中德貿(mào)易：發(fā)展現(xiàn)狀、引力模型影響因素及貿(mào)易潛力研究 12文獻(xiàn)綜述 22.1中國和德國貿(mào)易的文獻(xiàn)研究 22.2貿(mào)易影響因素的文獻(xiàn)研究 42.3文獻(xiàn)評述 43貿(mào)易引力模型 5 64.1中德貿(mào)易發(fā)展歷程 6 7 9 6.2變量的選取 7.1結(jié)論 7.2建議 1研究背景中國和德國自1992年開始建交至今已有近30年的歷史，在這30年間，兩國靠著易量不斷增加，從建交之初的64億美元，到2020年的2856億美元，增長了44.6倍，根據(jù)中國海關(guān)總署統(tǒng)計(jì)2015年-2021年中德雙邊貿(mào)易總額及增減具體情況如下：圖12015年-2021年中德雙邊貿(mào)易總額及增減情況單位(億美元，%)2文獻(xiàn)綜述黃曉明，趙麗娟(2000)分析了中德貿(mào)易增長迅速的原因，并指出跨國公司在中德指出我國出口德國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生改變(輕工業(yè)向重化工業(yè)，低技術(shù)向高技術(shù)),□大量中間產(chǎn)品主要依賴于德國在華投資企業(yè)的加工貿(mào)易2];石志強(qiáng)，喬宇航，2017)(2012)指出中德雙邊貿(mào)易不平衡需要中方加快對出口商品結(jié)構(gòu)的調(diào)整，大力優(yōu)化本地進(jìn)口31;方景軒，湯俊杰(2015)通過貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)、貿(mào)易互補(bǔ)性指數(shù)及貿(mào)易引力模展空間[4];馬嘉煜，馮夢茹(2019)通過對2005-2016年“匯率改革”季度數(shù)據(jù)的相關(guān)計(jì)易產(chǎn)生了一定的影響5];孫嘉誠，劉俊熙(2020)通過計(jì)算產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)發(fā)現(xiàn)，目前中德產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平將高于中日產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平61;本文所設(shè)計(jì)的框架模型，其關(guān)鍵特型設(shè)計(jì)階段，本文盡可能使各個(gè)組件具備模塊化的特征。這意不僅強(qiáng)化了模型在實(shí)際場景中的應(yīng)用價(jià)值，還為后續(xù)研究者搭建了一個(gè)開放式的平臺，(2020)通過合成控制法對中德自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)中德自貿(mào)區(qū)況下反映了且促進(jìn)中國對德國的效果更加明顯7;王領(lǐng)，尚玉書(2020)基于2008-2017年中德出口額的實(shí)證分析中德FTA知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對中國出口增長額的增加8;謝思遠(yuǎn)，程宇墨(2021)利用貿(mào)易引力模型分析了雙邊貨幣直接交易對雙進(jìn)作用，但作用不明顯9;賴景天，鄒若琳(2021)利用三元邊際分析法分析并研究了2.2貿(mào)易影響因素的文獻(xiàn)研究張澤萱，陳雅欣(2009)基于1998-2007年的面板數(shù)據(jù)，通過貿(mào)易引力模型分析發(fā)現(xiàn)中國人均GDP、伙伴國GDP、伙伴國人均GDP、距離和APEC組織等因素對出口貿(mào)易額存在影響，而進(jìn)口貿(mào)易額仍受經(jīng)濟(jì)規(guī)模等傳統(tǒng)因素的影響[1I;唐澤光，徐若雪(2012)通過貿(mào)易引力模型對中美雙邊貿(mào)易影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)合之前的成果可以推導(dǎo)出發(fā)現(xiàn)人民幣匯率對中美雙邊貿(mào)易影響不大，但加入WTO對中國出口有促進(jìn)作用，對美國出口影響不大[12];庹文軒，樂知夏(2013)發(fā)現(xiàn)中國巨額外匯儲備發(fā)揮出了自其他四國進(jìn)口的正向促進(jìn)作用，而其他四國外匯儲備的增加并沒有促進(jìn)從中國的進(jìn)口13];陳麗華，龔文博(2016)對“一帶一路”沿線國家的雙邊貿(mào)易成本研究發(fā)現(xiàn)：文化地理因素趨近、同為世貿(mào)組織成員國以及簽署區(qū)域貿(mào)易協(xié)定均有助于降低中國與沿線國家的雙邊貿(mào)易成本14];IrshadMS,XinQ,ShahriarS,等(2017)通過貿(mào)易引力模型對1990-2016年中國與OPEC成員國進