王彥芳

摘 要： 運(yùn)用1992～2013年相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建引力模型，同時將合作中心作為虛擬變量，探究合作中心建立的貿(mào)易效應(yīng)，并測算兩國貿(mào)易潛力。結(jié)果表明：合作中心的建立對于兩國貿(mào)易的促進(jìn)作用并不明顯;無論是進(jìn)口還是出口，兩國貿(mào)易潛力具有較大的開拓空間。雖然國際邊境合作中心為中哈貿(mào)易提供了新的平臺，但并未涉及雙方投資優(yōu)惠及合作等實(shí)質(zhì)性問題，兩國貿(mào)易自由化需尋求新的實(shí)現(xiàn)路徑。因此，在“一帶一路”背景下，完善合作中心基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、培育中哈合作新的增長點(diǎn)、積極推進(jìn)中哈雙邊自貿(mào)區(qū)十分必要。

關(guān)鍵詞： 中哈進(jìn)出口貿(mào)易;引力模型;貿(mào)易效應(yīng);一帶一路;上海合作組織

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A DOI：10.13677/j.cnki.cn65-1285/c.2015.05.02

一、引言

霍爾果斯是我國與哈薩克斯坦、俄羅斯等上海合作組織成員國經(jīng)濟(jì)、地理聯(lián)系最廣泛、最密切的邊境口岸，也是我國與中亞、西亞、南亞、歐洲等國家開展經(jīng)濟(jì)、文化交流的國際通道和橋頭堡。近幾年來，霍爾果斯口岸憑其自身連接“兩個市場”“兩種資源”的地緣優(yōu)勢、人文優(yōu)勢、資源優(yōu)勢及國家政策優(yōu)勢，不斷擴(kuò)大對外開放、優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)，極大地帶動了當(dāng)?shù)爻隹诩庸?、旅游、金融等行業(yè)的發(fā)展。2003年6月，胡錦濤主席與哈薩克斯坦總統(tǒng)納扎爾巴耶夫就中哈霍爾果斯邊境自由貿(mào)易區(qū)一事達(dá)成一致意見。2006年3月，國務(wù)院對中哈霍爾果斯國際邊境合作中心中方區(qū)域的功能定位和優(yōu)惠政策進(jìn)行了正式批復(fù)。中哈霍爾果斯國際邊境合作中心（以下簡稱“合作中心”）是上海合作組織框架內(nèi)區(qū)域合作的示范區(qū)，也是繼中哈石油管道項(xiàng)目之后兩國又一重要合作項(xiàng)目。合作中心建在兩國邊界線接壤區(qū)域，總面積為5.28平方千米，其中，中方區(qū)域3.43平方千米、哈方區(qū)域1.85平方千米 。雖然合作中心面積不大，但卻是中哈經(jīng)濟(jì)合作重要的實(shí)驗(yàn)場與創(chuàng)新點(diǎn)，且作為中國探索與周邊國家新型經(jīng)貿(mào)合作的一次嘗試，這種“ 一區(qū)跨兩國”的合作方式已經(jīng)引起國際上的廣泛關(guān)注。2011年12月2日，中方區(qū)和哈方區(qū)成功實(shí)現(xiàn)對接封關(guān)運(yùn)營，中哈兩國在國際經(jīng)濟(jì)合作中的戰(zhàn)略定位正式確立。

然而，合作中心自建立到封關(guān)運(yùn)營，面臨一系列資金、政策、信息溝通等問題，且此前合作中心哈方建設(shè)積極性并不高，直到2015年3月才完成規(guī)劃，在這種情況下，合作中心能否發(fā)揮預(yù)期作用，值得思考。鑒于此，我們通過實(shí)證分析，探究合作中心建立的貿(mào)易效應(yīng)，進(jìn)而測算雙邊貿(mào)易潛力，為合作中心的完善與中哈貿(mào)易自由化提供參考。

