楊 露 （浙江萬里學院 商學院，浙江 寧波 315100）

0 引 言

在全球自由貿(mào)易的趨勢下，傳統(tǒng)的關稅和非關稅壁壘對國際貿(mào)易的影響越來越小，國家間政策騰挪的空間也越來越狹窄，“貿(mào)易非效率”對國際貿(mào)易的阻礙也越來越明顯。而貿(mào)易便利化是雙邊經(jīng)貿(mào)再上新臺階的重要抓手之一，是助力實現(xiàn)便捷、高效、透明的進出口流程，簡化通關程序進而降低貿(mào)易成本推動貿(mào)易增長的重要方式。因此對貿(mào)易便利化的研究尤為重要。

中東歐國家是我國通過陸路進入歐洲市場的門戶，是實現(xiàn)“一帶一路”的重要樞紐區(qū)。近年來，我國與中東歐國家的貿(mào)易取得了較快發(fā)展，據(jù)UN Comtrade統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，雙邊貿(mào)易額已由2011年的529億美元增至2017年的679億美元。2017年，我國對中東歐國家出口494.9億美元，同比增長13.1%，我國對其進口184.9億美元，同比增長24%。

那么，中東歐國家貿(mào)易便利化有哪些特征？提高貿(mào)易便利化水平能否有力促進貿(mào)易增長？提升貿(mào)易便利化的著力點在哪？本文將圍繞以上問題展開分析。

1 文獻回顧

從對貿(mào)易的影響來看，多數(shù)學者認為貿(mào)易便利化能夠促進貿(mào)易流量增長。Shepherd，Wilson（2009）研究了東南亞地區(qū)貿(mào)易便利化問題，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化比關稅削減更能帶動貿(mào)易增長[1]。張曉倩、龔新蜀（2015）指出進口國貿(mào)易便利化水平的提升將有助于促進我國農(nóng)產(chǎn)品的出口[2]。楊青龍、吳倩（2018） 認為貿(mào)易便利化能夠提高貿(mào)易效率[3]。從評價指標的選取來看，Wilson，Mann，Otsuki（2003）認為港口效率的提高對貿(mào)易釋放的潛力影響最大[4]。Wilson,Mann,Otsuki（2010）從港口基礎設施、海關環(huán)境、監(jiān)管環(huán)境及電子商務等方面研究了貿(mào)易便利化對貿(mào)易流量的影響，并指出行政效率提高比投資更能夠拉動貿(mào)易增長[5]。Feenstra,Ma（2014）用港口效率來衡量貿(mào)易便利化，研究了貿(mào)易便利化與出口種類之間的聯(lián)系[6]。從研究方法來看，國內(nèi)外相關研究主要使用引力模型和一般均衡模型等方法。Zaki（2014）利用一般均衡模型（GTAP）分析得出，與發(fā)達經(jīng)濟體相比貿(mào)易便利化更能為發(fā)展中經(jīng)濟體帶來效益，并能促進出口多樣化[7]。Zaki,Chahir（2015）運用擴展引力模型分析了發(fā)達國家與發(fā)展中國家貿(mào)易便利化對雙邊貿(mào)易的影響[8]。孫玉琴、蘇小莉（2018）運用引力模型，實證分析了中東歐國家貿(mào)易便利化對中國與歐盟國家產(chǎn)品出口的影響，并比較其影響的差異性[9]。

2 貿(mào)易便利化測度與分析

2.1 貿(mào)易便利化評價指標體系構建

參考世界銀行研究人員Wilson et al（2003）、世界經(jīng)濟論壇發(fā)布的《全球貿(mào)易促進報告》以及楊青龍，吳倩（2018） 等構建的指標體系的基礎上，結合世貿(mào)組織基本原則和《貿(mào)易便利化協(xié)定》最新規(guī)則，從貿(mào)易便利化的宗旨和中東歐國家特點出發(fā)，構建市場準入、交通和通訊基礎設施、海關環(huán)境及政府與金融環(huán)境等指標體系，詳見表1。

表1 貿(mào)易便利化評價指標體系

二級指標數(shù)據(jù)來源于世界經(jīng)濟論壇發(fā)布的《全球競爭力報告（GCR）》和《全球信息技術網(wǎng)絡發(fā)展報告（NRI）》及透明國際，時間跨度為2011～2017年。取值越大表示程度越好，越小表示越差。

2.2 權重確定與數(shù)據(jù)處理

對原始數(shù)據(jù)進行標準化處理，將指標數(shù)據(jù)統(tǒng)一控制在0～1范圍內(nèi)。具體公式如下：

其中，i=1,2,3…

針對2014年波黑一國缺少數(shù)據(jù)X1～X9，利用該國2013和2015年數(shù)據(jù)的均值對其進行補充。對2017年北馬其頓共和國缺失的數(shù)據(jù)利用2016年相應指標數(shù)據(jù)進行補充。

