闻静^1,2  陈玉英²

1.河南大学商学院   河南开封 475004

2.河南大学文化产业与旅游管理学院  河南开封475001

摘要：自2013年习总书记提出中国与沿线国家“一带一路”倡议发展思想之后，中国陆陆续续通过政治、经济、文化等方方面面开展举措，积极促进中国与沿线国家的伙伴关系。本文根据这一背景，利用国泰安数据库，通过计量经济学的OLS分析的方法，探究“一带一路”沿线国家合作期待度的影响因素。

关键词：“一带一路”；沿线国合作期待度；双边贸易总额；高层互访程度

一、背景分析及文献回顾

（一）背景分析

中国自改革开放至今短短几十年的时间里，我国在社会主义建设上取得了瞩目的成绩。同时，当今世界处于复杂多变的时代，各国面临的发展问题亟需破解。我国自2013年提出的“一带一路”倡议顺应了当今多变的世界。

“一带一路”是“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的简称。丝绸之路起源于中国古代，是连接亚欧非三大洲的商业贸易路线，根据运输方式，可分为陆上丝绸之路和海上丝绸之路两种类型。当下所说的“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”正是古代丝绸之路的延续。主要体现在依靠中国与有关国家现有的双/多边机制，借助既有的、行之有效的区域合作平台，积极发展与沿线国家的经济合作伙伴关系，共同打造政治互信、经济融合、文化包容的利益共同体、命运共同体和责任共同体。

（二）研究的目的与意义

1.研究的目的

基于国家“一带一路”的倡议发展思想，探究沿线国家合作期待度受中国哪些措施的因素影响，理清使沿线国家合作期待度增加的致使力，从而增加中国与“一带一路”国家的双边合作关系，是本文研究的最主要目的。

2.研究的意义

理论意义上，通过本论文的研究，丰富并发展“一带一路”倡议的计量经济学相关研究。从现实意义上讲，本论文的研究，是对国家“一带一路”倡议发展具体措施的进一步分析，利用计量经济学的方法分析措施的可行性以及应该注意哪些问题，对我国“一带一路”倡议发展提供实操性方案。

（三）文献回顾

“一带一路”建设倡导政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通、民心相通的“五通”创新合作模式。其中，贸易合作畅通在很大程度上决定国与国之间的友好往来[1]，我国也是据此，将“五通”创新合作模式中的贸易畅通作为核心点。所以切实发挥好我国与沿线国家之间巨大的贸易往来对“一带一路”的实施是至关重要的。牛顿的万有引力定律是当今用来解决国际多边贸易的贸易引力模型的思想起源。贸易引力模型最早是由丁伯根[2]和波伊霍宁[3]首次提出。即两国之间或两地域之间的双边贸易额与这两者之间的经济总量具有显著的正相关，与两者之间的空间距离成显著的负相关。仇发华（2020）通过贸易引力模型证实了“一带一路”倡议的确实实施促进了“一带一路”区域国家的进口贸易增加，加强了中国与“一带一路”沿线国家的合作度[4]。赵雨霖和林光华（2008）也利用贸易引力模型探讨了中国与东盟的10个国家的双边贸易现状，得出了我国与东盟大多数国家有着很大的贸易潜力[5]。汪璟（2020）提出随着中国和“一带一路”沿线国家贸易额的不断增长，双方合作势头猛增，贸易规模不断扩大，区域内交流合作明显增强[6]。项本武（2009）运用动态面板数据，结合GMM估计法，得出了双边贸易关系对中国对外投资具有显著的正向影响[7]。

