中國與中東歐16國貿(mào)易效率和潛力研究
——基于非效率項隨機前沿引力模型

周 平 馮建濱 劉永輝

（上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué)統(tǒng)計與信息學(xué)院，上海 201620）

一、引言

自2012年4月中國—中東歐國家“16+1”合作機制正式啟動以來，中國與中東歐16國的貿(mào)易額不斷攀升。2016年，雙邊貿(mào)易總額為586.54億美元，同比增長9.5%；2017年雙邊貿(mào)易繼續(xù)保持高增長勢頭，貿(mào)易總額達679.8億美元，較2016年同期增長11.8%；2018年上半年，雙邊貿(mào)易總額同比增長14.7%，高于GDP增長速度6.8%。

伴隨著雙邊貿(mào)易快速發(fā)展的是中國對中東歐國家出口貿(mào)易和中國自中東歐國家進口貿(mào)易的增長。2008～2016年間，中國對中東歐國家的出口額從327.38億美元增加到437.44億美元，年均增長3.69%；同期中國自中東歐國家的進口額從57.98億美元增加到149.29億美元，年均增長12.55%。2017年中國自中東歐16國的進口增長率更是高達24%，進口總額達到184.9億美元。

事實上，過去10年間不僅中國自中東歐國家的進口增速超過出口增速，進口額所占比重也逐年增長。由圖1可以看出，2008年以來中國自中東歐16國的進口額在中國進口總額中的占比穩(wěn)步增長，且增長幅度在2013年和2015年明顯擴大；但中國對中東歐國家的出口額占比卻逐年下降。2012年中國—中東歐國家“16+1”合作機制啟動后，中國對中東歐國家出口額占比保持平穩(wěn)，并在2015年大幅度上升。這意味著，“16+1”合作機制的建立不僅促進了中國對中東歐國家的出口，同時還擴大了中國自中東歐國家的進口。

雖然“16+1”合作機制的建立有助于推動中國與中東歐國家間的貿(mào)易，但中國—中東歐國家的貿(mào)易額在中國進出口總額中的占比并不高。圖1顯示，2016年中國對中東歐國家的出口在中國出口總額中所占比重不超過2.3%，而中國自中東歐國家進口在進口總額中的占比更低于1%。中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易整體呈現(xiàn)迅速增長的趨勢，但總貿(mào)易量尚有提高的空間。尚宇紅和高運勝（2014）指出中國與中東歐國家的貿(mào)易依賴性較低，基于恒定市場份額（CMSA）模型分析表明中國應(yīng)調(diào)整出口商品結(jié)構(gòu)以增加雙邊貿(mào)易總效應(yīng)。葉作義和車春鸝（2016）從中國與中東歐貿(mào)易增加值的角度分析表明中國對中東歐的出口相對于國內(nèi)生產(chǎn)總值呈下降趨勢，并對如何實現(xiàn)經(jīng)貿(mào)互補以增強依賴度給出了建議。在此背景下，貿(mào)易專家和研究者們開始關(guān)注如何在促進中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易的同時提高貿(mào)易效率，克服貿(mào)易非效率項，實現(xiàn)貿(mào)易潛力，以達到貿(mào)易最優(yōu)狀態(tài)，而這些都是以準(zhǔn)確測算中國與中東歐國家貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力為前提的。