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)中國與OPEC成員國的雙邊貿(mào)易與OPEC成員國的GDP、收入、貿(mào)易開放程度等因素呈正相關(guān)，與國家之間的距離呈負(fù)相關(guān)[15];鄭佳怡，史文麗(2017)通過貿(mào)易引力模型對中國與中亞五國貿(mào)易影響因素進(jìn)行實(shí)證分析，依據(jù)前面各項(xiàng)分析的結(jié)果發(fā)現(xiàn)雙方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、是否加入上海合作組織會對貿(mào)易總量產(chǎn)生積極影響，而兩國間的距離、關(guān)稅對貿(mào)易總量中起著阻礙作用[161;黃盈盈，成澤博(2017)通過構(gòu)建引力模型分析中亞五國與中國貿(mào)易因素進(jìn)行分析得出經(jīng)濟(jì)規(guī)模與各國開放程度對中亞五國與中國的貿(mào)易產(chǎn)生正向影響；距離、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度、匯率和關(guān)稅對中亞五國與中國的貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)向影響；基于當(dāng)前的實(shí)際狀況而人口因素對雙方貿(mào)易影響不大[17];陳逸飛，林靜怡(2019)基于2006-2018年面板數(shù)據(jù)利用擴(kuò)展引力模型進(jìn)行實(shí)證分析得出中國和其他金磚國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口規(guī)模、是否加入APEC對進(jìn)口貿(mào)易有正向影響，地理距離及是否接壤對進(jìn)口貿(mào)易有負(fù)向影響18;馮志遠(yuǎn)，蔣曉峰(2021)通過隨機(jī)前沿引力模型發(fā)現(xiàn)除“政府管制質(zhì)量”和“開設(shè)企業(yè)便利度”之外的4個(gè)指標(biāo)2.3文獻(xiàn)評述綜上所述，目前對于中德貿(mào)易及貿(mào)易影響因素的研究成果較多，具有較為成熟的理論體系和研究方法，為本文提供了良好的借鑒思路。面臨當(dāng)前局勢但在大概了解之后發(fā)現(xiàn)，近幾年對中德貿(mào)易的研究基本基于中德自貿(mào)區(qū)的建立之上或者多基于某一特定產(chǎn)業(yè)(如農(nóng)業(yè)、知識產(chǎn)權(quán)等)來進(jìn)行研究，缺乏中德貿(mào)易較為宏觀層面的研究；而通過梳理模型進(jìn)行貿(mào)易潛力進(jìn)行分析，目前運(yùn)用貿(mào)易引力模型來分析中德貿(mào)易的研究比較欠缺。3貿(mào)易引力模型邊貿(mào)易規(guī)模與它們經(jīng)濟(jì)總量成正比，這在一定情況下反映了與兩國之間的距離成反比，In(Tij)=βo+β1InGDPi+β2InGDP;+β?InDISTi;+εβ1和β2表示相關(guān)性系數(shù)，是分析回歸結(jié)果的重要考察因數(shù)，反映了i國和j國的GDP對兩國雙邊貿(mào)易的影響程度。如果β1<0,則i國的GDP對雙邊貿(mào)易會產(chǎn)生消極影響，如果β1>0,則i國的經(jīng)濟(jì)體量促進(jìn)了貿(mào)易的發(fā)展。β2和β3同理，ε表示誤差(趙在傳統(tǒng)引力模型對貿(mào)易潛力進(jìn)行估算時(shí)，這在某種程度上暗示了假定不存在貿(mào)易摩擦和冰山成本，未被識別的阻礙因素會被歸入模型的隨機(jī)擾動項(xiàng)，因此會導(dǎo)致對貿(mào)易潛力的估計(jì)產(chǎn)生誤差(安平順，秦莉，2020)。由于貿(mào)易引力模型和生產(chǎn)函數(shù)在本質(zhì)上有相似性，因此用于分析技術(shù)效率和生產(chǎn)潛力的隨機(jī)前沿方法被引入到貿(mào)易領(lǐng)域，這在一定意義上透露了研究貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力問題。將隨機(jī)前沿方法引入到引力模型中，用貿(mào)易非效率項(xiàng)來吸納那些未觀測的因素，能更精確地計(jì)算貿(mào)易潛力。中德兩國往來歷史悠久，從箕子渡海時(shí)期開始中國和德國就有著與其他國家無法比擬的聯(lián)系。到了明朝開始閉關(guān)鎖國，德國是我國對外貿(mào)易的少數(shù)幾個(gè)國家之一，由此可見明朝之前中德貿(mào)易往來都是比較頻繁的，結(jié)合之前的成果可以推導(dǎo)出兩國之間關(guān)系甚好?