王景玉（2006）运用控制论和信息论的思想来解释政治沟通，他指出政治沟通具有促进本国社会稳定、解决国际上的争端实现社会控制等功能[8]。良好的政治沟通是实现“一带一路”目标必不可少的重要成分。现有的研究将双边政治关系划分为高层互访、投资协定、政治冲突和合作伙伴关系等方面，其中高层互访是政治沟通的重要表现形式之一。任保显（2019）指出这种良好的高层互访形式的信号释放，可以有效地增加双方的信任程度，促进文化的交流，加强国与国的友好程度[9]。杨连星、刘晓光和张杰（2016）将高层互访视为一种短期的国与国之间的外交活动，并认为这种短期外交活动传递了一种政治偏好信号。他们认为这种信号是双边国家友好的一种信号[10]。魏昀妍和樊秀峰（2017）进一步证实了这种友好信号对外交活动十分重要。良好的高层互访可以改善或进一步促进国与国之间的友好关系[11]。

基于以上文献回顾，本文选取沿线国合作期待度为研究的被解释变量，选取双边贸易总额、高层互访程度为解释变量。各个指标在国泰安上的具体含义如下：

沿线国合作期待度（CoopExp）——基于互联网大数据分析技术，考察该国媒体和网民对与我国进行一带一路合作的关注度和正面评价占比，反映该国民众对双边合作的期待程度。

双边贸易总额（BilTrdAmount）——考察我国与该国贸易总额情况，反映两国双边贸易总量及水平。

高层互访程度（HighLevelVst）——考察两国高层领导互访级别和互访次数，反映两国政府高层对外来合作的重视程度与互信程度。

二、OLS模型设定

OLS（普通最小二乘）是计量分析中最基本和重要的线性回归方式，用以探究变量与变量之间的线性关系。本文利用OLS的思想，探究双边贸易总额、高层互访程度与沿线国合作期待度的线性关系。其中双边贸易总额、高层互访程度为本文的解释变量，沿线国合作期待度为被解释变量。为了避免量纲所带来的可比性问题，本文选取无量纲化处理之后的数据。为此设计如下形式的计量经济模型：y=β₀+β₁x₁+β₂x₂+μ。其中，y为沿线国合作期待度（无单位），x₁为双边贸易总额（无单位），x₂为高层互访程度（无单位），μ为随机扰动项。

三、相关试验数据

为了避免时间序列的非平稳性，在查阅和整理大量数据的基础上，在刨除缺失数据的基础上，选取国泰安上2016年的64个“一带一路”沿线国家的双边贸易总额、高层互访程度和沿线国合作期待度这三个指标的截面数据。

四、模型的建立与分析

使用STATA 15软件对数据进行OLS回归，回归结果如表1所示。

表1

根据表1显示的结果，估计模型的结果为

y=0.446+0.542x₁+0.111x₂

五、模型的检验

（一）经济意义检验

模型的估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，双边贸易总额每增加一个单位，沿线国合作期待度增加0.542个单位；在假定其他变量不变的情况下，高层互访程度每增加一个单位，沿线国合作期待度增加0.111个单位。以上相关关系符合经济常识，所以，可以认定该模型设定无经济意义上的错误。

（二）统计检验

1.非线性检验

对模型y=β₀+β₁x₁+β₂x₂+μ进行非线性检验，查看是否遗漏高阶次项，结果如下所示：

在给定显著水平α=0.05条件下，P=0.715>0.05，接受原假设，表明设定不存在误差。

2.拟合优度

使用STATA软件对新模型进行OLS回归，回归结果表2所示。

表2

由表2中的数据可以得到R²= 0.6234，修正后的可决系数为R²=0.6111。表明在沿线国合作期待度变异中，有62.34%是被双边贸易总额、高层互访程度所共同解释的。表明该模型对样本的拟合较好。

3.F检验

使用STATA软件对变量进行F检验，检验结果如下所示：

在给定显著水平α=0.05条件下，P=0.0000<0.05，拒绝原假设，说明该回归方程显著。即双边贸易总额、高层互访程度这两个变量联合起来确实对沿线国合作期待度有显著影响。

