xiàn)走弱趨勢。2008年，歐盟對中國的進口、出口同比增幅分別為6.52%、9.02%；2016年，歐盟對中國的進口、出口同比增幅分別為-1.71%、-0.34%。2008—2016年，歐盟對中國的進口、出口同比增幅分別為下降8.23個百分點、9.36個百分點。另一方面，中國與中東歐國家的貿易關系呈現(xiàn)增強趨勢。2010—2016年，中東歐國家從中國的進口由530.96億美元上升至651.71億美元，增幅為22.74%；中東歐國家對中國的出口由68.90億美元上升至97.19億美元，增幅為41.05%。其中，2012年搭建的“16+1合作”平臺為中國與中東歐國家貿易合作起到了顯著提升作用。2013年，中東歐國家對中國的進口、出口均出現(xiàn)了大幅度的上升趨勢，分別達到577.85億美元、105.45億美元，同比增幅分別為4.66%和43.84%。

(二)結構特征

機械制造是中東歐國家主要的出口產(chǎn)品。2005年，捷克、拉脫維亞、波蘭、斯洛伐克、斯洛文尼亞出口排名第一的產(chǎn)品是帶點燃往復式活塞內燃發(fā)動機車，在全年出口總額中的比重分別為3.71%、9.36%、3.45%、5.57%、4.29%，在“一帶一路”國家出口總額中的比重分別為0.10%、0.20%、0.11%、0.60%、0.31%，在全球出口總額中的比重分別為0.03%、0.01%、0.02%、0.01%、0.01%；而在2016年，五國的帶點燃往復式活塞內燃發(fā)動機車的出口規(guī)模仍舊排名第一，各項占比均有不同程度的提高，如在全年出口總額中的比重分別為5.21%、9.88%、5.22%、7.23%、5.05%，在“一帶一路”國家出口總額中的比重分別為0.15%、0.23%、0.18%、0.63%、0.35%，在全球出口總額中的比重分別為0.04%、0.03%、0.03%、0.02%、0.02%。

基礎設施建設是中東歐國家主要的需求產(chǎn)品。中東歐國家對基礎設施建設的需求主要受兩個方面的因素影響。一方面，中東歐國家對基礎設施的投資力度較小。截至2016年底，中東歐國家私人參與交通基礎設施建設的投資規(guī)模占GDP的比重均低于1%，其中投資比重的均值為0.33%，投資比重最大的國家為波蘭，投資比重最小的國家為拉脫維亞。根據(jù)相關調研資料顯示，塞爾維亞目前已經(jīng)實現(xiàn)電氣化的鐵路里程只有1 000多公里，超過一半的火車時速低于60公里。另一方面，基礎設施建設融資較為困難。由于必須遵守歐盟的債務比例限制，導致部分中東歐國家公共基礎設施建設的融資規(guī)模相對較小，部分中東歐國家近年來財政狀況較差，融資結構不能進一步優(yōu)化，公共基礎設施建設存在較大不確定性。比如，塞爾維亞2015年的政府債務在GDP中比重已經(jīng)達到了75%，遠遠超過了歐盟規(guī)定的政府債務在GDP中的比重60%的標準，其國內的基礎設施建設進展顯著滯后。

(三)網(wǎng)絡特征

1.貿易競爭

貿易競爭主要發(fā)生在出口產(chǎn)品結構趨同的國家之間。貿易競爭指數(shù)(CS，coefficient of specialization)計算公式如下：

(1)