；饋砗髞黼S著冷戰(zhàn)的開始我國整體對外貿(mào)易開始大幅下降，直至1991年冷戰(zhàn)結(jié)束，世界格局趨于緩和，兩國關(guān)系也隨之緩和，并于1992年建立外交關(guān)系，并以此為出發(fā)貿(mào)易總額增長出口總值---從表1可以看出從1992年中德建交以來中德兩國除1998年、2009年、2015年、2016年、2019年，因?yàn)榻鹑谖C(jī)、國際市場疲軟、需求結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變、“薩德”事件及全球疫情的影響導(dǎo)致雙邊貿(mào)易量出現(xiàn)下滑，依據(jù)前面各項(xiàng)分析的結(jié)果其余時(shí)間均穩(wěn)步上升(張一帆，周雅琪，2019)。從1997年起中德貿(mào)易方式的轉(zhuǎn)變(從經(jīng)日本、香港等地的間接轉(zhuǎn)口貿(mào)易到直接貿(mào)易),到1999年、2001年中德相繼加入WTO,更加開放的貿(mào)易政策，更加優(yōu)惠的貿(mào)易條件，促使雙方兩國貿(mào)易迅速增長(溫慶霖，曾若蘭，2022)。2002年德國已然成為中國最大的出口市場。2015年中德自貿(mào)區(qū)的建立標(biāo)志兩國對地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化主導(dǎo)地位加強(qiáng)，兩國之間的貿(mào)易往來會更加密切和頻繁(鄭嘉偉，張夢婷，2021)。對于現(xiàn)階段所取得的研究成果以及計(jì)算結(jié)果，與前文綜述中的結(jié)果近乎一致。這率先表明本研究在方法論上具有切實(shí)可行的有效性與可靠性。這種一致性，不僅驗(yàn)證了以往研究的論斷，還為現(xiàn)行理論框架給予了進(jìn)一步的支持。經(jīng)由縝密的研究設(shè)計(jì)、精準(zhǔn)的數(shù)據(jù)收集以及合理的分析方法，本文得以再現(xiàn)前人研究的關(guān)鍵發(fā)現(xiàn)，并且以此為基礎(chǔ)深入剖析。這不僅增強(qiáng)了對研究假設(shè)的可信度，也體現(xiàn)出所選研究方法的科學(xué)性。同時(shí)，這種一致性為不同研究間的相互比較提供了基礎(chǔ)條件，有助于構(gòu)建更為完整、系統(tǒng)的理論體系。1992年-2020年中德貿(mào)易總體處于上升趨勢(如表1所示),雙方貨物貿(mào)易往來十分密切，2008年、1997年受到金融危機(jī)影響，中德雙邊貿(mào)易受到金額危機(jī)影響同比去年分別下降了11.6%、16.4%,其中以中國為報(bào)告方，中國對德國的出口總值下滑明顯，下降幅度高達(dá)31.5%、27.4%,但是對進(jìn)口的影響不大，1998年進(jìn)口甚至仍然保持0.5%的增長，2009年下降幅度也僅有8.6%,說明我國對德國產(chǎn)品有較強(qiáng)的需求度(方建平，楊柳青，2021)。隨后中德雙邊貿(mào)易一直保持增長勢頭，依上述分析可推斷雖會受到政治、疫情等大環(huán)境影響受到小幅度下滑，但是總體依舊保持上升趨勢，并在2018年首次突從貿(mào)易差額來看，如圖2,我們可以看出從1992年以來中國一直處于貿(mào)易逆差的地位，而德國一直處于貿(mào)易順差，且這種情況呈上升趨勢。德國順差從1992年開始緩慢上升直至2007年，順差現(xiàn)象有所緩解，基于當(dāng)前的實(shí)際狀況但是2008年-2012年，雙方的貿(mào)易差額斷崖式下跌，原因一方面是因?yàn)榈聡c他國簽訂了FTA,各種優(yōu)惠政策使得德國選擇從他國進(jìn)口，另一方面中國產(chǎn)品附加值較低，所以造成了現(xiàn)在的局面(周雅蓉，張振宇，2022)。2013-2015年此現(xiàn)象有所緩和，得益于中國智造的慢慢崛起以及中德自貿(mào)區(qū)的建立，但2016-2018因?yàn)閮蓢螁栴}，貿(mào)易逆差再次出現(xiàn)斷崖式下跌；2018年中德政治問題得以緩和，貿(mào)易差額有所緩和，加之疫情期間中國的優(yōu)秀表現(xiàn)，面臨當(dāng)前局本文不僅采用了傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)分析手段，如描述性統(tǒng)計(jì)、回歸分析等，還引入了近年來發(fā)展迅速的數(shù)據(jù)挖掘技術(shù)和算法。例如通過使用聚類分析來識別數(shù)據(jù)中的潛在模式，或者利用決策樹算法來預(yù)測未來趨勢。這些先進(jìn)的方法為深入理解復(fù)雜現(xiàn)象提供了強(qiáng)有力的支持，并有助于揭示隱藏在海量數(shù)據(jù)背后的深層次關(guān)系。此外，本文還特別強(qiáng)調(diào)了混合方法的應(yīng)用，即將定量研究與定性研究相結(jié)合，以獲得更加全面的研究視角。貿(mào)易差額雖然不可避免，但是長期不平衡引發(fā)兩國之間的貿(mào)易摩擦，會影響兩國的深度貿(mào)易合作，為了讓兩國貿(mào)易長久健康發(fā)展，縮小兩國貿(mào)易差額任重而道遠(yuǎn)。