自1999年以來，中俄貿(mào)易呈現(xiàn)較好的增長態(tài)勢，大部分年份的增長率都高達30%以上。中俄十多年貿(mào)易呈現(xiàn)出總量起點低，早期年度波動大但趨勢平緩，2000年以后呈加速增長的兩階段特征[1]。2007年起，中俄貿(mào)易額呈 M 型的波動趨勢?？傮w上，中俄貿(mào)易總額除 2009 與 2015 年出現(xiàn)了約1/3的下降外，整體保持了8. 25%的年平均增長。貿(mào)易收支方面，除2009、2011年中方對俄方貿(mào)易出現(xiàn)逆差，以及2012年雙方貿(mào)易收支基本持平外，中國在樣本期內(nèi)保持年均78億美元的對俄貿(mào)易順差[2]。

當前，我國與俄羅斯之間的機電貿(mào)易保持高速穩(wěn)定發(fā)展態(tài)勢。從商品類別看，我國對俄羅斯出口的機電產(chǎn)品主要有以下幾大類：通信設備及零件、自動數(shù)據(jù)處理設備及其零附件、汽車及其關鍵零附件、電工器材、日用機械和家用電器等；我國從俄羅斯進口機電產(chǎn)品的主要類別有：核反應堆及零件、航空航天器及零件、儀器儀表、電工器材、電子元器件和農(nóng)業(yè)機械及其零附件等[3]。

1 變量與數(shù)據(jù)

1.1 變量選擇

經(jīng)過實際情況分析比較，最終選擇以下幾類數(shù)據(jù)作為變量進行研究：

變量解釋：對外貿(mào)易開放度

表1 變量分析表

2.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取中國與俄羅斯貿(mào)易往來相關數(shù)據(jù)進行分析研究，時間跨度為1999-2018年，總計包括20年數(shù)據(jù)。其中中俄兩國GDP、中俄人均GNI、俄羅斯人口數(shù)據(jù)來自World Bank Database；俄羅斯對外出口總額、中國對俄機電出口總額數(shù)據(jù)來自UN- COMTRADE數(shù)據(jù)庫；貿(mào)易開放度以及GNI絕對差值由相關數(shù)據(jù)整理得出，數(shù)據(jù)分析軟件為Eviews 10。

2.3 數(shù)據(jù)收集

總體上，中俄貿(mào)易總額除 2009 與 2015 年出現(xiàn)了約1/3的下降外，整體保持了8. 25%的年平均增長。貿(mào)易收支方面，除2009、2011年中方對俄方貿(mào)易出現(xiàn)逆差，以及2012年雙方貿(mào)易收支基本持平外，中國在樣本期內(nèi)保持年均78億美元的對俄貿(mào)易順差[3]。表2為中國與俄羅斯貿(mào)易往來收集的相關數(shù)據(jù)，時間跨度為1999-2018年。

表2 1999—2018中國與俄羅斯貿(mào)易往來數(shù)據(jù)

3 模型構建

3.1 對參數(shù)做OLS估計

(1)運用OLS方法逐一求Y對各個解釋變量的回歸，結(jié)合經(jīng)濟意義和統(tǒng)計檢驗選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。輸出結(jié)果可得F=173.43>F0.05(6，20)=2.51(顯著性水平a=0.05)，表明模型從整體上看鋼材供應量與解釋變量之間線性關系顯著。

(2)計算解釋變量之間的簡單相關系數(shù)，結(jié)果如表3所示。

表3 數(shù)據(jù)收集表

由表3可以看出，解釋變量之間存在高度線性相關性。表明模型確實存在嚴重的多重共線性。

3.2 逐步回歸

(1)每個變量對Y的一元回歸結(jié)果如表4所示：

表4 各變量一元回歸結(jié)果表

(2)根據(jù)實際分析比較，首先選取線性關系最強、擬合度最好、實際經(jīng)濟意義最重要的中國GDP(CGDP)作為主要解釋變量帶入，得到結(jié)果：