2005年，中國與中東歐國家的CS均值為0.164 9，表示中國與中東歐國家整體貨物貿易競爭弱。其中，CS大于0.3的國家分別是匈牙利和愛沙尼亞，CS分別為0.458 1和0.391 1，表示中國與這兩個國家貨物貿易競爭顯著且激烈；CS大于0.2小于0.3的國家分別是捷克和斯洛伐克，CS分別為0.256 6和0.247 8，表示中國與其貨物貿易競爭顯著且比較激烈；貿易競爭最小的國家為阿爾巴尼亞，CS為0.048 1。2016年，中國與中東歐國家CS均值為0.240 9，表示中國與中東歐國家整體貨物貿易競爭較強，其中，CS大于0.3的有6個國家，分別是捷克、匈牙利、立陶宛、波蘭、羅馬尼亞和斯洛伐克，CS分別為0.398 3、0.335 9、0.306 8、0.379 0、0.311 1和0.325 1，表示這些國家與中國貨物貿易競爭強烈；CS大于0.2小于0.3的有3個國家，分別是保加利亞、克羅地亞和拉脫維亞，CS分別為0.267 7、0.270 8和0.284 3，表示這些國家與中國的貨物貿易競爭關系較強。

2.貿易互補

貿易互補關系主要發(fā)生在一國出口產(chǎn)品結構與其他國家進口產(chǎn)品結構相互匹配程度較高的過程中，貿易互補指數(shù)(TCI，trade complementarity index)計算公式如下：

(2)

2005年，以中國為基準，中國與中東歐國家TCI均值為0.327 1，表示中國與中東歐國家整體貿易互補關系強烈。其中，TCI大于0.2小于0.3的國家3個，分別是阿爾巴尼亞、波黑和馬其頓，TCI分別為0.257 7、0.295 9和0.264 4，表示中國與這些國家貨物貿易互補較強；其他13個國家TCI均大于0.3，表示中國與這13個國家貨物貿易互補強烈。2016年，以中國為基準，中國與中東歐國家貿易互補指數(shù)均為為0.377 5，表示中國與中東歐國家整體貨物貿易互補強烈，其中，阿爾巴尼亞TCI為0.292 6，表示中國與阿爾巴尼亞貨物貿易關系較強；其他13個國家TCI均大于0.3，表示這些國家與中國貨物貿易互補關系強烈；貿易互補最大的國家為捷克，TCI為0.471 2。

3.貿易密度

貿易密度(Density)主要反映各國網(wǎng)絡關系疏密程度的指標。貿易網(wǎng)絡關系的數(shù)量越多，表示網(wǎng)絡密度越大。網(wǎng)絡密度可以定義為實際擁有的連線數(shù)量與整個網(wǎng)絡最多可能的連線數(shù)量之比。假設網(wǎng)絡中的國家數(shù)量為N，則網(wǎng)絡中最大可能存在的網(wǎng)絡數(shù)量為N×(N-1)，網(wǎng)絡中實際擁有的網(wǎng)絡數(shù)量為L，則網(wǎng)絡密度性(Dn)可以表示為如下形式：

(3)

式(3)中，Dn的取值范圍為[0，1]。

2005年，中國與中東歐國家貿易競爭顯著且激烈(CS>0.3)、貿易競爭顯著且比較激烈(CS>0.2)的網(wǎng)絡關系密度分別為0.011 4和0.016 3；2016年，中國與中東歐國家貿易競爭顯著且激烈(CS>0.3)、貿易競爭顯著且比較激烈(CS>0.2)的網(wǎng)絡關系密度分別為0.014 9和0.018 6。2005—2016年，中國與中東歐國家貿易競爭顯著且激烈(CS>0.3)、貿易競爭顯著且比較激烈(CS>0.2)的網(wǎng)絡關系密度分別增加了30.7%和32.22%，表明中國與中東歐國家貿易競爭加劇。2005年，中國與中東歐國家貿易互補顯著且強烈(TCI>0.3)、貿易互補顯著且比較強烈(TCI>0.2)的網(wǎng)絡關系密度分別為0.023 6和0.064 1；2016年，中國與中東歐國家貿易互補顯著且強烈(TCI>0.3)、貿易互補顯著且比較強烈(TCI>0.2)的網(wǎng)絡關系密度分別為0.041 3和0.092 9。2005—2016年，中國與中東歐國家貿易互補顯著且強烈(TCI>0.3)、貿易互補顯著且比較強烈(TCI>0.2)的網(wǎng)絡關系密度分別增加了75%和44.93%，表明中國與中東歐國家貿易互補性增強。