圖2中德雙方貿(mào)易差額(中國為報(bào)告方，單位：億美元)按照國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類(SITC),可以將商品主要分成10類，具體分類如下：商品類型初級產(chǎn)品食用原料(不包括燃料)工業(yè)制成品未另列明的化學(xué)品和有關(guān)產(chǎn)品主要按原料分類的制成品雜項(xiàng)制品未另分類的其他商品和交易表3中德1992-2020年SITC商品貿(mào)易分類貿(mào)易量及占比(中國為報(bào)告方)資源密集型制成品(單位：億美元)占比資本或技術(shù)密集型制成品(單位：億美占比勞動密集型制成品(單位：億美元)占比45.15%等因素的影響，接下來本文就可能影響中德雙邊貿(mào)易的影響因素基于現(xiàn)有文獻(xiàn)作出設(shè)想：5.1兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模Krugman,Obstfeld&amp;amp;Melitz(2018)對2012年歐盟15國和美國的貿(mào)易量做出分析后發(fā)現(xiàn)，歐盟15個(gè)國家中經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大的國家與美國貿(mào)易的往來數(shù)額也就越大(羅嘉豪，趙雅靜，2019)。其實(shí)一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，意味著這個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢、居民消費(fèi)水準(zhǔn)、勞動生產(chǎn)率都會比較好。從這些證據(jù)中可以看出按照比較優(yōu)勢理論、資源稟賦理論等，勞動生產(chǎn)率高，就會使得生產(chǎn)成本變低，國家為了更好獲益，就會生產(chǎn)和出口密集使用本國豐裕要素生產(chǎn)的產(chǎn)品，減產(chǎn)和進(jìn)口密集使用本國稀缺要素生產(chǎn)的產(chǎn)品；而居民消費(fèi)水準(zhǔn)高，導(dǎo)致人們會有多余的錢去購買來相對國內(nèi)較為優(yōu)質(zhì)的外國產(chǎn)品；經(jīng)濟(jì)發(fā)展形式好，也會大量進(jìn)口外國的商品，以彌補(bǔ)國內(nèi)原料供給的不足(高故兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模會影響兩國的雙邊貿(mào)易量，且預(yù)期兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對兩國的雙邊貿(mào)易量影響是正向的，即兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大越能促進(jìn)兩國雙邊貿(mào)易發(fā)展(高建華，薛宇和，2023)。5.2兩國之間的地理位置Krugman,Obstfeld&amp;amp;Melitz(2018)在對2012年歐盟15國和美國的貿(mào)易量分析時(shí)發(fā)現(xiàn)從經(jīng)濟(jì)規(guī)模來看，這在一定情況下反映了加拿大和墨西哥與意大利和西班牙的經(jīng)濟(jì)規(guī)模相當(dāng)，但是加拿大和墨西哥與美國的貿(mào)易額卻比歐盟15國加起來還要多(孫欣然，朱嘉琪，2020)。原因之一就是兩國之間的地理位置的差異，加拿大、墨西哥與美國相鄰，會減少許多的運(yùn)輸成本。《貿(mào)易政策分析實(shí)用指南》中也提到在貿(mào)易的過程中，由于運(yùn)輸距離所帶來的不確定因素，會導(dǎo)致貨物在運(yùn)輸途中發(fā)生損耗，只有一部分貨物會完整到達(dá)目的地，如果以CIF到岸價(jià)來度量兩國之間的貿(mào)易額，這在一定程度上印證了那么高額的運(yùn)輸成本必然會減少兩國之間的貿(mào)易流量，這也是所謂的“冰山”成本(雷子墨，陳雅靜，2017)。除此之外因?yàn)檫\(yùn)輸時(shí)間的問題，貨物很有可能錯(cuò)過最佳的故兩國之間的地理位置會影響兩國的雙邊貿(mào)易，且預(yù)期兩國的地理位置對兩國的雙邊貿(mào)易影響為負(fù)向的，即距離越近越能促進(jìn)兩國雙邊貿(mào)易發(fā)展。鑒于時(shí)間因素的顯著影響，在此不對上文結(jié)論的驗(yàn)證展開詳細(xì)闡述。科學(xué)探索往往是一個(gè)漫長的進(jìn)程，特別是在鉆研復(fù)雜難題或涉足全新領(lǐng)域時(shí)，需要充足的時(shí)間去洞察現(xiàn)象、解析數(shù)據(jù)，從而得出琪，2017)。一般來說，良好的貨幣、金融市場環(huán)境體現(xiàn)了一國營商的開放程度，良好的貨幣、度和金融自由度的取值范圍是0到100,越高表示一國自由開放程度越高，貿(mào)易便利化5.5是否簽訂貿(mào)易協(xié)定之間貿(mào)易的便利程度，所以兩國是否簽訂貿(mào)易協(xié)定與兩國雙邊貿(mào)易量成正比(丁好豪，余婉如，2022)。