二、貿(mào)易效應(yīng)的內(nèi)涵及測度

關(guān)于霍爾果斯的研究不在少數(shù)。從口岸優(yōu)勢方面出發(fā)，梁新淵（2006）[1]59-61 提出了霍爾果斯口岸“三大發(fā)展支柱、一大發(fā)展輔柱”的發(fā)展框架;李琪（2010）[2]25-31認(rèn)為霍爾果斯口岸具有諸多優(yōu)勢。從未來發(fā)展方向出發(fā)，竹效民（2008）[3]15-18確立了霍爾果斯口岸未來發(fā)展的五大經(jīng)濟(jì)支柱;李欽（2012）[4]88-91指出霍爾果斯未來應(yīng)著力于口岸貿(mào)易環(huán)境的改善及通關(guān)便利化機(jī)制的完善;張義（2013）[5]1-5則認(rèn)為霍爾果斯口岸應(yīng)加快口岸“大通關(guān)”建設(shè)。此外，一些學(xué)者，如苗蘇梅（2012）[6]16-20、程偉（2013）[7]1-6分析了霍爾果斯物流業(yè)的發(fā)展，還有一些學(xué)者如張曄（2009）[8]1-4、王海燕（2012）[9]16-21、李忠順（2013）[10]2-8從霍爾果斯國際合作中心合作模式出發(fā)指出這種“一區(qū)跨兩國”的邊境合作模式是中國探索與周邊國家新型經(jīng)貿(mào)合作的一次有益嘗試。上述研究對于霍爾果斯在貿(mào)易中的作用和優(yōu)勢進(jìn)行了較為系統(tǒng)、全面的分析，但是關(guān)于合作中心貿(mào)易效應(yīng)方面的實(shí)證研究非常少。

貿(mào)易效應(yīng)包括貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)即指I國相比于其他國家會從J國得到更多關(guān)稅優(yōu)惠時，在I國支出不變的情況下，該國消費(fèi)者可以從J國進(jìn)口更多產(chǎn)品，此時兩國之間的貿(mào)易增量即為貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng);同時，由于I國從J國進(jìn)口產(chǎn)品的成本降低，I國會把之前從其他國家進(jìn)口的產(chǎn)品轉(zhuǎn)為從J國進(jìn)口，此時的貿(mào)易增量即為貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)。貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)與貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)之和即為雙邊FTA的貿(mào)易效應(yīng)。通過研究合作中心對于中哈進(jìn)出口貿(mào)易的影響，可以定量分析其貿(mào)易效應(yīng)。

目前，較多學(xué)者通過引力模型分析某一關(guān)稅政策或合作優(yōu)惠對于貿(mào)易的影響，進(jìn)而分析產(chǎn)生的貿(mào)易效應(yīng)，如柴慶春、胡添雨（2012）[11]64-69運(yùn)用引力模型測度了我國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)存在區(qū)域差異，指出對發(fā)展中地區(qū)的投資產(chǎn)生較大的貿(mào)易促進(jìn)作用;周念利（2012）[12]105-113運(yùn)用擴(kuò)展的引力模型分析了區(qū)域貿(mào)易安排對雙邊服務(wù)貿(mào)易產(chǎn)生的顯著促進(jìn)作用，指出區(qū)域服務(wù)貿(mào)易安排對雙邊服務(wù)貿(mào)易流量產(chǎn)生了顯著的正向影響;陳曉娟、穆月英（2014）[13]115-121運(yùn)用引力模型探究日本、美國、歐盟和韓國對中國產(chǎn)品設(shè)置的TBT對于中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響。鑒于此，我們擬通過建立中哈雙邊貿(mào)易引力模型，引入中哈霍爾果斯邊境合作中心這一虛擬變量，以分析其建立對于中哈貿(mào)易的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步測算中哈貿(mào)易潛力，進(jìn)而探究“一帶一路”背景下加快合作中心建設(shè)、創(chuàng)新中哈經(jīng)貿(mào)合作模式、培育新增長點(diǎn)的必要性。

三、中國與哈薩克斯坦進(jìn)出口貿(mào)易引力模型的建立及實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型構(gòu)建