總的來看，十多年來，中國與中東歐國家的貨物貿易競爭程度在上升，但上升幅度小于貨物貿易的互補程度，并且互補貨物貿易的頻率逐漸增多。因此，中國與中東歐國家貨物貿易合作空間較大。

四、理論模型及數(shù)據(jù)說明

(一)理論假設及模型設定

1.理論假設

根據(jù)經(jīng)濟理論和已有相關研究文獻可知，國家或地區(qū)開展貿易合作規(guī)模受要素稟賦和貿易環(huán)境以及其他因素影響[4，15]。費爾曼(Freeman，1979)認為，豐裕的人力資本能夠提升專業(yè)分工水平，降低生產(chǎn)成本，具備較大的市場開拓潛力；技術優(yōu)勢能夠提升貿易產(chǎn)品的附價值，增加國際貿易的穩(wěn)定性[16]；王(Wang，2010)的研究表明，資源密度較高有助于豐富國際貿易的產(chǎn)品類別；國家或地區(qū)之間貿易產(chǎn)品互補性強，貿易密度大，經(jīng)濟發(fā)展基礎好，貿易合作規(guī)模也相對較大[17]；魏尚進(Wei，2000)認為貿易距離較遠增加了貿易成本，不利于貿易合作[18]；匯率水平提高增加了國際貿易的交換成本，且耗費時間較多，會直接或間接影響國際貿易[19-21]；中東歐國家加入歐盟之后，由于與歐盟國家達成了系列經(jīng)濟和政治條件，因此會在一定程度上影響其與其他國家的貿易合作能力。由此，本文提出以下假設：限定其他條件，人力資源、技術優(yōu)勢、能源密度、腐敗控制、法制環(huán)境、政府效率、經(jīng)濟發(fā)展、貿易互補、網(wǎng)絡密度等因素與貿易規(guī)模正相關；貿易距離、匯率水平、歐盟關系等因素與貿易規(guī)模負相關。

2.模型設定

為了實證分析中國與中東歐國家貿易合作的影響因素，本文建立如下模型：

(4)

式(4)中，EX表示國家的貿易規(guī)模，主要選取中東歐國家進出口總額，F(xiàn)aEn、TrEn分別表示國家或地區(qū)的要素稟賦和貿易環(huán)境，T為控制變量。根據(jù)理論假設，控制變量主要包括經(jīng)濟發(fā)展、貿易競爭、貿易互補、貿易網(wǎng)絡、匯率水平、歐盟關系以及貿易距離等，α為常數(shù)項，β、γ、θ分別為要素稟賦、貿易環(huán)境以及控制變量的系數(shù)，ρ、φ分別表示國家及時間效應，δ為擾動項。

(二)變量選取

1.要素稟賦。本文主要從勞動人口、技術優(yōu)勢以及資源密度三個維度對中東歐國家要素稟賦影響貿易合作情況展開分析。其中，勞動人口，選用15～64歲人口數(shù)占總人口的比重來衡量中東歐國家的勞動力資源；技術優(yōu)勢，采用《全球競爭力報告》中的技術成熟度(technology readiness)指標度量；資源密度，選取中東歐國家油氣和其他礦物資源出口占總出口額的比重度量。

2.貿易環(huán)境。本文主要借鑒魏尚進(Wei,2000)以及巴克利和卡松(Buckley & Casson，2007)的方法[18-19]，用國家政治風險指南(PRS)中的腐敗控制(control of corruption)、法制情況(rule of law)以及政府效率(government efficiency)度量中東歐國家貿易環(huán)境對貿易合作的影響情況。