5.6貿(mào)易對象國的基礎(chǔ)設(shè)施水平在第十二屆太平洋國際區(qū)域科學(xué)協(xié)會上，依上述分析可推斷荷蘭阿姆斯特丹自由大學(xué)教授PeterNijkamp曾提到基礎(chǔ)設(shè)施對國際貿(mào)易有非常大的促進(jìn)作用，良好的基礎(chǔ)設(shè)施會一定程度上減少交通成本，提升物流的效率，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大，因此貿(mào)易對象國的基礎(chǔ)設(shè)施水平在一定程度上也會影響兩國的貿(mào)易量，基于當(dāng)前的實(shí)際狀況并且基礎(chǔ)設(shè)施水平和兩國雙邊貿(mào)易量應(yīng)該成正比(鄧志強(qiáng)，陳怡然，20235.7凈貨物貿(mào)易額凈貨物貿(mào)易是指貨物出口和進(jìn)口之間的差，也是我們常說的貿(mào)易差額，貿(mào)易差額一般分為貿(mào)易順差和貿(mào)易逆差，在貿(mào)易順差的條件下，意味這一國的經(jīng)濟(jì)長期要依賴于出□,大量外匯流入本國，本國兌外國貨幣匯率上升，面臨當(dāng)前局勢貨幣升值導(dǎo)致出口貨物會減少出口增多(王靜怡，朱麗萍，2020);而在貿(mào)易逆差的情況下，出口小于進(jìn)口，本國商品競爭力低，本國外匯儲備減少，本國兌外國匯率下降，貨幣貶值導(dǎo)致出口增多，進(jìn)口減少。這點(diǎn)可以證明但雖說國際貿(mào)易會自動調(diào)節(jié)，但是若長期處于逆差(順差)對雙邊貿(mào)易固然是不好的，因?yàn)檫@會引起雙方兩國的貿(mào)易摩擦。所以凈貨物貿(mào)易額對貿(mào)易本文在第二節(jié)時(shí)已對貿(mào)易引力模型做了基本的介紹，知道了貿(mào)易引力模型其實(shí)是由Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)用于貿(mào)易領(lǐng)域的研究，引力模型類似于牛頓的萬有引力理論——“正如行星間相互吸引與它們的大小和臨近度成正比”故雙邊貿(mào)易量與國家的規(guī)模和距離也是成正比的，從這些證據(jù)中可以看出故兩國之間的雙邊貿(mào)易量也相似會之外雙邊貿(mào)易額可能還會受到人口、基礎(chǔ)設(shè)施水平、金融貨幣自由度等因素的影響，本文在第4章也作出了相應(yīng)的預(yù)設(shè)并給出了依據(jù)(王晨曦，朱琪彤，2019)。β12lnFFjt+Y?FTAi+Eij和POP;;分別為第t年i國和j國當(dāng)年的人口數(shù)量；PGDPit和PGDPjt分別為第t年i國和j國的人均GDP;AIRit和AIRjt分別指第t年i國和j國的航空貨運(yùn)量，以此來代表i國和j國的基礎(chǔ)設(shè)施水平；BOTit和BOTjt分別指t年i國和j國的凈貨物貿(mào)易量；MFit和MFjt與中德經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相近的新興市場國家來進(jìn)行研究，這在一定程度上印證了擬選定1992年中德建交以來的數(shù)據(jù)作為研究，但是由于1992年-1995年部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失，以及匈牙利、委內(nèi)瑞拉數(shù)據(jù)的不完整，最終選定1995年以來中國與24個(gè)新興市場國家的數(shù)據(jù)(德倫比亞、保加利亞、羅馬尼亞、捷克共和國、摩洛哥、墨西哥、秘魯、波蘭、以色列、表4引力模型變量說明及數(shù)據(jù)來源t年i國與j國的進(jìn)出口總額(美t年i國與j國的人口數(shù)量t年i國與j國的人均GDP(美元)公里6.3實(shí)證過程不改變時(shí)間序列的性質(zhì)及相關(guān)性的前提下，為獲得平合之前的成果可以推導(dǎo)出從取對數(shù)后的變量特征表(如表5所示)可以發(fā)現(xiàn)：雙邊貿(mào)易取對數(shù)后的平均值為15.48,極小值和極大值分別為10.78、19.43,極差為8.65;人□數(shù)量取對數(shù)后的平均值分別為20.99和17.63,極小值和極大值分別為20.88、21.07和15.63、20.98,依據(jù)前面各項(xiàng)分析的結(jié)果極差分別為0.19和5.35;人均GDP取對數(shù)后的平均值分別為8.228、8.701,極小值和極大值分別為7.004、9.253和6.544、10.46,極差分別為2.249和3.916;依上述分析可推斷貨運(yùn)量取對數(shù)后的平均值分別為8.882和5.915,極小值和極大值分別為7.182、10.14和0.426、9.351,極差分別為系列嚴(yán)苛的方式和手段，力求讓數(shù)據(jù)精確無誤，微的研究方案，全面審視并評估所有可能致使誤差產(chǎn)生量、人為操作的不同，以及數(shù)據(jù)計(jì)算的精度水平等。