【《基礎設施水平對中墨貿(mào)易流量的實證研究》15000字（論文）】

基礎設施水平對中墨貿(mào)易流量的實證研究 12文獻綜述 2 22.2貿(mào)易影響因素的文獻研究 2.3文獻評述 43貿(mào)易引力模型 54中墨貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀 6 6 7 9 6.1模型的構(gòu)建 6.3實證過程 7結(jié)論與政策建議 7.1結(jié)論 21研究背景中國和墨西哥自1992年開始建交至今已有近30年的歷史，在這30年間，兩國靠貿(mào)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)中國海關總署統(tǒng)計2015年-2021年中墨雙邊貿(mào)易總額及增減具體情況如下：圖12015年-2021年中墨雙邊貿(mào)易總額及增減情況單位(億美元，%)2文獻綜述李志，王雅婷(2000)分析了中墨貿(mào)易增長迅速的原因，并指出跨國公司在中墨貿(mào)指出我國出口墨西哥的貿(mào)易結(jié)構(gòu)已經(jīng)發(fā)生改變(輕工業(yè)向重化工業(yè)(2012)指出中墨雙邊貿(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)化本地進口3;孟天宇，王靜怡(2015)通過貿(mào)易結(jié)合度指數(shù)、貿(mào)易互補性指數(shù)及貿(mào)易引力模型指出中墨貿(mào)易中墨貿(mào)易結(jié)合指數(shù)較高，兩國的貿(mào)展空間4;顧浩然，盛子涵(2019)通過對2005-2016年“匯率改革”季度數(shù)據(jù)的相關計對中墨雙邊貿(mào)易產(chǎn)生了一定的影響5;陳子凡，楊柳青(2020)通過計算產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指并揭示其內(nèi)在的規(guī)律與潛在關聯(lián)。盡管本研究已取得初通過合成控制法對中墨自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易創(chuàng)造效應進行實證研究，發(fā)現(xiàn)促進中國對墨西哥的效果更加明顯7;王領，尚玉書(2020)基于2008—2017年中墨出□額的實證分析中墨FTA知識產(chǎn)權保護對中國出口增長三元邊際影響，發(fā)現(xiàn)隨著自由加8;林俊逸，何夢婷(2021)利用貿(mào)易引力模型分析了雙邊貨幣直接交易對雙方貿(mào)易作用不明顯9;沈浩然，朱怡婷(2021)利用三元邊際分析法分析并研究了中墨雙方農(nóng)產(chǎn)有不同；中對韓農(nóng)產(chǎn)品出口的擴展邊際不平衡，這在一定尺2.2貿(mào)易影響因素的文獻研究陳凱茜，成俊天(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，而進口貿(mào)易額仍受經(jīng)濟規(guī)模等傳統(tǒng)因素的影響[!1;成天羽率對中美雙邊貿(mào)易影響不大，但加入WTO對中國出口有促進作用，對美國出口影響不大12;仲澤楷，柯曉蕓(2013)發(fā)現(xiàn)中國巨額外匯儲備發(fā)揮出了自其他四國進口的正向促進作用，而其他四國外匯儲備的增加并沒有促進從中國的進□13];丁澤彤，郭文天 (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,SOPEC成員國進行實證研究，發(fā)現(xiàn)中國與OPEC成員國的雙邊貿(mào)奇瑤(2017)通過貿(mào)易引力模型對中國與中亞五國貿(mào)易影響因素進行實證分析，根據(jù)前影響，而兩國間的距離、關稅對貿(mào)易總量中起著阻礙作用16;張建國，孫曉茜(2017)通過構(gòu)建引力模型分析中亞五國與中國貿(mào)易因素進行分析得出經(jīng)濟規(guī)模與各國開放程曉東，何偉明(2019)基于2006-2018年面板數(shù)據(jù)利用擴展引力模型進行實證分析得出地理距離及是否接壤對進□貿(mào)易有負向影響18;段鳴，余天翊(2021)通過隨機前沿引力模型發(fā)現(xiàn)除“政府管制質(zhì)量”和“開設企業(yè)便利度”之外的4個指標對貿(mào)易效率均有產(chǎn)業(yè)(如農(nóng)業(yè)、知識產(chǎn)權等)來進行研究，缺乏中墨貿(mào)易較為宏觀層面的研究；而通過3貿(mào)易引力模型和j國的經(jīng)濟規(guī)模，一般情況下，通過這些數(shù)據(jù)可見用兩國GDP來衡量(劉啟航，張宇β1和β2表示相關性系數(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)濟體量促進了貿(mào)易的發(fā)展。