3.控制變量?？刂谱兞糠謩e是：經(jīng)濟發(fā)展、貿易競爭、貿易互補、貿易密度、匯率水平、貿易距離以及虛擬變量等。經(jīng)濟發(fā)展指標選取中東歐國家的國內生產(chǎn)總值(GDP)進行度量；貿易競爭(CS)、貿易互補(TCI)、貿易密度(D)三個指標參見本文比較特征部分；匯率水平選取實際有效匯率指數(shù)(Reer)來度量匯率水平對中東歐國家與中國的貿易合作的影響程度。貿易距離指標為國家雙邊貿易的航運距離。虛擬變量(D1)表示中東歐國家是否加入歐盟，D1=1表示加入了歐盟，D1=0則表示尚未加入歐盟。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文主要選取中國、中東歐國家2005—2016年的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)詳細來源分別是：貿易規(guī)模(進出口總規(guī)模)、外資流入(FDI)、經(jīng)濟發(fā)展(GDP)指標來自聯(lián)合國貿易和發(fā)展會議(UNCTAD)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；人口相關指標的數(shù)據(jù)來自世界銀行(World Bank)數(shù)據(jù)庫；能源密度指標利用《BP世界能源統(tǒng)計年鑒》計算得到；匯率水平指標來源于國家貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫(IMF)。貿易競爭、貿易互補、貿易密度均根據(jù)上述公司計算得到，均以美元為計量單位，并以2005年為基期，采用插值法補齊缺失數(shù)據(jù)。主要變量統(tǒng)計性描述見表1。

表1 主要變量統(tǒng)計性描述

五、實證分析

為了增加實證分析的科學性和客觀性，本文首先對數(shù)據(jù)進行預處理，利用相關系數(shù)矩陣和方差膨脹因子對模型中的主要變量進行多重共線性檢驗，結果顯示未發(fā)現(xiàn)變量之間存在多重共線性情況；為了降低異方差對實證結果的影響，對方差較大的變量取自然對數(shù)。先后使用LM檢驗和Hausman檢驗，根據(jù)結果決定采用隨機效應模型，采用可行廣義最小二乘法(FGLS)進行估計。

(一)全樣本檢驗

為了體現(xiàn)實證研究的基準性，本文首先對所有變量開展檢驗，結果見表2。由表2可知，中國與中東歐國家的要素導向性貿易合作具有廣闊的空間。勞動資源、技術優(yōu)勢與貿易合作呈現(xiàn)顯著正相關效應，表示中東歐國家的勞動力資源充裕和技術優(yōu)勢不但能夠降低勞動力成本，還能更好地拓展市場潛在需求，因此貿易合作的可能性相對較高。資源密度與貿易合作不顯著且負相關，這與傳統(tǒng)經(jīng)濟理論和公眾認知不一致，分析認為主要原因在于全球為應對氣候問題，降低能耗，更加重視綠色發(fā)展，導致能源在貿易規(guī)模中的比重呈現(xiàn)下降趨勢。良好的貿易環(huán)境有利于中國與中東歐國家構建國際產(chǎn)業(yè)價值鏈體系，因此與貿易環(huán)境有關的腐敗控制、法制情況以及政府效率三個變量均與貿易合作呈現(xiàn)顯著正相關效應。

表2 全樣本檢驗

表2(續(xù))