利用SAS軟件對上述預處理的數(shù)據(jù)進行主成分分析。以2016年為例，主成分表達式如下：

根據(jù)上述3個主成分表達式F1、F2和F3，將各主成分的指標系數(shù)與其貢獻率相乘，所得值再除以累計貢獻率即為貿(mào)易便利化水平的綜合指標。

將表達式F中的各系數(shù)進行歸一化處理，得出的數(shù)值即為各二級指標的權重。將每個一級指標下的二級指標權重相加再除以全體二級指標權重之和的所得值即為各一級指標權重Wi。

繼而把所有二級指標的權重與其對應的二級指標標準化的值相乘，再把屬于同一一級指標下的值相加得到一級指標值。對所得到的一級指標值進行標準化處理，得出一級指標標準化值Zi。最終得到貿(mào)易便利化的綜合評價指數(shù)TFI。

2.3 貿(mào)易便利化測算與分析

2.3.1 各國貿(mào)易便利化水平得分

測算可得（下同），近7年來TFI的均值超過0.6（0.6以上為便利，0.6以下為不便利）的國家僅有3個。中東歐國家貿(mào)易便利化水平普遍偏低，且存在兩極分化的趨勢。在中東歐國家中貿(mào)易便利化靠前的有愛沙尼亞、立陶宛、捷克等歐洲北部國家，這些國家受歐洲發(fā)達國家的影響，經(jīng)濟發(fā)展快，經(jīng)濟自由度和對外開放程度高，貿(mào)易便利化水平也較高。而塞爾維亞、保加利亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞等國排名靠后，貿(mào)易便利水平急需提升。我國的貿(mào)易便利化處于中上游水平，但近7年來的測度值均低于0.6，這表明我國的貿(mào)易便利化還有提升空間。

2.3.2 各區(qū)域貿(mào)易便利化得分

測算得出，近7年波羅的海3國的貿(mào)易便利化水平測度值在0.6以上，均值達到0.73，表明該區(qū)域的貿(mào)易便利化水平較高。維謝格拉德集團4國在2013年后測度值維持在0.4左右。而東南歐9國的貿(mào)易便利化測度均值只有0.27，是改善貿(mào)易環(huán)境的重點地區(qū)。就近7年來貿(mào)易便利化測度均值來講，波羅的海3國高于維謝格拉德集團4國，東南歐9國居最后。

2.3.3 歐盟與非歐盟國家貿(mào)易便利化得分

歐盟成員國的測度值維持在0.4～0.5之間，在2011年達到最大為0.52。非歐盟國家測度值除了2015年達到最大0.40之外，其他年份均保持在0.2左右的水平，上下變化波動幅度不大?？梢?，中東歐國家中歐盟成員國的貿(mào)易便利化水平明顯高于非歐盟成員國。加入歐盟可以獲得更多的歐盟結構資金投入到改善國內(nèi)基礎設施建設，實施更多降低制度性交易成本的政策舉措，改善貿(mào)易環(huán)境。

3 實證分析

3.1 模型構建與變量說明

引力理論源于物理學，Tinbergen（1962）和Poyhonen（1963）創(chuàng)新性地將其用到國際貿(mào)易問題研究，發(fā)現(xiàn)國家間貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟規(guī)模和地理距離的關系?；痉匠淘O定為：

從貿(mào)易便利化視角探討我國與中東歐國家貿(mào)易的影響因素，得到擴展方程如下：

其中：j表示貿(mào)易伙伴國，i表示中國，t表示年份，t=2010,2011…2014，p0為常數(shù)項，p1-5為回歸系數(shù)，uijt為隨機誤差項。主要變量含義、預期符號、理論說明與數(shù)據(jù)來源見表2。

表2 主要變量含義、預期符號、理論說明與數(shù)據(jù)來源

3.2 整體指標回歸分析

利用SPSS軟件，采用廣義最小二乘法（FGLS）對我國與中東歐國家2011～2017年的面板數(shù)據(jù)進行回歸，對模型進行異方差性檢驗以及相關性檢驗，結果表明模型不存在異方差、序列相關等問題?；貧w結果見表3。

表3 模型回歸結果：整體指標檢驗

模型回歸顯示，各解釋變量系數(shù)的符號與預期相符，各變量均能在較高的顯著性水平下通過檢驗。方程的F值為398.88，調(diào)整后的R2=0.96，表明模型擬合較好。根據(jù)以上回歸，得到擴展貿(mào)易引力模型的回歸方程：

對回歸方程作進一步分析，闡釋如下：

中國、中東歐國家GDP顯著促進貿(mào)易增長，當經(jīng)濟總量每增加1%時，分別會拉動貿(mào)易流量增加0.23%和0.96%。地理距離系數(shù)為負且不顯著，可能是貿(mào)易便利化指標和虛擬變量WTO的引入，貿(mào)易促進效應對抑制效應產(chǎn)生一定的抵消，使得地理距離的抑制力下降。WTO通過1%的顯著性水平檢驗，其彈性系數(shù)為1.23。核心解釋變量貿(mào)易便利化的彈性系數(shù)為0.77，表明貿(mào)易便利化水平每提升1%，貿(mào)易流量將增加0.77%。