β2和β3同理，ε表示誤差(林和冰山成本，未被識別的阻礙因素會被歸入模型的隨機擾動項，因此會導致對貿(mào)易潛力的估計產(chǎn)生誤差(趙鵬程，唐悅珂，2022)。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，因此用于分析技術效率和生產(chǎn)潛力的隨機前沿方法被引入到貿(mào)易領域，以上述全面分析作為基礎研究貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力問題。將隨機前沿方法引入到引力模型中，用貿(mào)易非效率項來吸納那些未觀測的因素，能更精確地計算貿(mào)易潛力。中墨兩國往來歷史悠久，從箕子渡海時期開始中國和墨西哥就有著與其他國家無法比擬的聯(lián)系。到了明朝開始閉關鎖國，墨西哥是我國對外貿(mào)易的少數(shù)幾個國家之一，由此可見明朝之前中墨貿(mào)易往來都是比較頻繁的，由此不難推斷兩國之間關系甚好。火來后來隨著冷戰(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，兩國關系也隨之緩和，并于1992年建立外交關系，并以此為出發(fā)點，中墨表11992-2020年中墨雙邊貿(mào)易情況(中國為報告方)貿(mào)易總額增長出口總值同比(%)---從表1可以看出從1992年中墨建交以來中墨兩國除1998年、2009年、2015年、2016年、2019年，因為金融危機、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致雙邊貿(mào)易量出現(xiàn)下滑，根據(jù)前面的分析來看其余時間均穩(wěn)步上升(宋子騫，許錦怡，2022)。從1997年起中墨貿(mào)易方式的轉(zhuǎn)變(從經(jīng)日本、香港等地的間接轉(zhuǎn)□貿(mào)易到直接貿(mào)易),到1999年、2001年中墨相繼加入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(羅浩然，劉思遠，2018)。2002年墨西哥已然成為中國最大的出口市場。2015年中墨自貿(mào)區(qū)的建立標志兩國對地區(qū)經(jīng)濟一體化主導地位加強，兩國之間的貿(mào)易往來會更加密切和頻繁(余文博，李青山，2020)。在數(shù)據(jù)處理階段，本文運用了多種統(tǒng)計測試手段來驗證數(shù)據(jù)的可靠性，并揪出可能存在的異常數(shù)據(jù)點。經(jīng)由對數(shù)據(jù)特性的細致剖析，本文成功地剔除了那些顯著偏離常規(guī)的數(shù)據(jù)，同時確保保留有代表性的樣本資料。本文還實施了敏感性分析，旨在衡量參數(shù)調(diào)整對研究結(jié)果影響的深度，以此保證最終結(jié)論的牢固性和通用性。1992年-2020年中墨貿(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年受到金融危機影響，中墨雙邊貿(mào)易受到金額危機影響同比去年分別下降了11.6%、16.4%,其中以中國為報告方，中國對墨西哥的出口總值下滑明顯，下降幅度高達31.5%、27.4%,但是對進口的影響不大，1998年進口甚至仍然保持0.5%的增長，2009年下降幅度也僅有8.6%,說明我國對墨西哥產(chǎn)品有較強的需求度(張逸飛，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年首次突破從貿(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，而墨西哥一直處于貿(mào)易順差，且這種情況呈上升趨勢。墨西哥順差從1992年開始緩慢上升直至2007年，順差現(xiàn)象有所緩解，在這樣的情況下但是2008年-2012年，雙方的貿(mào)易差額斷崖式下跌，原因一方面是因為墨西哥與他國簽訂了FTA,各種優(yōu)惠政策兩國的深度貿(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。圖2中墨雙方貿(mào)易差額(中國為報告方，單位：億美元)按照國際貿(mào)易標準分類(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品和有關產(chǎn)品主要按原料分類的制成品雜項制品未另分類的其他商品和交易密集型制成品在貿(mào)易中的占比，來分析中墨兩國的進出口商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)(孫志強，周麗芳，2021):表3中墨1992-2020年SITC商品貿(mào)易分類貿(mào)易量及占比(中國為報告方)資源密集型制成品(單位：億美元)占比資本或技術密集型制成品(單位：億美占比勞動密集型制成品(單位：億美元)占比47.14%45.15%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個國家中經(jīng)濟規(guī)模越大的國家與美國貿(mào)易的往來數(shù)額也就展形勢、居民消費水準、勞動生產(chǎn)率都會比較好。