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上的顯著性檢驗數(shù)。

從控制變量看，貿易互補指數(shù)、網(wǎng)絡密度均與貿易合作呈現(xiàn)顯著正相關效應，貿易競爭指數(shù)與貿易合作呈現(xiàn)顯著負相關效應，這與本文特征分析部分相互印證，表示中東歐國家與中國在貿易合作過程中，要盡量避免產(chǎn)業(yè)競爭，應該協(xié)同發(fā)展具有互補趨勢的產(chǎn)業(yè)體系；同時也可看出，貿易合作與匯率水平顯著負相關性，主要原因在于匯率水平升高能夠增加貿易往來的結算成本。經(jīng)濟發(fā)展水平與貿易合作呈現(xiàn)非顯著負相關效應，這與理論假設不一致，主要原因在于中東歐國家或地區(qū)的經(jīng)濟體量相對較小，發(fā)展速度相對較慢，可能在與中國開展貿易合作過程中，需要付出較多的沉沒成本，因此，在短時期內，經(jīng)濟發(fā)展的水平可能會受到政治關系、法律制度以及社會組織等的負面影響，導致經(jīng)濟發(fā)展趨勢與貿易合作呈現(xiàn)非顯著的負向關系。貿易距離與貿易合作呈現(xiàn)顯著負相關效應，表示中國與中東歐國家貿易距離在一定程度上會影響貿易合作的空間，主要原因在于貿易距離的遠近對于貿易物流運輸成本以及物流運輸?shù)臅r效性的不確定性影響。是否加入歐盟對貿易合作呈現(xiàn)非顯著性負相關效應，即在全樣本檢驗的框架中，尚未發(fā)現(xiàn)中國與中東歐開展貿易合作對歐盟形成顯著影響。為了增加論證充分性，本文后續(xù)分組對其檢驗。

(二)交叉檢驗

為了增加實證檢驗的全面性，本文對主要因素兩兩相乘進行交叉檢驗，結果見表3。勞動資源與腐敗控制、法治環(huán)境以及政府效率交叉項均呈現(xiàn)顯著正相關效應，表示基于勞動力資源優(yōu)勢的中國與中東歐國家的貿易合作受貿易環(huán)境影響較為明顯，與理論假設一致，證明了良好的貿易環(huán)境不但能夠降低企業(yè)的制度成本，還能優(yōu)化市場消費空間。因此，貿易環(huán)境能夠正向促進中國與中東歐國家的貿易合作。

表3 因素交叉檢驗

表3(續(xù))

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上的顯著性檢驗數(shù)。

技術優(yōu)勢與腐敗控制、法治環(huán)境，以及政府效率的交叉項呈現(xiàn)顯著正相關效應，表示技術研發(fā)以及成果轉化需要良好的貿易環(huán)境作為支撐，技術優(yōu)勢能夠轉化為生產(chǎn)力最根本的保障在于對知識產(chǎn)權的法制保護。因此，貿易環(huán)境對于技術優(yōu)勢在國際貿易合作中作用的發(fā)揮具有正向作用。

資源密度與腐敗控制、法治建設以及政府效率交叉項呈現(xiàn)非顯著負相關效應，表示資源密度導向型的國際貿易對于貿易環(huán)境的狀況缺乏敏感性，這與本文的理論假設不一致。分析認為，由于全球對綠色發(fā)展理念的推崇，更加強調對資源能源的集約節(jié)約利用，注重技術創(chuàng)新，研發(fā)新能源技術以及產(chǎn)品。因此，國家在對外貿易過程中，資源能源導向型的貿易合作規(guī)?？赡軙档?。

(三)分組檢驗

為了增加研究的對比性，本文基于是否加入歐盟開展分組檢驗，結果見表4。加入歐盟能夠促進中東歐國家制度體系的完善，并能促進貿易環(huán)境的優(yōu)化。從全樣本分組檢驗結果看，加入歐盟的中東歐國家的腐敗控制和政府效率呈現(xiàn)顯著正相關效應；從多因素交叉檢驗結果看，加入歐盟的中東歐國家勞動資源與腐敗控制、法治建設、政府效率均呈現(xiàn)顯著正相關效應，技術優(yōu)勢分別與腐敗控制、政府效率的乘積以及資源密度分別與腐敗控制、政府效率的乘積均為顯著正相關效應，表示加入中東歐國家的制度體系相關較為健全，法制環(huán)境較好，政府效率較為高效，整體貿易環(huán)境有利于中國與中東歐國家的貿易往來。