引力模型源于物理學(xué)中的“萬有引力定律”，Tin Bergen[14]和Poyhonen[15]93-99最早將這一模型運(yùn)用于國際貿(mào)易領(lǐng)域，他們認(rèn)為兩國或地區(qū)之間的貿(mào)易額與兩國或地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)總量成正比、與距離成反比。國內(nèi)較多學(xué)者運(yùn)用兩國經(jīng)濟(jì)總量和人口構(gòu)建引力模型（王維然，2009;[16]91-98李豫新、郭穎慧，2013[17]120-128），此處引入中國與哈薩克斯坦人均GDP得到的擴(kuò)展引力模型：

[Y=α0KPα1CPα2D-α3] （1）

其中，[Y]表示中國對哈薩克斯坦的進(jìn)口或出口貿(mào)易額，[α0]表示常數(shù)項(xiàng)，[KP]與[CP]表示兩國國內(nèi)人均生產(chǎn)總值，[D]表示兩國距離——通常用兩國首都之間的距離表示。由于此處限定為中國與哈薩克斯坦，因此距離變量為常量。根據(jù)本文研究目的，引入合作中心作為虛擬變量。此外，為了使數(shù)據(jù)平穩(wěn)，消除異方差，對各個變量取自然對數(shù)，得到如下進(jìn)出口方程：

[LnIM=β0+β1LnKP+β2LnCP+β3HG+δ0] ? ? ?（2）

[LnEX=γ0+γ1LnKP+γ2LnCP+γ3HG+μ0] ? ? （3）

其中，[LnIM]、[LnEX]、[LnKP]、[LnCP]分別是 [IM]、[EX]、[KP]、[CP]的自然對數(shù);[βi]與[γi]（i取值0～3）為回歸系數(shù);[δ0]與[μ0]為標(biāo)準(zhǔn)隨機(jī)誤差。變量[IM]、[EX]在這里為中國對哈薩克斯坦的進(jìn)出口額（百萬美元）。

（二）變量說明

關(guān)于解釋變量的含義、對因變量的理論預(yù)測影響（預(yù)期符合）及說明參見表1。

（三）數(shù)據(jù)來源及處理

考慮數(shù)據(jù)的有效性及可獲得性，我們運(yùn)用1992～2013年中國與哈薩克斯坦進(jìn)出口貿(mào)易流量的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析。中哈進(jìn)出口貿(mào)易額來自UN Comtrade數(shù)據(jù)庫;中國與哈薩克斯坦的人均GDP來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。所有的檢驗(yàn)和回歸分析均使用STATA12.0軟件完成。在進(jìn)行參數(shù)估計之前，為避免偽回歸，首先對各時間序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，各時間變量均在10%的顯著水平上平穩(wěn)，即可以進(jìn)行回歸分析。

（四）實(shí)證分析

1.進(jìn)口貿(mào)易方面。首先，對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸，回歸結(jié)果顯示解釋變量系數(shù)沒有通過t檢驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)，對解釋變量KP、CP、HG進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型存在多重共線性。因此通過逐步回歸法對模型進(jìn)行校正，最終得到如下方程：

[（4）][ ? LnIM=-16.910 0+3.577 7LnKP+0.539 2HG

?（-3.82）*** （6.34）*** （-0.88）

R2=0.901 8 Adjusted R2=0.891 4

F-statistic=87.21 Prob.（F-statistic）=0.000 000.]

對上述回歸結(jié)果運(yùn)用White檢驗(yàn)是否存在異方差，結(jié)果顯示p值等于0.339 3，無法拒絕同方差的原假設(shè)，即不存在異方差;然后對結(jié)果運(yùn)用BG檢驗(yàn)擾動項(xiàng)是否存在自相關(guān)，BG檢驗(yàn)的p值為0.140，無法拒絕無自相關(guān)的原假設(shè)，即不存在自相關(guān)。由回歸結(jié)果可以看出方程的擬合優(yōu)度較高，且通過了F檢驗(yàn)，變量LnKP通過了t檢驗(yàn)，但是LnHG并不顯著。