圖1 中國對中東歐16國進出口貿(mào)易額占中國進出口貿(mào)易總額的比例

研究“一帶一路”沿線中東歐16國貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的主要方法是傳統(tǒng)的引力模型和誤差項的隨機前沿引力模型。孔慶峰和董虹蔚等（2015）利用拓展的傳統(tǒng)引力模型，以2014年“一帶一路”沿線國家的出口數(shù)據(jù)作為研究對象，研究表明沿線亞歐國家之間貿(mào)易潛力巨大。車春鸝和許安（2016）等利用傳統(tǒng)引力模型從機電產(chǎn)品的角度分析了中國與中東歐國家的貿(mào)易潛力，結(jié)果表明中國對其出口機電產(chǎn)品的潛力較大。孫金彥和劉海云（2016）等利用誤差項隨機前沿引力模型研究了2005～2013年“一帶一路”沿線53個國家的貿(mào)易效率，認為中國應(yīng)加強與沿線國家的合作，充分發(fā)掘沿線國家的貿(mào)易潛力。孫澤生和潘莉（2017）利用傳統(tǒng)引力模型研究“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線國家基建關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易潛力，表明經(jīng)濟規(guī)模較大的國家貿(mào)易潛力大，市場容量較小的經(jīng)濟體貿(mào)易潛力小。劉永輝等（2017，2018）利用傳統(tǒng)引力模型和隨機前沿引力模型測算了中國與中東歐16國之間的貿(mào)易效率和潛力，并將其編制為貿(mào)易指數(shù)，以此刻畫中國與中東歐16國之間的貿(mào)易狀態(tài)。侯敏和鄧琳琳等（2017）利用誤差項隨機前沿引力模型研究中東歐國家2007～2014年度貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力，研究表明中國與中東歐各國貿(mào)易效率較低，未來應(yīng)與中東歐國家加強產(chǎn)業(yè)合作，釋放貿(mào)易潛力。

研究者利用傳統(tǒng)引力模型和誤差項隨機前沿引力模型對貿(mào)易潛力和貿(mào)易效率進行了大量的測量，但傳統(tǒng)引力模型無法分析貿(mào)易效率問題，且對貿(mào)易潛力的估計是基于均值回歸的結(jié)果；誤差項隨機前沿引力模型雖然可以通過傳統(tǒng)的二步法對非效率誤差項進行二次建模，但其存在嚴(yán)重的問題。譚秀杰和周茂榮（2015）指出二步法的誤差項隨機前沿模型存在兩個嚴(yán)重問題：第一，誤差項回歸中的變量與引力模型中的變量可能存在共線性，導(dǎo)致結(jié)果有偏；第二，隨機前沿引力模型第一步假設(shè)非效率誤差項的期望為常數(shù)，但第二步回歸卻假設(shè)其受其他外生變量的影響，產(chǎn)生自相矛盾問題。而非效率項隨機前沿引力模型可以分析貿(mào)易國的貿(mào)易效率，同時又可避免出現(xiàn)二步法誤差項隨機前沿引力模型的固有矛盾。

本文擬通過構(gòu)建包含非效率項的隨機前沿引力模型測算中國與中東歐國家的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力，探討影響中國與中東歐國家貿(mào)易非效率的因素。與現(xiàn)有研究不同的是，本文除了測算中國對中東歐國家的出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力、雙邊貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力外，還將分析中國自中東歐國家進口的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力，以期解釋為何中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易效率高于出口貿(mào)易效率。

此外，為了在全球貿(mào)易背景下全面分析中國與中東歐國家的貿(mào)易狀況，提出實現(xiàn)貿(mào)易潛力、提升中國與中東歐國家貿(mào)易效率的措施，本文還將在“16+1”小樣本數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用“16+1+10”大樣本數(shù)據(jù)測算中國與中東歐國家的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力?！?6+1+10”大樣本不僅包括了“16+1”小樣本單位，還包括美國（USA）、加拿大（CAN）、德國（DEU）、英國（GBR）、法國（FRA）、俄羅斯（RUS）、日本（JPN）、韓國（KOR）、印度（IND）和澳大利亞（AUS）等主要貿(mào)易伙伴國。

二、模型介紹

（一）隨機前沿引力模型

貿(mào)易潛力和貿(mào)易效率的常用測算模型是貿(mào)易引力模型和隨機前沿模型，其中，隨機前沿模型是將隨機前沿方法引入傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型來測算貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的一種方法。隨機前沿方法由Aigner等（1977）、Meeusen和van den Broeck（1977）提出，最初用于分析生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)效率問題。若將貿(mào)易額視作產(chǎn)出，經(jīng)濟規(guī)模、地理距離、制度文化等視作影響產(chǎn)出的因素，則引力模型在本質(zhì)上與生產(chǎn)函數(shù)是相似的，故可用于測算貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力。