表4 分組檢驗

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上的顯著性檢驗數(shù)。

加入歐盟對中國與中東歐國家的技術貿易、資源能源貿易方面形成了一定的負面影響。從全樣本分組檢驗結果可知，加入歐盟的中東歐國家與中國的技術貿易、資源能源貿易呈現(xiàn)顯著負相關效應，表示與尚未加入歐盟的中東歐國家相比較來看，加入歐盟的中東歐國家在與中國開展技術貿易和資源能源貿易方面具有一定抑制作用。從多因素交叉變量檢驗結果看，技術優(yōu)勢與法制建設交叉項呈現(xiàn)顯著負相關效應、資源能源密度與法制建設交叉項呈現(xiàn)非顯著負相關效應，表示加入歐盟后由于受到歐盟法律制度以及相關機制的約束，資源能源貿易以及技術貿易受到了一定負面沖擊，相比尚未加入歐盟的中東歐國家貿易來說呈現(xiàn)負相關性。

從控制變量看，加入歐盟組別經(jīng)濟發(fā)展水平呈現(xiàn)非顯著負相關效應，主要原因可能是加入歐盟后，在與其他國家或地區(qū)的經(jīng)濟往來中需要考慮歐盟因素，因此導致了一定程度的效率損失。加入歐盟組別匯率水平與貿易規(guī)模呈現(xiàn)顯著負相關性，主要原因可能在于中國與中東歐在發(fā)生貿易網(wǎng)絡過程中，要考慮歐元匯率的變化對于貿易成本的影響。從全樣本分組檢驗結果可知，加入歐盟組別的貿易網(wǎng)絡密度呈現(xiàn)非顯著負相關效應；從多因素交叉因素檢驗結果可知，貿易互補指數(shù)與貿易網(wǎng)絡指數(shù)交叉項呈現(xiàn)顯著負相關效應。綜合來看，加入歐盟對于中國與中東歐國家的貿易網(wǎng)絡的影響主要在于對于貿易互補關系的負面沖擊。

六、研究結論與政策建議

本文主要分析了2005年以來中國與中東歐國家之間的貿易關系，并得出如下結論：一是中國與中東歐國家的貨物貿易呈現(xiàn)遞增趨勢，中國與中東歐國家的貿易合作是中歐關系的有益補充。二是中東歐國家主要出口與機械制造有關的產(chǎn)品，其國內對基礎設施建設以及相關行業(yè)的產(chǎn)品需求較大。三是中國與中東歐國家的貨物貿易雖然競爭態(tài)勢逐漸明顯，但是貿易互補程度也逐漸增加，且大于貿易競爭態(tài)勢，貿易網(wǎng)絡密度也在增加，表示中國與中東歐國家的貿易合作空間較大。四是中國與中東歐國家基于勞動資源、技術優(yōu)勢的貿易合作空間較大，基于資源密度的貿易合作空間不夠顯著；腐敗控制、法治建設、政府效率等貿易環(huán)境對于中國與中東歐國家的貿易合作具有顯著正向作用；加入歐盟有利于優(yōu)化中國與中東歐國家的貿易合作貿易環(huán)境，但在技術貿易、資源導向型貿易方面對中國與中東歐的合作形成一定負面影響。

綜合來看，中國加深與中東歐國家的貿易往來對于歐盟的負面影響并不顯著；相反，中國與中東歐國家的貿易合作能夠提升歐盟的經(jīng)濟實力。同時，加入歐盟能夠優(yōu)化貿易環(huán)境。

本文的主要政策建議如下：首先，進一步推動“放管服”改革，減稅降費，完善相關法律法規(guī)，優(yōu)化貿易環(huán)境。其次，推動外向型產(chǎn)業(yè)供給側結構性改革，提升出口產(chǎn)品附加值，積極學習中東歐國家高端機械制造的經(jīng)驗。再次，處理好中國與中東歐以及其他歐盟國家的產(chǎn)業(yè)競爭關系，在機械制造方面避開與其直接競爭。此外，構建包括中國、中東歐國家、歐盟以及其他重要國際性組織在內的常態(tài)化交流機制，促進在政治、經(jīng)貿、人文等方面的交流合作，增加相互了解，擴大共識。