由上述回歸方程可以看出，中國對哈薩克斯坦的進(jìn)口額與哈國人均GDP成正向變化，當(dāng)哈薩克斯坦人均GDP增加一個百分點(diǎn)時，對中國的出口額將增加3.58%;合作中心對于中哈出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，促進(jìn)系數(shù)為0.54，但是促進(jìn)作用并不明顯。一方面是由于中國從哈國進(jìn)口商品主要是石油、天然氣等，進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)較為單一，且需求呈現(xiàn)剛性、逐年上升的態(tài)勢，加之石油進(jìn)口主要是通過中哈石油管道經(jīng)阿拉山口進(jìn)入中國境內(nèi)，因此合作中心的建立對于中國對哈國進(jìn)口貿(mào)易的影響并不顯著。另一方面也說明雖然合作中心在霍爾果斯口岸基礎(chǔ)上增加了更多政策優(yōu)勢，但由于合作中心哈方部分建設(shè)進(jìn)展緩慢、積極性不夠，加之合作中心建設(shè)過程存在的一系列問題，使得合作中心在促進(jìn)中哈進(jìn)口貿(mào)易中發(fā)揮的作用并不明顯。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

[變量＼&統(tǒng)計量＼&臨界值＼&檢驗(yàn)設(shè)定＼&平穩(wěn)性判斷＼&1%＼&10%＼&（I，T，B）＼&顯著性：10%＼&lnex＼&-3.580＼&-4.380＼&-3.240＼&（0，1，3）＼&平穩(wěn)＼&lnim＼&-3.984＼&-4.380＼&-3.240＼&（0，1，2）＼&平穩(wěn)＼&lnkp＼&-4.333 ＼&-4.380＼&-3.240＼&（0，1，0）＼&平穩(wěn)＼&lncp＼&-1.499 ＼&-2.539＼&-1.328＼&（0，0，2）＼&平穩(wěn)＼&]

2.出口貿(mào)易方面。同樣按照上述步驟進(jìn)行逐步回歸，對模型進(jìn)行校正。運(yùn)用White檢驗(yàn)對回歸結(jié)果進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，結(jié)果顯示p值等于0.041 2，表示在5%的顯著水平上拒絕同方差的原假設(shè)，即存在異方差。運(yùn)用WLS消除異方差后，得到回歸結(jié)果如下：

[ ? LnEX=-5.538 25+2.375 19LnCP+0.807 05HG

?（-2.03）* （6.12）*** （1.08）

R2=0.980 6 Adjusted R2=0.976 3

F-statistic=228.03 Prob.（F-statistic）=0.000 000.][ （5）]

對上述結(jié)果運(yùn)用BG檢驗(yàn)擾動項(xiàng)是否存在自相關(guān)，BG檢驗(yàn)的p值為0.488 7，無法拒絕無自相關(guān)的原假設(shè)，即不存在自相關(guān)。由回歸結(jié)果可以看出回歸結(jié)果對于觀測值的擬合程度較好，且通過了F檢驗(yàn)，變量LnCP通過了t檢驗(yàn)，但是LnHG并不顯著。

由上述回歸結(jié)果可以看出，中國對哈薩克斯坦的出口額與中國人均GDP成正向變化關(guān)系，表明當(dāng)中國人均GDP增加一個百分點(diǎn)時，中國對哈薩克斯坦的出口額將增加2.38%，即人均生產(chǎn)總值的增加，增加了供給，從而擴(kuò)大了出口貿(mào)易;中哈合作中心對于中哈出口貿(mào)易具有促進(jìn)作用，促進(jìn)系數(shù)為0.81，但并不顯著。這說明，自中哈兩國建交以來，霍爾果斯口岸就發(fā)揮著重要的貿(mào)易暢通作用，雖然合作中心的建立賦予霍爾果斯更多的優(yōu)惠政策，但是由于地緣政治日趨緊張、全球經(jīng)濟(jì)疲軟及歐亞經(jīng)濟(jì)聯(lián)盟的排他性，中國對哈國出口產(chǎn)品受到來自俄羅斯、白俄羅斯兩國產(chǎn)品的沖擊，關(guān)稅同盟也進(jìn)一步增加了俄白兩國在哈國市場的優(yōu)勢，導(dǎo)致貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)日趨明顯，[18]92-98使得合作中心并未發(fā)揮預(yù)期的效果。另一方面也是由于中國對哈國出口的產(chǎn)品大多屬于初加工的勞動密集型產(chǎn)品，產(chǎn)品附加值較低，極易被替代。