面板數(shù)據(jù)隨機前沿引力模型可表示為：

其中，Yit表示i國在t期的實際貿(mào)易額，xit表示貿(mào)易額的影響因素，Vit是服從N（0，σv2）的獨立同分布隨機誤，Ui是包含自貿(mào)協(xié)定、關(guān)稅、制度等不可觀測因素的貿(mào)易非效率項，服從在0處截斷N（μ，σu2）。非效率項并不隨時間而改變，稱為時不變模型（TIM），只能衡量樣本的平均技術(shù)非效率性。

為進一步深入研究，Battese和Coelli（1992）提出時變項的隨機前沿引力模型，能估計每個樣本單位非效率效益，但是無法說明影響非效率項的具體因素。Battese和Coelli（1995）提出了非效率項隨機前沿模型（ISFM），在分析非效率項Uit的時候，能夠同時分析影響非技術(shù)效應(yīng)的因素。模型的具體形式如下：

模型的對數(shù)形式如下：

基于隨機前沿方法估計模型，可估計前沿項和非效率項Uit，還可以估計非效率因素Zit對Uit的影響。

（二）隨機前沿引力模型的檢驗

隨機前沿方法受模型形式影響比較大，因此在估計模型（4）之前有必要對模型的適用性和具體形式進行檢驗，具體包括對貿(mào)易非效率項Uit的存在性、隨機性和線性形式的檢驗。

貿(mào)易非效率項Uit存在性檢驗的原假設(shè)為分別為隨機誤差項Vit和非效率項Uit的方差。接受原假設(shè)H0意味著非效率項不存在，實際貿(mào)易額與貿(mào)易前沿值的差距主要由隨機因素造成，模型（4）與傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型一致；拒絕原假設(shè)意味著非效率項存在，實際貿(mào)易額與貿(mào)易前沿值的差距主要由貿(mào)易非效率因素造成，需構(gòu)建非效率項隨機前沿引力模型。

在貿(mào)易非效率項Uit存在的基礎(chǔ)上進一步對其隨機性進行檢驗，Uit隨機性檢驗的原假設(shè)為H0：γ=0。接受原假設(shè)意味著非效率項Uit是非隨機的，可用最小二乘法估計模型（4）；拒絕原假設(shè)意味著非效率項Uit是隨機的，需采用隨機前沿法估計模型（4）。

對貿(mào)易非效率項Uit線性形式檢驗的原假設(shè)為設(shè)意味著非效率項Uit是非線性的，不能用模型（4）來擬合；反之，則可以用模型（4）中的線性形式來模擬非效率項Uit。

（三）貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力

貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力是衡量國際貿(mào)易的重要指標(biāo)。當(dāng)不存在貿(mào)易摩擦?xí)r，貿(mào)易非效率項Uit=0，貿(mào)易達到理想值，即貿(mào)易實現(xiàn)在“前沿”上運行時的最大規(guī)模。由模型（2）測算出貿(mào)易前沿值：

存在貿(mào)易非效率項的情況下，實際貿(mào)易額Yit并未達到前沿值，此時的實際貿(mào)易額為：

將實際貿(mào)易額和貿(mào)易前沿值的比值exp(-Uit)稱為i國在t期的貿(mào)易效率TEit，取值范圍為TEit∈[0，1]。本文將貿(mào)易潛力TPit定義為貿(mào)易前沿值Y*it與實際貿(mào)易額Yit之間的差距，代表兩國間隱藏的、尚未被開發(fā)的貿(mào)易能力，反映貿(mào)易未來發(fā)展的可能性。

貿(mào)易效率TEit=exp(-Uit)，貿(mào)易潛力TPit=Yi*t-Yit，它們的大小取決于貿(mào)易非效率項Uit。當(dāng)貿(mào)易非效率項Uit=0時，TEit=1，兩國間的貿(mào)易實現(xiàn)最大效率；實際貿(mào)易額Yit等于貿(mào)易前沿值Yi*t，TPit=0，貿(mào)易潛力全部實現(xiàn)。當(dāng)貿(mào)易非效率項Uit＞0時，貿(mào)易效率TEit∈(0，1)，兩國間的貿(mào)易效率較低；實際貿(mào)易額Yit小于貿(mào)易前沿值，TP＞0，兩國間仍有較大的貿(mào)易潛力有待實現(xiàn)。it