3.3 分項指標回歸分析

為檢驗不同貿(mào)易便利化指標對貿(mào)易帶來的差異性，將貿(mào)易便利化各一級指標分別納入模型中，模型設定如下：

其中：TF1jt、TF2jt、TF3jt、TF4jt分別表示第t年j國貿(mào)易便利化指數(shù)的4個一級分項指標，運用SPSS軟件，分別對上述4個模型進行回歸分析，結果見表4。

表4 模型回歸結果：分項指標檢驗

由表4可以看出，模型 （v=1、2、3、4 ）的可決系數(shù)分別為0.95、0.96、0.95、0.95，擬合程度都很高，解釋能力都比較強。當v=1、2、3、4時，LnTFvjt均在1%的水平下顯著，這表明上述指標雙邊貿(mào)易的增長具有正向效應，影響大小依次為交通和通訊基礎設施、邊境管理、政府與金融環(huán)境、市場準入。

3.4 貿(mào)易潛力測算與判定

將我國與中東歐國家實際貿(mào)易值與引力模型回歸的擬合值作比，沿用劉青書和姜書竹（2002）的分類標準，當實際值除以理論值小于等于0.8時，定義為貿(mào)易潛力巨大型；0.8與1.2之間時，為貿(mào)易潛力開拓型；大于或等于1.2時，為貿(mào)易潛力再造型[10]。詳見表5。

由潛力測算結果可知，我國與大部分中東歐國家貿(mào)易潛力表現(xiàn)為貿(mào)易潛力開拓型。從地區(qū)分布角度來看，波羅的海3國均為潛力開拓型，維謝格拉德集團4國除匈牙利外，其他國家均為潛力開拓型，而與東南歐9國3種貿(mào)易潛力類型均有分布。從是否為歐盟成員國來看，非歐盟成員國除了北馬其頓共和國外，其他國家貿(mào)易潛力類型均為開拓型和巨大型。歐盟成員國主要表現(xiàn)為貿(mào)易潛力開拓型。

4 結論與啟示

4.1 結論

從地理分布來看，中東歐國家的貿(mào)易便利化水平呈現(xiàn)出北高南低的特征。波羅的海國家的貿(mào)易便利化水平普遍較高，東南歐國家的貿(mào)易便利化水平普遍偏低，歐盟成員國貿(mào)易便利化水平高于非歐盟成員國。

貿(mào)易便利化水平、經(jīng)濟規(guī)模與是否同屬于WTO成員國對雙邊貿(mào)易流量產(chǎn)生顯著促進作用。地理距離顯著抑制貿(mào)易增長。貿(mào)易便利化各分項指標對雙邊貿(mào)易流量的影響具有差異性，交通和通訊基礎設施的影響力最大，市場準入的作用力最弱。我國與大部分中東歐國家貿(mào)易潛力表現(xiàn)為貿(mào)易潛力開拓型。與塞爾維亞、匈牙利和波黑三國屬于貿(mào)易潛力巨大型。

4.2 啟示

總體來看，中東歐國家貿(mào)易便利化水平普遍較低，模型回歸結果顯示交通和通訊基礎設施對雙邊貿(mào)易的影響最大，啟示我國可以優(yōu)先在鐵路、港口、公路、航空口岸及信息通訊技術等基礎設施領域與中東歐國家加強政策溝通，利用好絲路基金促進重大工程項目落地，以獲得最大的貿(mào)易增長效應。

中東歐國家經(jīng)濟發(fā)展水平、人口規(guī)模、貿(mào)易便利化水平差異比較大，我國要根據(jù)各國商品比較優(yōu)勢開展精準貿(mào)易。另外，選準交通和通訊基礎設施比較完善、海關環(huán)境高效清廉、政府與金融環(huán)境健全規(guī)范、市場準入透明公開的國家進行重點合作。

要善于研究世貿(mào)組織規(guī)則，用足用好世貿(mào)組織相關優(yōu)惠貿(mào)易政策，充分發(fā)揮世貿(mào)組織促進貿(mào)易自由發(fā)展的作用，與中東歐國家攜手搭建完善的多雙邊合作機制，積極推動雙方優(yōu)勢商品進出口貿(mào)易。

就貿(mào)易潛力來看，中國與中東歐國家各國要立足貿(mào)易事實，提高合作的精準度和針對性，對于貿(mào)易潛力巨大型國家，加強溝通協(xié)調(diào)，盡力消除貿(mào)易壁壘，使雙方貿(mào)易獲得平等自由發(fā)展；對于貿(mào)易潛力開拓型國家，培育新的貿(mào)易增長空間，從而釋放更大的貿(mào)易潛力；對于貿(mào)易潛力再造型國家，推動商品貿(mào)易向服務貿(mào)易轉變。

表5 中國與中東歐國家貿(mào)易潛力類型