制度距離與中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率
——基于“一帶一路”沿線亞洲國家的實證研究

王如玉 肖海峰

(中國農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083)

隨著“一帶一路”沿線國家貿(mào)易合作不斷深入，中國尤其與地理位置相鄰，文化相通且長期外交關(guān)系良好的沿線亞洲國家貿(mào)易往來更為密切，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額逐年攀升；然而中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的出口額在“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品總進口額中所占比例一直較低，并且增速呈減緩趨勢，2017年中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的出口額在“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品總進口額中所占比例僅為13.17%。因此，探討如何以“一帶一路”倡議的實施為契機，提升中國對沿線亞洲國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率，對擴大中國在沿線亞洲國家的市場及中美貿(mào)易摩擦升級背景下構(gòu)筑全球經(jīng)濟貿(mào)易新循環(huán)均具有重要意義。

關(guān)于中國與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易的潛力及影響因素已有大量研究：如孫金彥等[1]研究發(fā)現(xiàn)中國與“一帶一路”沿線國家的出口效率與總貿(mào)易效率均隨時間遞增，其中與東南亞地區(qū)出口效率和總貿(mào)易效率最高，與西亞地區(qū)出口效率和總貿(mào)易效率最低；但張會清[2]得出不同的結(jié)論，中國與“一帶一路”沿線國家的出口效率隨時間呈倒V字形走勢，并且與中亞地區(qū)和獨聯(lián)體出口潛力較高。關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力，已有研究[3-5]主要分析了“一帶一路”背景下中國與中亞5 國、“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線國家和中東歐16 國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力，結(jié)果表明，中國和哈薩克斯坦、塔吉克斯坦、德國、俄羅斯、土耳其和中東歐地區(qū)平均效率均較低，貿(mào)易潛力較大。已有研究[6-11]關(guān)于貿(mào)易非效率的影響因素存在較大差異，主要包括清關(guān)程序、基礎(chǔ)設(shè)施、貿(mào)易成本、政治穩(wěn)定性、是否為上合組織成員國、是否為WTO成員國、經(jīng)濟自由度、權(quán)力尋租或腐敗、制度環(huán)境、關(guān)稅水平等。制度因素對進出口貿(mào)易有重要影響[12]，且其影響作用呈現(xiàn)不斷上升的趨勢，其中對農(nóng)業(yè)及原材料的影響超過對制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的影響[13]。關(guān)于制度環(huán)境，已有研究[11]分別考察了政府支出、商業(yè)自由度、貿(mào)易自由度和投資自由度等制度因素對貿(mào)易非效率項的影響。綜合來看，在現(xiàn)有的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力研究中，雖然不乏對制度因素的論述，但主要從單一指標出發(fā)。由于各國的文化歷史背景不同，制度環(huán)境存在較大差異，單一指標不可避免地造成數(shù)據(jù)的片面性以及異常值的出現(xiàn)[9]?，F(xiàn)有研究[9]在關(guān)于中國對絲綢之路農(nóng)產(chǎn)品出口效率影響因素的研究中引入了制度距離，但同時加入了基于進出口額計算所得的貿(mào)易成本因素，然而貿(mào)易成本包含運輸成本、信息成本、政策壁壘以及合同履約成本等(Anderson和Van Wincoop，2004)，而制度距離本質(zhì)上也是一種貿(mào)易成本，且二者正相關(guān)，所以本研究認為其研究結(jié)論有失偏頗，但其研究視角給本研究很大啟發(fā)。

基于此，本研究以“一帶一路”沿線亞洲國家為研究對象，旨在分析中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率水平及變動趨勢的基礎(chǔ)上，用制度距離綜合衡量貿(mào)易雙方制度環(huán)境的差異，闡明制度距離等因素對中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品的出口效率的影響，以期為進一步提升中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率提供政策建議。

1 中國和“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀

1.1 農(nóng)產(chǎn)品出口額呈增長趨勢

2004—2017年，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口呈增長趨勢，出口額由2004年的46.71億美元增長至2017年的285.27 億美元，增長5.11 倍，年均增長率為13.80%。但是，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口額在沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品進口總額中所占比例一直不高，盡管整體來看所占比例增加，但近些年增速放緩，并且所占比例最高的2017年也僅為13.17%。根據(jù)貿(mào)易數(shù)據(jù)初步判斷，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的農(nóng)產(chǎn)品出口存在“貿(mào)易不足”現(xiàn)象，農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施相對落后同時有巨大市場需求潛力的“一帶一路”沿線亞洲國家，非常有可能成為中國農(nóng)產(chǎn)品出口的有力增長點。

1.2 農(nóng)產(chǎn)品出口國別比較集中

從出口市場格局看，2017年中國在“一帶一路”沿線亞洲地區(qū)的前三大出口對象國分別為越南、菲律賓與泰國。其中，中國對越南的農(nóng)產(chǎn)品出口額明顯多于其他沿線亞洲國家，共出口64.80 億美元，占當年中國對沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口總額的22.72%；位居其次的是菲律賓，出口額為38.83 億美元，所占比例為13.61%；中國對泰國的農(nóng)產(chǎn)品出口額為33.68 億美元，所占比例為11.81%。

1.3 出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)相對集中

整體看，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家主要以勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品出口為主，棉花、魚類、蔬菜、水果、肉類是中國出口的重點產(chǎn)品。2017年，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家出口棉花87.72 億美元，占當年中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口總額的30.75%；位居其次的是食用蔬菜，出口額為44.07 億美元，所占比例為15.45%。