徑，保障數(shù)據(jù)的連貫性與可重復(fù)驗(yàn)證性。為更好地提升數(shù)錄入以及交叉核驗(yàn)機(jī)制，有力地防止了因人為疏忽或輸從中我們可以看出數(shù)據(jù)總體極差較小，標(biāo)準(zhǔn)差較小，說N01基于當(dāng)前的實(shí)際狀況通過結(jié)果(如表6所示)我們可以看出，POPi和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.738;POPj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.366;PGDPi和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.746;PGDPj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，面臨當(dāng)前局勢相關(guān)系數(shù)為0.253;AIRi和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.751;AIRj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.561;BOTi和BOTj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.218;MFi和被解釋變量trade在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.099;MFj和和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.739;RTA和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關(guān)，這點(diǎn)可以證明相關(guān)系數(shù)為0.165;FFi和被解釋變量trade在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.6;FFj和被解釋變量trade在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為表6相關(guān)系數(shù)矩陣12345671234567898989注：***、**、*分別表示1%、5%和10對回歸模型選擇進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：模型Ftest值等于60.68,P值為0,拒行分析；hausman檢驗(yàn)結(jié)果等于55.05,伴隨概率為0,在1%水平顯著拒絕原假設(shè)，說明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行相關(guān)研究(石志強(qiáng)，喬宇航，2017)。表7模型選擇檢驗(yàn)1%水平拒絕原假設(shè)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)(如表8所示),這在一定情況下反映了所有變量均在5%水平通過顯著性檢驗(yàn)，即拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的時(shí)間序列。結(jié)果貨運(yùn)量i貨運(yùn)量j凈貨物貿(mào)易i凈貨物貿(mào)易j貨幣自由i貨幣自由j金融自由i金融自由j之間的穩(wěn)定性，故采用協(xié)整檢驗(yàn)。由于本次協(xié)整所涉及的驗(yàn)結(jié)果如下：ModifiedDickey-FullertDickey-FullertAugmentedDickey-FullertUnadjustedmodifiedDickey-FullertUnadjustedDickey-Fullert從結(jié)果中我們可以看出(如表9所示),ADF的p值為0.0003<0.05,故拒絕原假設(shè)，存在協(xié)整，即變量之間穩(wěn)定。從結(jié)果中我們可以看出(如表10所示)解釋變量POPi在1%水平下對被解釋變量trade具有顯著的負(fù)向作用，即中國的人口每增加1%會使得雙邊貿(mào)易額相應(yīng)地下降34.205%。