四、中國與哈薩克斯坦進(jìn)出口貿(mào)易潛力測算

引力模型不僅可以用于分析影響國際貿(mào)易的因素，還可以通過計算進(jìn)出口貿(mào)易量的實(shí)際發(fā)生值與引力模型估計的理論值之比，測算國與國之間的進(jìn)出口貿(mào)易潛力。我們借鑒劉青峰等（2002）[19]16-19對貿(mào)易潛力的劃分標(biāo)準(zhǔn)，即若實(shí)際值與理論值的比值小于0.8，則兩國貿(mào)易屬于“潛力巨大型”，說明雙邊貿(mào)易具有很大提升空間;若比值在0.8～1.2之間，則屬于“潛力開拓型”，說明兩國貿(mào)易的空間還有繼續(xù)擴(kuò)大的潛力;若比值大于或者等于1.2，則屬于“潛力再造型”，說明兩國需要培育新的增長極以更好地促進(jìn)兩國貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展與合作。

<E：＼liull＼克拉瑪依學(xué)刊201505＼wyf1.tif>

圖1 中哈兩國進(jìn)出口貿(mào)易潛力測算

根據(jù)中國與哈薩克斯坦進(jìn)出口貿(mào)易引力模型，預(yù)測兩國進(jìn)出口貿(mào)易潛力，詳見圖1。從測算結(jié)果可以看出，無論進(jìn)口還是出口，實(shí)際貿(mào)易量與理論預(yù)測值之比均波動較大。中哈進(jìn)口貿(mào)易潛力方面，從1992年哈薩克斯坦宣布獨(dú)立到1995年，中哈貿(mào)易規(guī)模迅速擴(kuò)大，因此1995～2000年間，實(shí)際值遠(yuǎn)高于理論值，兩者之比落在1.2～1.6之間，甚至高于1.6;2010年具有1 000萬噸輸油能力的中哈原油管道二期一階段管道開始商業(yè)輸油，中哈進(jìn)口貿(mào)易實(shí)際值驟增，故2010～2011年，比值落在1.2～1.6之間，除此之外，2001年后的其他年份預(yù)測值逐漸接近實(shí)際值，兩者之比落在0.8～1.2之間，即此間中哈進(jìn)口貿(mào)易屬于潛力開拓型，說明兩國貿(mào)易空間尚未完全開發(fā)。出口貿(mào)易潛力方面，自兩國合作伊始至2002年，大多數(shù)年份出口貿(mào)易實(shí)際值相比于貿(mào)易預(yù)測值較小，兩者比值在0.8以內(nèi);2003～2008年隨著兩國合作逐步深入，出現(xiàn)實(shí)際值遠(yuǎn)大于理論值的情況;2008年后受經(jīng)濟(jì)危機(jī)影響，加之2010年的俄白哈關(guān)稅同盟的影響，中哈出口貿(mào)易實(shí)際值逐漸小于預(yù)測值，2012～2013年時比值落在0.4～0.8之間，即此時中哈出口貿(mào)易潛力巨大。整體而言，無論是進(jìn)口貿(mào)易潛力還是出口貿(mào)易潛力，兩國均呈現(xiàn)先減少后增加的趨勢，即中哈兩國貿(mào)易潛力具有較大的開拓空間，這與近來中哈合作熱情高漲的現(xiàn)實(shí)情況是一致的?？傊?，中哈兩國具有較大的進(jìn)出口貿(mào)易潛力，合作中心并未在區(qū)域貿(mào)易自由化過程中發(fā)揮預(yù)期的作用，在“一帶一路”背景下深化中哈經(jīng)貿(mào)合作需要進(jìn)一步加強(qiáng)合作中心建設(shè)，重視中哈信息溝通，加快貿(mào)易自由化進(jìn)程。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

1.哈薩克斯坦人均國民生產(chǎn)總值的增加促進(jìn)了中哈進(jìn)口貿(mào)易，同時，中國人均生產(chǎn)總值的增加也促進(jìn)了中哈出口貿(mào)易，但相比之下，哈方人均國民生產(chǎn)總值對于其出口的促進(jìn)作用稍大。