三、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

本文擬對2008～2016年中國（CHN）和中東歐16國的貿(mào)易效率與貿(mào)易潛力進行測算。參照Armstrong（2007），本文選擇的貿(mào)易效率影響因素包括中國與中東歐各國的進出口貿(mào)易額、GDP、人口、匯率和首都距離等。其中，貿(mào)易額、GDP和人口數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，匯率來自IMF數(shù)據(jù)庫，中國與各國首都的距離數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。

將貿(mào)易效率影響因素和非效率影響因素代入模型（2）的對數(shù)形式，得到本文的非效率項隨機前沿引力模型：

其中，TFit表示t期中國和i國的貿(mào)易額，包括中國對i國的出口額Xit、中國自i國的進口額Mit和中國與i國的貿(mào)易總額Tit；GDPct和GDPit分別表示t期中國和i國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，POPct和POPit分別表示t期中國和i國的人口數(shù)，Dci表示中國與i國的首都距離，EXit表示t期i國以美元為標(biāo)價的匯率，Vit是隨機誤差，Uit是貿(mào)易非效率項。

在貿(mào)易、經(jīng)濟因素外，政治和基礎(chǔ)設(shè)施也將對兩國間的貿(mào)易非效率產(chǎn)生影響，故將政治穩(wěn)定程度（PSit）和港口建設(shè)情況（QPIit）作為非效率項的影響因素加入模型，樣本數(shù)據(jù)來源于世界治理指數(shù)（WGI）數(shù)據(jù)庫。政治穩(wěn)定程度衡量的是政治不穩(wěn)定或發(fā)生政治動亂、恐怖活動的可能性，得分取值范圍是[-2.5， 2.5]。政治越穩(wěn)定貿(mào)易就越穩(wěn)定，貿(mào)易效率越高；政治穩(wěn)定性越差，因政治因素引發(fā)的暴力活動越多，貿(mào)易就越不穩(wěn)定，貿(mào)易效率就越低。港口設(shè)施愈好，交通運輸條件越完善，貿(mào)易效率就越高。港口建設(shè)情況衡量的是貿(mào)易從業(yè)者對各國港口設(shè)施運行狀況的評價，數(shù)據(jù)來源于133個國家13，000多名受訪者，并基于國際標(biāo)準(zhǔn)進行評價，得分范圍是從最高的7分到最低的1分。將政治穩(wěn)定程度和港口建設(shè)情況代入模型（3）的對數(shù)形式，得到貿(mào)易非效率項影響模型：

其中，Wit表示隨機誤差項。將模型（8）代入模型（7）即可得非效率項隨機前沿引力模型。

（二）模型檢驗

采用廣義似然比統(tǒng)計量對中國與中東歐16國的出口引力模型和雙邊貿(mào)易引力模型進行檢驗，結(jié)果見表1。檢驗結(jié)果顯示：出口引力模型和雙邊貿(mào)易引力模型的非效率項Uit在存在性、隨機性和線性檢驗中均顯著拒絕原假設(shè)。這意味著，貿(mào)易非效率項線性隨機的假設(shè)在統(tǒng)計上是成立的，用模型（7）和模型（8）來模擬中國與中東歐16國的出口貿(mào)易和雙邊貿(mào)易是合適的。

表1 非效率項隨機前沿貿(mào)易引力模型假設(shè)檢驗結(jié)果

（三）模型估計

由“16+1”樣本的中國對中東歐國家出口貿(mào)易非效率項隨機前沿引力模型估計結(jié)果（表2模型2）可以看出：經(jīng)濟增長、人口、匯率和距離都將影響中國對中東歐16國的出口貿(mào)易。經(jīng)濟發(fā)展對出口貿(mào)易有顯著影響，中國經(jīng)濟每增長1%將促使出口額增加4.97%；中東歐各國的經(jīng)濟平均增長1%會促使該國商品進口額增加1.31%。人口也將對出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，但人口總數(shù)超過一定限度時，則不利于一國經(jīng)濟增長，從而對進出口產(chǎn)生負面效應(yīng)。中國人口每增加1%時出口下降74.01%；中東歐各國的人口每增加1%，該國進口將下降0.41%，下降的幅度不顯著。中東歐各國貨幣對美元的匯率也將促進中國對貨物的出口，匯率上升將使中國出口商品價格下跌，有利于中國擴大商品出口。匯率每上升1%，中國出口的商品將增長0.0028%。此外，兩國首都間的距離對出口的影響在統(tǒng)計上亦是顯著的，距離越遠，貿(mào)易成本越高，中國對中東歐16國的出口額就越少。北京與中東歐各國首都間的距離每增加1%時，中國出口商品總額將下降1.96%。