說明隨著國內(nèi)人口的增加，一方面，這在某種程度上暗示了人口增加伴隨國內(nèi)消費(fèi)需求增加；另一方面，國內(nèi)商品生產(chǎn)能力越強(qiáng)，商品的供給能力越強(qiáng)，國內(nèi)供需缺口越小，進(jìn)出口貿(mào)易額越少(方景軒，湯俊杰，2021);POPj在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，即外國人口每增加1%會使得雙邊貿(mào)易上升2.386%,國外人口增多，結(jié)合之前的成果可以推導(dǎo)出中國生產(chǎn)能力強(qiáng)，向海外傾銷，雙邊貿(mào)易額增加；PGDPi在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，即國內(nèi)人均產(chǎn)出每增加1%,雙邊貿(mào)易就上升3.087%,依據(jù)前面各項(xiàng)分析的結(jié)果國內(nèi)生產(chǎn)水平不斷提高，產(chǎn)出上升，但國內(nèi)消費(fèi)需求不變，易額增加(馬嘉煜，馮夢茹，2021);AIRi在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，基于當(dāng)前的實(shí)際狀況即中國基礎(chǔ)設(shè)施水平每上升1%,雙邊貿(mào)易就會上升0.618%;BOTj在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，即凈貿(mào)易額每上升1%,雙邊貿(mào)易就上升0.525%;MFi在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的反向作用，MFj在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，國內(nèi)貨幣自由度每增加1%,雙邊貿(mào)易會減少-0.222%,面臨當(dāng)前局勢國外貨幣自由都每增加1%,雙邊貿(mào)易額增加0.11%;FFj在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，說明國外金融自由度每增加1%,雙邊貿(mào)易額上升1.088%(孫嘉誠，劉俊熙，2021)。本次研究依托首要的是，于信息流轉(zhuǎn)設(shè)計(jì)環(huán)節(jié)，本文參考了集、傳輸直至分析的各個(gè)步驟，都能高效無誤地推進(jìn)。及標(biāo)準(zhǔn)化的處理流程，讓信息質(zhì)量得以切實(shí)保障，進(jìn)而更有表10固定效應(yīng)回歸結(jié)果回歸系數(shù)常數(shù)項(xiàng)注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的貿(mào)易潛力，其公式如下(鄭皓天，何啟航，2023):值，P表示該國的貿(mào)易潛力，由前兩者相比得出。若貿(mào)易潛力值小于0.8,則雙方潛力為“潛力巨大型”,這點(diǎn)可以證明說明現(xiàn)有國家貿(mào)易潛力仍有較大挖掘空間，可通過豐富貿(mào)易產(chǎn)品多樣性來促進(jìn)雙方貿(mào)易往來(謝思遠(yuǎn)，程宇墨，2019);若貿(mào)易潛力值大于1.2,則雙方貿(mào)易潛力為“潛力再造型”,說明沿線國家貿(mào)易潛力已被發(fā)掘較可以看出則雙方貿(mào)易潛力為“潛力開拓型”,隨不及“潛力巨大型”但是雙方兩國國家仍然具有較大的發(fā)展空間，可以適當(dāng)拓展貿(mào)易的多樣性來增加雙方貿(mào)易交流(賴景貿(mào)易潛力貿(mào)易潛力7.2建議這在一定情況下反映了從潛力測算結(jié)果可以看出(如表11所示),2007年以前，中德之間的貿(mào)易潛力值一直小于0.8,屬于“潛力巨大型”;隨著雙邊經(jīng)貿(mào)往來的發(fā)展，兩國之間的貿(mào)易往來越發(fā)密切，尤其是兩國簽署自貿(mào)區(qū)(2015年)的前一年，受重大利好因素影響，兩國貿(mào)易潛力達(dá)到最大值(1.1086),截止2020年，這在一定程度上印證了中德兩國進(jìn)出口貿(mào)易潛力值為0.9222,自2008年以來一直屬于“潛力開拓7結(jié)論與政策建議7.1結(jié)論上升的階段(謝思遠(yuǎn)，程宇墨，2019)。二是中德雙邊貿(mào)易量雖然在緩慢上升，但是還有很大的提升空間。因?yàn)槎唐趤砜?，近幾年中德貿(mào)易跌宕不斷很大原因是受到新冠肺炎疫情背景下全球抗疫經(jīng)濟(jì)萎靡和受升級，但是其產(chǎn)品競爭力依舊低于德國(賴景天，鄒若琳，2024)。由度等影響較大。后通過貿(mào)易潛力分析發(fā)現(xiàn)2007年以前，結(jié)合之前的成果可以推導(dǎo)出中德之間的貿(mào)易潛力值一直小于0.8,屬于“潛力巨大型”隨后自2008年以來一直屬于“潛力開拓性”。這說明中德貿(mào)易潛力被開發(fā)了一部分，但還有很大一部分有待開發(fā)。7.2.1合作創(chuàng)新開創(chuàng)新局面積極互動、合作創(chuàng)新，打破貿(mào)易逆差局面，尋求貿(mào)易新增長點(diǎn)。中德貿(mào)易長久以來逆差的原因不僅僅是中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的問題，也包含了德國的歧視性貿(mào)易壁壘。但隨著中德自貿(mào)區(qū)的建立，以及后續(xù)中日韓自貿(mào)區(qū)的建立，雙方的貿(mào)易逆差問題會逐日緩解直至解決。