2.無論在中哈進(jìn)口貿(mào)易還是出口貿(mào)易中，合作中心對于兩國貿(mào)易的促進(jìn)作用并不顯著，這一方面與兩國貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構(gòu)有關(guān)，另一方面也表明合作中心并未發(fā)揮預(yù)期的作用。究其原因，合作中心并沒有涉及雙方貿(mào)易投資優(yōu)惠及合作等實(shí)質(zhì)內(nèi)容，合作層次較低，加之哈方建設(shè)不積極，對于合作中心作用發(fā)揮產(chǎn)生了一定影響。此外，俄白哈關(guān)稅同盟建立，增強(qiáng)了俄羅斯、白俄羅斯產(chǎn)品在哈國內(nèi)市場的優(yōu)勢，哈國對關(guān)稅同盟外提高進(jìn)口關(guān)稅，由此產(chǎn)生的貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)也抵消了部分合作中心對雙邊貿(mào)易的促進(jìn)作用。

3.中國與哈薩克斯坦進(jìn)出口貿(mào)易潛力巨大，應(yīng)以“一帶一路”及亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行建設(shè)為契機(jī)，完善合作中心基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。此外，在現(xiàn)有區(qū)域合作模式基礎(chǔ)上，需要培育新的增長點(diǎn)，從而進(jìn)一步開拓雙邊貿(mào)易潛力，深化兩國合作。

（二）政策建議

貿(mào)易結(jié)構(gòu)方面。中國對哈薩克斯坦的進(jìn)口商品結(jié)構(gòu)過于單一，石油等礦產(chǎn)品占比較大，容易引起哈薩克斯坦的不滿情緒。建國不久的哈薩克斯坦對于作為原材料附庸國有陰影，因此應(yīng)使中哈進(jìn)口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)多樣化。同時增加中國對哈薩克斯坦出口商品的附加值，提高產(chǎn)品質(zhì)量，避免貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)的進(jìn)一步擴(kuò)大。

合作中心建設(shè)方面。與哈方協(xié)商建立協(xié)調(diào)委員會，構(gòu)建信息、金融等合作平臺，建立健全高層對話機(jī)制，制定并不斷調(diào)整完善可操作政策，保證中哈雙方政策銜接;共建合作中心官方網(wǎng)站、網(wǎng)絡(luò)信息平臺及合作信息網(wǎng)站，為合作中心順利開展與中亞國家的電子商務(wù)奠定基礎(chǔ);培養(yǎng)具備金融、管理等專業(yè)知識的國際復(fù)合型人才，壯大適應(yīng)合作中心建設(shè)和發(fā)展需要的人才隊(duì)伍。同時，以“一帶一路”及亞投行的建設(shè)為契機(jī)，完善合作中心基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

口岸轉(zhuǎn)型升級方面。積極探索口岸公路、鐵路聯(lián)動及多式聯(lián)運(yùn)的現(xiàn)代物流通關(guān)架構(gòu)，強(qiáng)化聯(lián)網(wǎng)監(jiān)管和通關(guān)便利化;完善口岸與城鎮(zhèn)以及與后方城鎮(zhèn)間的基礎(chǔ)設(shè)施網(wǎng)絡(luò)，建立邊境公路交通網(wǎng)絡(luò)，促進(jìn)邊境區(qū)域的相互協(xié)作開發(fā);針對口岸進(jìn)出口貨物的主要種類，發(fā)展前向、后向、側(cè)向關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)，不斷延伸產(chǎn)業(yè)鏈，引進(jìn)產(chǎn)業(yè)集群，加快建立針對中哈乃至中亞市場的優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)格局。