在這種理論框架的基礎上探了更好獲益，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)和藝晨，2022)。貿(mào)易量影響是正向的，即兩國經(jīng)濟規(guī)模越大越能促進兩國雙邊貿(mào)易發(fā)展(祁俊逸，霍靜宜，2018)。Krugman,Obstfeld&amp;amp;Melitz(2018)在對2012年歐盟15國和美國的貿(mào)的經(jīng)濟規(guī)模相當，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(祁會完整到達目的地，如果以CIF到岸價來度量兩國之間的貿(mào)易額，通過這些數(shù)據(jù)可見那么高額的運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(趙云 (李晨曦，王紫云，2022)。5.4貨幣自由度和金融自由度一般來說，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、金融市場會營造良好的貿(mào)易環(huán)境即貿(mào)易便利化程度高，由此不難推斷便利的貿(mào)易環(huán)境會更加吸引外資，也會方便貨物的進出□(楊梓銘，陳昊宇，2022)。貨幣自由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)易便利化程度也會高，所以預計貨幣自由度和金融度與兩國雙邊貿(mào)易量成正比。對于上文的結(jié)論的驗證在此暫不詳細展開，考慮到時間因素的影響也是一個重要原因?？茖W研究通常是一個長期的過程，尤其是在探索復雜問題或新領域時，需要足夠的時間來觀察現(xiàn)象、分析數(shù)據(jù)并得出可靠的結(jié)論。本研究雖然已經(jīng)取得了一些初步成果，但要對所有結(jié)論進行全面且細致的驗證，還需要更長時間的跟蹤研究和反復實驗。這不僅有助于排除偶然因素的干擾，也能確保研究成果具有更高的可信度和普遍適用性。再者，技術手段的發(fā)展水平同樣影響著結(jié)論的驗證過程。隨著科技的進步，新的研究工具和技術不斷涌現(xiàn)，為科學研究提供了更多可能性。5.5是否簽訂貿(mào)易協(xié)定兩國簽訂貿(mào)易協(xié)定后，雙方貿(mào)易的海關手續(xù)會簡化、部分產(chǎn)品關稅會取消、也會取消大多數(shù)部門的市場準則，根據(jù)前面的分析來看會促進兩國貿(mào)易的往來，加強兩國之間貿(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(李文哲，張晨曦，2022)。5.6貿(mào)易對象國的基礎設施水平在第十二屆太平洋國際區(qū)域科學協(xié)會上，基于這一情境荷蘭阿姆斯特丹自由大學教授PeterNijkamp曾提到基礎設施對國際貿(mào)易有非常大的促進作用，良好的基礎設施會一定程度上減少交通成本，提升物流的效率，促進進出口貿(mào)易規(guī)模的擴大，因此貿(mào)易對象國的基礎設施水平在一定程度上也會影響兩國的貿(mào)易量，在這樣的情況下并且基礎設5.7凈貨物貿(mào)易額凈貨物貿(mào)易是指貨物出口和進口之間的差，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，從中可以清晰感知貨幣升值導致出進口減少。由此能夠推斷但雖說國際貿(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，因為這會引起雙方兩國的貿(mào)易摩擦。所以凈貨物貿(mào)6中墨貿(mào)易影響因素實證分析6.1模型的構(gòu)建力理論——“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，在這種理論框架的基礎上探討可得出故兩國之間但事實上能影響雙邊貿(mào)易的影響因素并不止這些，Linnema(趙昊忠，林奇lntradeijt=α+β1InPOPit+β?lnPOPjt+β?InPGDPit+β4lnPGDPjt+β1?lnFFjt+Y?FTAi+εij的人均GDP;AIRit和AIRjt分別指第t年i國和j國的航空貨運量，以此來代表i國和j別指t年i國和j國的貨幣自由度；FFit和FFjt分別為t年i國和j國的金融自由度；FTAi6.2變量的選取基于前文對中墨貿(mào)易影響因素的設想，實證分析中選取人口數(shù)量、GDP、航空貨運量、凈貨物貿(mào)易量、貨幣自由度、金融自由度、是否簽署自由貿(mào)易協(xié)定為解釋變量，貿(mào)易總額為被解釋變量(胡浩然，吳詩敏，2021)。