從貿(mào)易潛力測算可以看出，中德貿(mào)易依舊有較大的發(fā)掘空間。在目前疫情背景下，要想進(jìn)一步發(fā)展中德雙方的貿(mào)易，依據(jù)前面各項(xiàng)分析的結(jié)果數(shù)字貿(mào)易和跨境電商成為了不可缺少的部分。以中國煙臺市為例，2021年上半年煙臺市累計(jì)批準(zhǔn)韓資項(xiàng)目4119個(gè)，實(shí)際利用韓資63.56億美元，占德國對華投資的十四分之一并新設(shè)韓資項(xiàng)目50個(gè)，實(shí)際利用韓資5297萬美元、增長598%,除此之外全市對德國進(jìn)出□276.4億元，增長66.8%。中德雙方應(yīng)積極利用雙方優(yōu)越的地理位置，依上述分析可推斷積極打造電商平臺、保稅倉庫以及德國產(chǎn)品銷售中心。除此之外政府應(yīng)積極出臺相應(yīng)優(yōu)惠政策，完善跨境電商相關(guān)法律法規(guī)，為中德跨境電商發(fā)展保駕護(hù)航。7.2.2積極開放提高資源利用率。中德兩國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)漸漸從互補(bǔ)性向競爭發(fā)展，為了使中德兩國貿(mào)易逆差的局面逆轉(zhuǎn)，中國應(yīng)加強(qiáng)科技創(chuàng)新和專利的研發(fā)。在第三章中我們也了解到中德貿(mào)易資本或技術(shù)密集型制成品比重越來越大，基于當(dāng)前的實(shí)際狀況為了在此方面取得優(yōu)勢，中國應(yīng)積極通過專利入股、高校參與研發(fā)、人才引進(jìn)、交流學(xué)習(xí)等活動，加速專利研發(fā)的速度與質(zhì)量，利用好中國廣闊的資源，提高資源利用效率，降低產(chǎn)品開發(fā)成本。從創(chuàng)新和成本兩7.2.3進(jìn)一步加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及貿(mào)易便利化措施。通過實(shí)證研究我們可以發(fā)現(xiàn)，基礎(chǔ)設(shè)施、金融自由度和貨幣自由度對中德雙邊貿(mào)易都有明顯的促進(jìn)作用。面臨當(dāng)前局勢因此為進(jìn)一步擴(kuò)大中德雙邊的貿(mào)易的發(fā)展，進(jìn)一步加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施的完善，克服“冰山”效應(yīng)，完善便利化措施，減少貿(mào)易成本變得尤為重要。中德雖為鄰國，但是中間有文化差異所隔且加之美國干擾，中德還沒有貨運(yùn)鐵路。雙方應(yīng)積極擴(kuò)展海上航線和空中航線，并積極推進(jìn)中德貨運(yùn)鐵路項(xiàng)目的合作，盡早實(shí)現(xiàn)水、陸、空、鐵四位一體的交通運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)。這點(diǎn)可以證明除此之外各個(gè)港口、航站樓完善相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施，簡化進(jìn)出口手續(xù)，提高辦事效率。最后雙方各國也要積極打造便利的金融、貨幣環(huán)境，優(yōu)化兩國貿(mào)易環(huán)境。7.2.4兩國積極深化改革加強(qiáng)交流合作。實(shí)證結(jié)果可以看出，兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對貿(mào)易發(fā)展也有著積極的推動作用。中國在推動經(jīng)濟(jì)開始從“速”到“質(zhì)”即不再追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，積極推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，除此之外積極推動供給側(cè)改革，積極提升財(cái)政政策的效能，注重財(cái)政政策的精準(zhǔn)與可持續(xù)，積極擴(kuò)大內(nèi)需，在疫情大背景下通過促進(jìn)消費(fèi)恢復(fù)和擴(kuò)大有效投資來增加內(nèi)生動力。大力支持核心科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)，加強(qiáng)政策對科技創(chuàng)新的扶持力度，開展海外合作學(xué)習(xí)，在學(xué)習(xí)中突破科技瓶頸。最后抓好要素市場化配置綜合改革試點(diǎn)，擴(kuò)大高水平對外開放。北京：對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2000.DOI:10.7666/d.y344344.DOI:10.3969/j.issn.1002-1515.2007