合作層次方面。在合作中心基礎(chǔ)上，積極推進(jìn)中哈雙邊自由貿(mào)易區(qū)的建設(shè)，增加雙方貿(mào)易投資的實(shí)質(zhì)性優(yōu)惠條款，并不斷擴(kuò)展貿(mào)易投資優(yōu)惠范圍，以進(jìn)一步提高兩國貿(mào)易自由化水平，拓深合作層次。然而，考慮互降關(guān)稅將對哈薩克斯坦較為脆弱的制造業(yè)產(chǎn)生較大沖擊，建議中哈自由貿(mào)易區(qū)突破以往將零關(guān)稅作為終極目標(biāo)的傳統(tǒng)做法，強(qiáng)調(diào)地區(qū)商品、資金、技術(shù)和人才自由流動的程度，必要時甚至保留一定的關(guān)稅，或者單向零關(guān)稅，以此保護(hù)相對弱勢國家的利益，從而做到雙方利益目標(biāo)自動實(shí)現(xiàn)的和諧狀態(tài)，推進(jìn)中哈自貿(mào)區(qū)的建立。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：國家商務(wù)部網(wǎng)站www.mofcom.gov.cn/aartide/i/dxfw/jljd/201204/20120408087094.html.

參考文獻(xiàn)：

[1]梁新淵.對霍爾果斯口岸優(yōu)勢及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的思考[J].伊犁師范學(xué)院學(xué)報，2006（4）.

[2]李琪.中國與中亞：邊境口岸經(jīng)濟(jì)的涉外性特點(diǎn)——新疆霍爾果斯口岸發(fā)展鳥瞰[J].新疆師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2010（4）.

[3]竹效民.霍爾果斯口岸對外貿(mào)易發(fā)展演變及前景展望[J].中共烏魯木齊市委黨校學(xué)報，2008（2）.

[4]李欽.提升霍爾果斯口岸貿(mào)易發(fā)展水平策略研究[J].價格月刊，2012（6）.

[5]張義.新疆霍爾果斯口岸經(jīng)濟(jì)研究[D].北京：中央民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，2013.

[6]苗蘇梅.基于SWOT分析的霍爾果斯口岸物流業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略研究[J].物流技術(shù)，2012（15）.

[7]程偉.新疆霍爾果斯經(jīng)濟(jì)特區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略研究[D].石河子：石河子大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，2014.

[8]張曄，畢燕茹.中哈霍爾果斯國際邊境合作中心——區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作新模式[J].石河子大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2009（1）.

[9]王海燕.中國與周邊國家區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作的機(jī)制創(chuàng)新探析——以中哈霍爾果斯國際邊境合作中心為例[J].新疆師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2012（4）.

[10]李忠順.霍爾果斯口岸對外貿(mào)易發(fā)展演變及前景展望[D].烏魯木齊：新疆師范大學(xué)歷史與民族學(xué)學(xué)

院，2013.

[11]柴慶春，胡添雨.中國對外直接投資的貿(mào)易效應(yīng)研究——基于對東盟和歐盟投資的差異性的考察[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，2012（6）.

[12]周念利.區(qū)域貿(mào)易安排的“雙邊服務(wù)貿(mào)易效應(yīng)”經(jīng)驗(yàn)研究——基于擴(kuò)展引力模型的2000～2009年面板數(shù)

據(jù)分析[J].財經(jīng)研究，2012（5）.

[13]陳曉娟，穆月英.技術(shù)性貿(mào)易壁壘對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響研究——基于日本、美國、歐盟和韓國的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2014（1）.

[14]J.Tin Bergen.Shaping the World Economy[M].New York： Twentieth Century Fund，1962.

[15]P.A.Poyhonen.Tentative Model of the Volume of Trade between Countries[J].Weltwirtschaftliches Archiv，

1963（1）.

[16]王維然.哈薩克斯坦對外貿(mào)易的貿(mào)易引力模型實(shí)證研究[J].俄羅斯研究，2009（2）.

[17]李豫新，郭穎慧.邊境貿(mào)易便利化水平對中國新疆維吾爾自治區(qū)邊境貿(mào)易流量的影響——基于貿(mào)易引力模型的實(shí)證分析[J].國際貿(mào)易問題，2013（10）.

[18]王維然，朱延福，等.俄白哈關(guān)稅同盟對中哈貿(mào)易影響的研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2012（7）.

[19]劉青峰，姜書竹.從貿(mào)易引力模型看中國雙邊貿(mào)易安排[J].浙江社會科學(xué)，2002（6）.