4.t检验

使用STATA软件对各变量进行T检验，在给定显著水平α=0.05条件下，P值均小于0.05，都拒绝原假设，说明每个变量都显著。

5.多重共线性检验

使用STATA软件对变量进行多重共线性检验，检验结果如下所示：

由于所有变量的VIF值没有超过一般认定的5，所以认定该模型不存在严重的多重共线性。

6.异方差检验

使用STATA软件对变量进行怀特检验，检验结果如下所示：

在给定显著水平α=0.05条件下，怀特检验的卡方统计量chi(13)=2.67，对应P值为0.3119>0.05，不能拒绝方程原假设，说明方程不存在异方差。

使用STATA软件对变量进行BP检验，检验结果如下所示：

结果表明，在给定显著水平α=0.05条件下，BP检验的卡方统计量chi(1)=0.25，对应P值为0.6163>0.05,不能拒绝方程原假设，说明方程不存在异方差。

综上所述，根据怀特检验和BP检验都可以得出结论，该模型确实不存在异方差。

六、结论

回归模型通过上述的种种检验，回归方程可决系数高，回归系数均显著。所以本模型的最终设定为y=0.446+0.542x₁+0.111x₂（n=64,R²=0.6234）。其中，y为沿线国合作期待度（无单位），x₁为双边贸易总额（无单位），x₂为高层互访程度（无单位），μ为随机扰动项。

模型的最终结果说明，在其他解释变量不变的情况下，双边贸易总额每增加一个单位，沿线国合作期待度增加0.542个单位；在假定其他变量不变的情况下，高层互访程度每增加一个单位，沿线国合作期待度增加0.111个单位。

七、政治启示

基于上述分析，本文得出以下几点启示：首先，双边贸易的友好往来（体现为双边贸易额）会促进中国与“一带一路”沿线国的合作，表现形式为“一带一路”沿线国的合作期待度增加，促进了我国“一带一路”倡议的进一步发展。所以，中国为实现和“一带一路”沿线国的合作战略，应根据沿线国家的宏观经济政策、制度环境等因素，确定符合我国发展的沿线国，加大与其的双边贸易的投入，以此增大沿线国对中国的合作期待程度，促进“一带一路”倡议的实施；再者，良好的政治沟通是解决国与国政治冲突的重要手段之一。高层互访作为政治沟通的一种方式，在促进中国与“一带一路”沿线国的合作关系上起着显著的正向影响。我国应注重这种高层之间的互访形式，良好的高层互访的信号传递，有利于提高沿线国的合作期待度，促进了“一带一路”倡议的实施。

参考文献：

[[1]]杨丽梅，翟婧帆.中国与“一带一路”沿线国家贸易网络分析[J].商业经济研究，2019(02): 119-121.

[2]Tinbergen J. Shaping the World Economy, Ap pendix VI, “An Analysis of World Trade Flows”. New York: The Twentieth Century Fund,1962.

[3]Poyhonen P. “A Tentative Model for the Volume of Trade Between Countries” [J]. Weltwirtschaftliches Archiv,1963:93-100.

[4]仇发华.“一带一路”倡议对我国进出口贸易发展的政策效应评估——基于区域差异比较分析[J].商业经济研究,2020(23):140-143.

[5]赵雨霖,林光华.中国与东盟10国双边农产品贸易流量与贸易潜力的分析——基于贸易引力模型的研究[J].国际贸易问题,2008(12):69-77.

[6]汪璟.面向中亚区域的中国对外经济合作空间探索[J].生产力研究,2020(12):116-120.

[7]项本武.东道国特征与中国对外直接投资的实证研究[J].数量经济技术经济研究,2009,26(07):33-46.

[8]王景玉.试论政治沟通[J].南都学坛,2006(02):108-115.

[9]任保显.“一带一路”框架下中国自拉美国家进口战略研究[J].中国软科学,2019(11):9-16.

[[1]0]杨连星,刘晓光,张杰.双边政治关系如何影响对外直接投资——基于二元边际和投资成败视角[J].中国工业经济,2016(11):56-72.

[[1]1]魏昀妍,樊秀峰.双边政治关系与中国对亚欧国家出口贸易增长分析——基于三元边际视角[J].国际经贸探索,2017,33(07):60-73.