t0.02（518）=2.10<3.4，t0.02（518）=2.10<11.6，方程保留。

（3）將經(jīng)濟意義重要 的解釋變量貿(mào)易開放度（DE）帶入，得到結(jié)果整理可得：

t0.02（517）=2.11，方程保留。

（4）將解釋變量中俄兩國人均GNI絕對差值（GNI）帶入，得到結(jié)果整理可得：

t0.02（516）=2.12，截距項不顯著，去掉重新估計結(jié)果可得：

保留結(jié)果，隨后進行其他解釋變量的回歸分析，結(jié)果顯示其余變量均不顯著，因此上述結(jié)果即為逐步回歸后的最優(yōu)模型。

3.3 異方差與自相關檢驗

(1)White檢驗。

將模型進行White檢驗后結(jié)果可得P值：0.2432>0.05，因此可得該回歸模型中不存在異方差。

(2)自相關檢驗。

根據(jù)回歸模型最后結(jié)果可以得出：

DW=1.63，T=20，k=3，給定α=0.05，得DW檢驗臨界值dL=1.00，dU=1.68，dL

綜上所述，該模型不存在異方差與自相關，不需要消除異方差和自相關。

3.4 平穩(wěn)性檢驗

通過對機電出口額序列(y)和機電出口額差分序列D(y)的相關圖、偏相關圖分析判斷其平穩(wěn)性以及識別模型形式。Eviews得出的機電出口額序列(y)的相關和偏相關圖中有一個單位根，P值大于0.05，因此機電出口額(y)是一個非平穩(wěn)序列。

Eviews得出的機電出口額差分序列D(y)的相關圖可以看出衰減較快，偏相關圖中沒有單位根，P值小于0.05，因此機電出口額差分序列D(y)是一個平穩(wěn)序列，此模型不存在AR、MA、ARMA或ARIMA過程，不需要建立時間序列消除自相關，模型的隨機誤差序列也達到了非自相關的要求，可以把上述模型作為最終估計結(jié)果。

4 結(jié)果分析

根據(jù)最后模型可得出以下結(jié)論：

(1)中國GDP(CGDP)系數(shù)為正，說明中國GDP的增長對中俄機電貿(mào)易起促進作用。中國GDP的增長一定程度上說明中國機電產(chǎn)品的產(chǎn)出增加，有利于對外出口，能夠促進中國對俄羅斯的機電產(chǎn)品出口。

(2)俄羅斯對外貿(mào)易開放度(DE)系數(shù)為正，說明俄羅斯對外貿(mào)易開放程度對中俄機電貿(mào)易起促進作用。俄羅斯對外貿(mào)易開放程度越高，說明俄羅斯進出口額占GDP比重增加，俄羅斯對外貿(mào)易需求增加，貿(mào)易往來增加，增加中國對俄羅斯機電產(chǎn)品的出口。

(3)中俄人均GNI絕對差值(GNI)系數(shù)為負，說明其值的減少對中俄機電貿(mào)易起促進作用。中俄人均GNI絕對差值越小，說明中俄兩國居民人均收入水平越接近，兩國居民的消費水平也越接近，兩國的商品需求也越接近，商品的流通和銷售會更加容易，有利于中國機電產(chǎn)品在俄羅斯的銷售。

5 相關政策建議

首先，中國應積極推進 “一帶一路”建設，促進過剩產(chǎn)能的跨境轉(zhuǎn)移，加快我國國內(nèi)要素資源配置的效率提升。通過培育具有競爭力的自主品牌和高新技術產(chǎn)業(yè)繼續(xù)貫徹落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展這一戰(zhàn)略目標，不但要減少出口產(chǎn)品中工業(yè)制成品的比重，還要不斷提升深加工與高附加值產(chǎn)品在我國對外貿(mào)易產(chǎn)品中的比重，進而促使中俄雙邊貿(mào)易規(guī)模進一步擴大。中俄兩國雖然接壤，但接壤地處俄羅斯遠東地區(qū)，地處邊緣，人口較少，生產(chǎn)技術和基礎設施方面都相對落后。因此，制度層面上，中俄可以加強“一帶一路”和歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟的對話，加強中蒙俄經(jīng)濟走廊建設，推動制度、人員和設施的互聯(lián)互通[4]。

其次，重視中俄雙邊貿(mào)易服務體系的構建。在信息服務方面，設立專業(yè)信息服務平臺，對貿(mào)易對象國在經(jīng)濟動向、市場需求、政策法規(guī)等方面的信息進行收集、整理和及時反饋[5]。金融服務層面，加大對企業(yè)出口貿(mào)易的融資、擔保力度，簡化業(yè)務流程，提高企業(yè)出口貿(mào)易融資效率。