本文為研究中墨雙邊貿(mào)易影響因素，但顯然中墨兩國單一的數(shù)據(jù)并不能擁有較強的說服力，為了使文章更有說服力，本文擬選定與中墨經(jīng)濟結(jié)構(gòu)相近的新興市場國家來進行研究，通過這些數(shù)據(jù)可見擬選定1992年中墨建交以來的數(shù)據(jù)作為研究，但是由于1992年-1995年部分數(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個新興市場國家的數(shù)據(jù)(墨西哥、菲律賓、泰國、印度、印度尼西亞、斯里蘭卡、阿拉伯、阿根廷、智利、巴西、哥倫比亞、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、南非、土耳其、匈牙利、馬來西亞、俄羅斯)(鄧澤洋，吳響因素作出了初步設想，這在一定尺度上說明在構(gòu)建模型的時候排除了地理位置的影響因素，因為其常年不變，其余影響因素皆采用并找到了相關數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源及說明如下：t年i國與j國的進出口總額(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實證過程6.3.1數(shù)據(jù)描述性分析為避免偽回歸，消弱模型的共線性、異方差性等問題，以上述全面分析作為基礎在不改變時間序列的性質(zhì)及相關性的前提下，為獲得平穩(wěn)數(shù)據(jù)，通常會對時間序列取自然對數(shù)。取對數(shù)，會縮小差距，使得實證研究更具有針對性(劉子凡，陳昊宇由此不難推斷從取對數(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;人口數(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,根據(jù)前面的分析來看極差分別為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;基于這一情境貨運量取對數(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2.958、8.925等(葉昊天，孫先在研究方法上，本文能夠識別出一系列優(yōu)化和改提供了寶貴的經(jīng)驗教訓，揭示了哪些方法是行之有效的，哪些則棄。例如，在數(shù)據(jù)收集方面，本文可以更加注重樣本的樣本能夠準確反映目標群體的整體特征。此外，針對不同的研究問題，靈活運用多從中我們可以看出數(shù)據(jù)總體極差較小，標準差較小，說N01在這樣的情況下通過結(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，相關系數(shù)為0.738;POPj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，相關系數(shù)為0.366;PGDPi和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，相關系數(shù)為0.746;PGDPj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，從中可以清晰感知相關系數(shù)為0.253;AIRi和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，相關系數(shù)為0.751;AIRj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，相關系數(shù)為0.561;BOTi和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關。相關系數(shù)為0.654(張翰文，李子揚，2022);BOTj和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，相關系數(shù)為0.218;MFi和被解釋1%水平下顯著正相關，相關系數(shù)為0.739;RTA和被解釋變量trade在1%水平下顯著正相關，由此能夠推斷相關系數(shù)為0.165;FFi和被解釋變量trade在1%水平下顯著負相關，相關系數(shù)為-0.6;FFj和被解釋變量trade在1%水平下顯著負相關，相關系數(shù)為表6相關系數(shù)矩陣12345671234567898989注：***、**、*分別表示1%、5%和10機效應模型進行分析；hausman檢驗結(jié)果等于55.05,伴隨概率為0,在1%水平顯著拒絕原假設，說明應采用固定效應模型進行相關研究(馮志強，趙夢潔，2021)。