表2模型（3）是基于“16+1”樣本數(shù)據(jù)估計的中國與中東歐國家隨機前沿雙邊貿(mào)易引力模型。經(jīng)濟規(guī)模、人口、距離和匯率對中國與中東歐各國間雙邊貿(mào)易總額的影響在統(tǒng)計上也是顯著的，且作用方向與出口引力模型中各變量的作用方向完全一致。

表2模型（4）和模型（5）是基于“16+1+10”樣本估計的中國與中東歐國家出口引力模型和雙邊貿(mào)易引力模型。對比不同樣本下模型估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：（1）“16+1+10”樣本下模型的對數(shù)似然函數(shù)更小，模型擬合效果更好；（2）在“16+1+10”樣本下，人口對貿(mào)易的影響并不如“16+1”樣本下的影響顯著。在出口模型中，人口每增長1%，中國出口商品總額將增加0.28%；而在雙邊貿(mào)易模型中，人口對雙邊貿(mào)易總額的影響在統(tǒng)計上不顯著。總體而言，無論在“16+1”樣本還是“16+1+10”樣本，估計的非效率項隨機前沿引力模型皆是有效的。

為了探討中國進口的效率，構(gòu)建中國與中東歐國家隨機前沿進口引力模型，估計結(jié)果見表2模型（1）。估計結(jié)果顯示：經(jīng)濟規(guī)模、人口和匯率都對進口有顯著影響，且影響方向與出口貿(mào)易模型一致。經(jīng)濟規(guī)模每增長1%將促使中國進口增加19.35%，而中東歐各國的經(jīng)濟規(guī)模也將促進該國產(chǎn)品的出口。中東歐各國貨幣對美元的匯率上升也將促進中國對貨物的進口。與出口模型不同的是，在進口引力模型中距離不是顯著影響因素。

四、貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的測算

基于非效率項隨機前沿引力模型估計得到中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易前沿值、中國對中東歐國家出口貿(mào)易前沿值，貿(mào)易實際額與貿(mào)易前沿值相比得到貿(mào)易效率，貿(mào)易前沿值減去貿(mào)易實際額得到貿(mào)易潛力。

（一）雙邊貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力測算

2008～2016年，在“16+1”樣本下中國與中東歐16國的雙邊貿(mào)易效率均值為0.8365，雙邊貿(mào)易潛力為41.15美元；在“16+1+10”樣本下，中國與中東歐16國的雙邊貿(mào)易效率均值為0.7965，雙邊貿(mào)易潛力為89.75億美元。不同樣本下測算的雙邊貿(mào)易效率較為接近，說明即使在全球貿(mào)易背景下，中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易仍是有效的，貿(mào)易阻力較小。但在全球貿(mào)易背景下，貿(mào)易潛力卻擴大一倍，意味著中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易尚有較大的發(fā)展空間。

表2 中國與中東歐16國引力模型回歸結(jié)果

具體而言，2008～2011年中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易效率相對較低，但在“16+1”合作機制及中歐班列開通等有利條件的作用下，雙邊貿(mào)易效率逐步回升，2014年更是高達0.8739。此時，中國與中東歐國家貿(mào)易發(fā)展阻力最小，貿(mào)易效率達到最大值，貿(mào)易雙方在出口和進口上都是有效運行的，貿(mào)易潛力為41.12億美元。但隨后貿(mào)易效率有所下降，究其原因是2014年1月1日起，歐盟取消大部分中國產(chǎn)品的GSP優(yōu)惠，對中國出口產(chǎn)品提高關(guān)稅；此外，歐盟還因為中國不再滿足世界銀行規(guī)定的連續(xù)3年中低收入國家的條件，把中國從普遍優(yōu)惠制受益國清單中刪除。中東歐國家中的大多數(shù)國家如波蘭、羅馬尼亞、斯洛伐克、立陶宛、愛沙尼亞、捷克等都是歐盟成員國，受歐盟統(tǒng)一關(guān)稅、貿(mào)易政策的掣肘，阿爾巴尼亞、北馬其頓、黑山、波黑、克羅地亞（2013年7月1日加入歐盟）等也是歐盟候選成員國，在關(guān)稅和貿(mào)易政策上向歐盟靠攏，這些都導(dǎo)致2014年后中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易效率下降，貿(mào)易潛力值上升。