表7模型選擇檢驗1%水平拒絕原假設2、平穩(wěn)性檢驗檢驗。接下來采用面板數(shù)據(jù)的LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗三種方法進行平穩(wěn)性檢驗，通過檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)(如表8所示),從這些策略中看出所有變量均LLC檢驗結(jié)果貨運量i貨運量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j3、協(xié)整檢驗的穩(wěn)定性，故采用協(xié)整檢驗。由于本次協(xié)整所涉及的變量過多故使用kao檢驗，檢驗結(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，存在協(xié)整，即變量之間穩(wěn)定。5.3.4引力模型回歸結(jié)果從結(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具有顯著的負向作用，即中國的人口每增加1%會使得雙邊貿(mào)易額相應地下降34.205%。說明隨著國內(nèi)人口的增加，一方面，這在一定尺度上說明人口增加伴隨國內(nèi)消費需求增加；另一方面，國內(nèi)商品生產(chǎn)能力越強，商品的供給能力越強，國內(nèi)供需缺口越小，進出口貿(mào)易額越少(孟天宇，王靜怡，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，由此不難推斷中國生產(chǎn)能力強，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%,根據(jù)前面的分析來看國內(nèi)生產(chǎn)水平不斷提高，產(chǎn)出上升，但國內(nèi)消費需求不變，多余的產(chǎn)品就得銷往海外，故雙邊貿(mào)易額增加(顧浩然，盛子涵，2023);AIRi在1%水平下對被解釋變量trade有明顯的正向作用，在這樣的情況下即中國基礎設施水平每上升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0.222%,從中可以清晰感知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%(陳子凡，楊柳青，2021)。在數(shù)據(jù)分析環(huán)節(jié)，已有研究的經(jīng)驗提示本文要加強對新興分析工具和技術的應用。隨著信息技術的快速發(fā)展，諸如大數(shù)據(jù)分析、機器學習算法等先進工具正逐漸成為科學研究中的重要組成部分。這些技術不僅可以幫助本文更高效地處理海量數(shù)據(jù)，還能夠挖掘出傳統(tǒng)方法難以發(fā)現(xiàn)的深層次信息和模式。因此，在后續(xù)的研究中，本文應該積極探索如何將這些先進技術融入到本文的分析框架中，以提升研究結(jié)果的精確度和洞察力。表10固定效應回歸結(jié)果回歸系數(shù)常數(shù)項注：***、**、*分別表示1%、5%和10%6.3.5貿(mào)易潛力分析貿(mào)易潛力分析可以通過兩國家之間的實際貿(mào)易往來和模擬貿(mào)易往來對比得出兩國的貿(mào)易潛力，其公式如下(陳立新，劉建平，2021):其中，trade表示該國當年實際貿(mào)易值，trade'表示由貿(mào)易引力模型得到的模擬貿(mào)易值，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,則雙方貿(mào)易潛力為“潛力巨大型”,由此能夠推斷說明現(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)品多樣性來促進雙方貿(mào)易往來(林俊逸，何夢婷，2021);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)掘較為完善，應探索更多可進行貿(mào)易往來的因素；若潛力處于0.8-1.2之間，在這種理論框架的基礎上探討可得出則雙方貿(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，可以適當拓展貿(mào)易的多樣性來增加雙方貿(mào)貿(mào)易潛力貿(mào)易潛力從這些策略中看出從潛力測算結(jié)果可以看出(如表11所示),2007年以前，中墨好因素影響，兩國貿(mào)易潛力達到最大值(1.1086),截止2020年，通過這些數(shù)據(jù)可見7結(jié)論與政策建議一是中墨貿(mào)易發(fā)展歷史悠久，且貿(mào)易政策相近，雙方在貿(mào)易往來因其地理位置方便，故一直非常頻繁且密切，此外墨西哥因政治因素和中國貿(mào)易往來有所平淡，但是依仗優(yōu)越的地理位置和長久的歷史以及雙方兩國政治局勢的緩解，中墨雙邊貿(mào)易量一直處于跌宕上升的階段(林俊逸，何夢婷，2021)。