圖2 不同樣本下中國與中東歐16國雙邊貿(mào)易效率（2008～2016年）

除了貿(mào)易壁壘外，中東歐國家的政治穩(wěn)定程度也是導(dǎo)致中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易非效率的因素之一。出口貿(mào)易非效率項模型的估計結(jié)果顯示，政治不穩(wěn)定將導(dǎo)致貿(mào)易效率下降，政治不穩(wěn)定程度每增加1%，貿(mào)易效率將下降1.5%。影響中國與中東歐國家雙邊貿(mào)易效率的另一個因素是港口、機場等交通運輸設(shè)施的便利程度，交通便利度每增加1%，貿(mào)易效率將提高1.02%。

（二）出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力測算

2008～2016年，中國對中東歐16國的出口貿(mào)易效率均值為0.7969，貿(mào)易潛力均值為44.15。出口貿(mào)易效率低于雙邊貿(mào)易效率、出口貿(mào)易潛力高于雙邊貿(mào)易潛力，這意味著出口貿(mào)易雖從總量上超過進口貿(mào)易，但其效率卻不如進口貿(mào)易。更值得注意的是，在“16+1+10”大樣本下測算的中國對中東歐16國的出口貿(mào)易效率大幅度下降，均值僅為0.5509；而測算的貿(mào)易潛力卻大幅度上升，均值達到227.45億美元。這說明在全球貿(mào)易的大背景下，中國對中東歐國家的出口還有很大的提升空間，有較大的貿(mào)易潛力有待實現(xiàn)。

由中國對中東歐16國的出口貿(mào)易效率（圖3）可以看出，受2008年美國金融危機和2010年歐洲主權(quán)債務(wù)危機的影響，中國出口貿(mào)易效率下降，但自2012年中國—中東歐國家“16+1”合作機制實施以來，出口貿(mào)易效率止跌回升。2013年歐盟對中國的鋼鐵和光伏產(chǎn)品進行反傾銷立案，2015年起歐盟全面取消中國出口商品的普惠制優(yōu)惠，使中國對中東歐國家的出口貿(mào)易效率起伏波動。

中東歐16國中，中國對斯洛文尼亞和捷克的出口效率最高，貿(mào)易效率平均在0.95以上；對塞爾維亞、北馬其頓和波黑的出口效率較低，平均水平在0.5以下，對波黑的出口效率只有0.223。這3個國家都位于巴爾干半島，具有優(yōu)越的地理位置，一直以來是重要的貿(mào)易通道，但歷史遺留問題和民族問題使得這些國家具有潛在的政治風(fēng)險，給中國商品“走出去”帶來風(fēng)險和挑戰(zhàn)，從而在一定程度上影響了中國商品的出口效率。因而，政治穩(wěn)定程度對出口貿(mào)易非效率有顯著的影響。

圖3 不同樣本下中國對中東歐16國出口效率（2008～2016年）

（三）進口貿(mào)易效率分析

“16+1+10”大樣本下測算的中國對中東歐國家出口貿(mào)易潛力遠大于“16+1”小樣本下測算的貿(mào)易潛力（表3），這引起我們對進口貿(mào)易的關(guān)注。2008～2016年，中國自中東歐16國的進口額從57.98億美元增加到149.29億美元，年均增長率達到12.55%，高于同期中國對中東歐16國的年均出口增長率。2017年中國自中東歐16國的進口總額達到184.9億美元，同比增長率高達24%。得益于中國自中東歐16國進口的高速增長，中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易總額增長幅度也高于出口增長幅度，從而使雙邊貿(mào)易效率優(yōu)于出口貿(mào)易效率。

表3 2008～2016年中國對中東歐國家的出口貿(mào)易潛力和雙邊貿(mào)易潛力（億美元）

五、結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于2008～2016年中國與中東歐16國貿(mào)易、經(jīng)濟、人口、匯率和距離等數(shù)據(jù)，構(gòu)建非效率項隨機前沿引力模型，并以此為基礎(chǔ)測算中國與中東歐國家的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力。根據(jù)貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的測算結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

第一，中國—中東歐“16+1”合作機制的建立有利于提高中國與中東歐16國的貿(mào)易效率。中國對中東歐國家的出口效率在2012年之前逐步下降，均值為0.7865；2012年以后出口效率穩(wěn)步上升，均值達到0.806。中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易效率在2012年之前為0.8224，在合作機制建立之后也上升到0.8374。

第二，中國—中東歐“16+1”合作機制的建立有助于中國與中東歐國家貿(mào)易潛力的實現(xiàn)。中國對中東歐16國的出口潛力在2012年達到最大值，為50.3億美元，意味著實際出口額與貿(mào)易前沿值差距較大，有較大的出口潛力有待實現(xiàn)。而中國與中東歐16國的雙邊貿(mào)易潛力也在2012年達到最大值，為54.02億美元，之后貿(mào)易潛力持續(xù)下降。

第三，對比中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易效率與出口貿(mào)易效率、雙邊貿(mào)易潛力與出口貿(mào)易潛力可以看出，雙邊貿(mào)易效率大于出口貿(mào)易效率，雙邊貿(mào)易潛力小于出口貿(mào)易潛力。這意味著，中國自中東歐國家的進口貿(mào)易效率高于出口貿(mào)易效率，而這對于提高雙邊貿(mào)易效率、實現(xiàn)雙邊貿(mào)易潛力有顯著效果。

第四，對比“16+1”樣本和“16+1+10”樣本下的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，中國與中東歐國家的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力有顯著的差異。這意味著在全球貿(mào)易背景下，中國與中東歐國家的貿(mào)易還有更大的潛力有待開發(fā)，貿(mào)易效率也有待進一步提高。而在導(dǎo)致貿(mào)易非效率的因素中，政治穩(wěn)定程度和港口建設(shè)情況皆有顯著的影響，尤其是政治穩(wěn)定程度。

（二）政策建議

第一，在“16+1”合作機制下，與中東歐各國建立差異化雙邊貿(mào)易實施細則?！?6+1”合作機制建立6年以來，中國與中東歐各國的進出口貿(mào)易發(fā)展不均衡，并且各行業(yè)的貿(mào)易發(fā)展也不均衡。為了切實提升中國與中東歐國家的貿(mào)易效率，實現(xiàn)貿(mào)易潛力，確保機制落實有力，有必要針對不同國家的經(jīng)濟、貿(mào)易發(fā)展特點，制訂、簽訂切實有效的合作發(fā)展策略。

第二，進一步推進中歐班列的開通和延伸，改善中國與中東歐的交通運輸條件，確保雙邊貿(mào)易的便利化。目前已開通了義烏、哈爾濱、西安、武漢和廣州等地到中東歐國家的班列，但立陶宛、愛沙尼亞和拉脫維亞等波羅的海沿線國家沒有直達班列，只有少數(shù)不定期的列車通過。除了波蘭、捷克、匈牙利和塞爾維亞等國，中國與其他大部分中東歐國家尚未開通直達航班。這些都將成為阻礙中國與中東歐國家貿(mào)易效率的因素，有必要進一步改善交通設(shè)施，降低運輸成本，以確保貿(mào)易有效化的實現(xiàn)。

第三，擴大中國自中東歐國家的進口，提高進口貿(mào)易效率，實現(xiàn)雙邊貿(mào)易潛力。目前，中國自中東歐國家的進口商品總額在中國進口總額中占比偏低，但進口的貨物如機械設(shè)備、高精儀器等在中國市場具有比較明顯的相對優(yōu)勢。若能切實擴大進口，不僅有助于滿足居民高質(zhì)量生活的需求，還可以促進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，實現(xiàn)國民經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的宏觀目標(biāo)。