二是中墨雙邊貿(mào)易量雖然在緩慢上升，但是還有很大的提升空間。因為短期來看，近幾年中墨貿(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)濟萎靡和受政治因素干擾的情況下，這在一定尺度上說明但隨著中墨雙方的不斷努力以及全球抗疫下疫情情況的好轉(zhuǎn)，相信在不久的將來，中墨貿(mào)易會更上一層樓。三是從貿(mào)易結(jié)構(gòu)來看，中墨貿(mào)易結(jié)構(gòu)從資源密集型制成品和勞動密集型制成品開始向資本或技術密集型制成品轉(zhuǎn)變，一方面說明中墨貿(mào)易結(jié)構(gòu)正在轉(zhuǎn)型，有一定的優(yōu)化空間，另一方面中墨貿(mào)易競爭性慢慢顯現(xiàn)，以上述全面分析作為基礎互補性會減弱，從貿(mào)易逆差來看中國依賴墨西哥出口貨物程度要高于墨西哥依賴中國，這也說明中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)雖然升級，但是其產(chǎn)品競爭力依舊低于墨西哥(沈浩然，朱怡婷，2019)。四是猜測中墨雙邊貿(mào)易會受到兩國的經(jīng)濟規(guī)模、兩國的地理位置、兩國的人口數(shù)量、貨幣自由度、金融自由度、貿(mào)易協(xié)定的簽訂、雙方兩國的基礎設施水平及凈貨物貿(mào)易額的影響；經(jīng)過實證研究發(fā)現(xiàn)，中墨雙邊貿(mào)易額受到人口、經(jīng)濟規(guī)模、基礎設施、金融自由度等影響較大。后通過貿(mào)易潛力分析發(fā)現(xiàn)2007年以前，由此不難推斷中墨之間的貿(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”。這說明中墨貿(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。中墨貿(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，也包含了墨西哥的歧視性貿(mào)易壁壘。但隨著中墨自貿(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，中墨貿(mào)易依舊有較大的發(fā)掘空間。在目前疫情背景下，要想進一步發(fā)展中墨雙方的貿(mào)易，根據(jù)前面的分析來看數(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批準韓資項目4119個，實際利用韓資63.56億美元，占墨西哥對華投資的十四分之一并新設韓資項目50個，實際利用韓資5297萬美元、增長598%,除此之外全市對墨西哥進出□276.4億元，增長66.8%。中墨雙方應積極利用雙方優(yōu)越的地理位置，基于這一情境積極打造電商平臺、保稅倉庫以及墨西哥產(chǎn)品銷售中心。除此之外政府應積極出臺相應優(yōu)惠政策，完善跨境電商相關法律法規(guī)，為中墨跨境電商發(fā)展保駕護航。7.2.2積極開放提高資源利用率。中墨兩國的貿(mào)易結(jié)構(gòu)漸漸從互補性向競爭發(fā)展，為了使中墨兩國貿(mào)易逆差的局面逆轉(zhuǎn)，中國應加強科技創(chuàng)新和專利的研發(fā)。在第三章中我們也了解到中墨貿(mào)易資本或技術密集型制成品比重越來越大，在這樣的情況下為了在此方面取得優(yōu)勢，中國應積極通過專利入股、高校參與研發(fā)、人才引進、交流學習等活動，加速專利研發(fā)的速度與質(zhì)量，積極擴大內(nèi)需，在疫情大背景下通過促進消費恢復和擴大有效投資參考文獻北京：對外經(jīng)濟貿(mào)易大學，2000.DOI:10.7666/d.y344344.DOI:10.3969/j.issn.1002-1515.2007.10.010.90+128.DOI:10.13516/ki.wes.2021.01.007.[5]Yao,L.,&Wang,X.(2019).AnalysisoftheImpactofExchangeRScience,304(3)/10.1088/1755[6]孟天宇，王靜怡.中日、中墨產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易影響因素對比分析——基于灰色關聯(lián)法[J].價[7]顧浩然，盛子涵.中墨自貿(mào)區(qū)貿(mào)易創(chuàng)造效應研究一一基于合成控制法的實證分析[J]