2 模型構(gòu)建與樣本選擇

2.1 模型構(gòu)建

引力模型起源于萬有引力公式，一直是研究國際貿(mào)易問題的基本模型，能夠較好解釋貿(mào)易中的經(jīng)濟現(xiàn)象，但傳統(tǒng)引力模型不能準確反映雙方的貿(mào)易潛力。在此基礎(chǔ)上，Aigner等[14]提出了隨機前沿引力模型，將傳統(tǒng)模型中的隨機擾動項細分成隨機誤差項和貿(mào)易非效率項，用于分析生產(chǎn)函數(shù)中包含的技術(shù)效率。Armstrong[15]指出模型主要考慮如雙邊國家的經(jīng)濟規(guī)模、距離、是否為內(nèi)陸國家等短期不隨時間改變的客觀變量，而把諸如貿(mào)易政策、關(guān)稅水平等人為因素包含在貿(mào)易非效率模型?！耙粠б宦贰毖鼐€亞洲國家在經(jīng)濟社會發(fā)展方面存在差異，這些差異可能引起各國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)水平及進口水平的不同。部分研究選取是否有共同邊界作為影響因素，由于本研究樣本國家全部為亞洲國家，大部分與中國陸上相鄰或者海上相鄰，所以影響因素中不考慮是否邊界相鄰。基于此，本研究構(gòu)建隨機前沿引力模型：

lnYij,t=β0+β1ln(GDP)i,t+β2ln(GDP)j,t+
β3ln(DIS)ij+β4INLj+νij,t-μij,t

(1)

式中：Yij,t為第t期中國對j國農(nóng)產(chǎn)品的出口總金額；其中下標i表示中國，j表示貿(mào)易伙伴國，全文同；GDPi,t和GDPj,t分別為第t期貿(mào)易雙方的總經(jīng)濟規(guī)模，以2010年不變價美元計算，通常認為貿(mào)易出口國的經(jīng)濟規(guī)模與可供出口商品的數(shù)量與種類正相關(guān)，在貿(mào)易伙伴的國內(nèi)供應(yīng)相對穩(wěn)定的情況下，貿(mào)易伙伴對進口產(chǎn)品的需求數(shù)量和類型與貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟規(guī)模呈正相關(guān)關(guān)系；DISij代表兩國首都的距離，通常情況下貿(mào)易額與貿(mào)易雙方距離負相關(guān)；INLj為j國是否為內(nèi)陸國家，為虛擬變量，如果j國為內(nèi)陸國家則取1，否則取0；β1、β2、β3、β4為相應(yīng)自變量的系數(shù)；vij,t為誤差項；μij,t為非效率項，表示所有不可觀測的非效率因素。

關(guān)稅、國家之間的政治親疏、是否存在雙邊或區(qū)域性的特惠貿(mào)易協(xié)定以及國家之間的制度差異等人為阻力是影響出口效率的關(guān)鍵因素[16]，為深入分析貿(mào)易非效率的影響因素，本研究基于數(shù)據(jù)可獲得性和與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的相關(guān)程度建立了貿(mào)易非效率模型，模型設(shè)置如下:

μij,t=α0+α1SYSDISij,t+α2WTOj,t+α3FTAj,t+
α4APECj,t+α5TARij,t+α6RATij,t+τij,t

(2)

式中：α1、α2、…、α6為相應(yīng)自變量的系數(shù)。

SYSDISij,t為第t期中國與j國的制度距離?！耙粠б宦贰毖鼐€很多國家存有地緣政治風險，在多重政治利益摻雜與大國勢力干預(yù)情況下，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率的穩(wěn)定性和持續(xù)性將不可避免地受到?jīng)_擊；因此在考慮可能干擾中國對“一帶一路”沿線亞洲國家出口效率的非效率項時，本研究選取法律制度距離作為制度距離指標。具體而言，法律制度距離依據(jù)全球治理指數(shù)計算，該指數(shù)包括話語權(quán)與問責制、政府管制效率、政治穩(wěn)定性與杜絕暴力、法制程度、管制質(zhì)量和腐敗控制6 個維度。本研究使用上述指標，并根據(jù)Kogut等[17]的計算方法，計算出中國與每個出口對象國的制度距離。普遍認為，雙邊貿(mào)易阻力與中國和農(nóng)產(chǎn)品出口對象國之間的制度距離正相關(guān)。制度距離公式如下：

(3)

式中：Id,i和Id,j分別表示中國和貿(mào)易伙伴國在d維度的制度得分；其中下標d表示維度；n為該制度距離所包含的維度數(shù)量；Vd為d維度上各國得分的方差。

FTAj,t為第t期中國與j國是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，是虛擬變量；如果第t期中國與j國簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，則取值為1，否則為0。

WTOj,t為第t期j國是否為世界貿(mào)易組織成員國家，是虛擬變量；如果第t期j國為世界貿(mào)易組織成員國家，則取值為1，否則為0。

APECj,t為第t期j國是否為亞太經(jīng)合組織成員，是虛擬變量；如果第t期j國為亞太經(jīng)合組織成員，則取值為1，否則為0。

TARij,t為第t期中國與j國的農(nóng)產(chǎn)品加權(quán)平均關(guān)稅稅率，部分年份缺失數(shù)據(jù)采用前一年數(shù)據(jù)補齊。

RATij,t為第t期中國與j國的匯率，由j國第t期兌換美元的匯率與中國t期兌換美元的匯率相除計算所得，用以衡量貿(mào)易對象國在中國的購買力。

2.2 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

樣本選取2004—2017年中國與“一帶一路”沿線亞洲國家相關(guān)數(shù)據(jù)，部分國家由于發(fā)展水平低、政變等因素導(dǎo)致相關(guān)數(shù)據(jù)缺失嚴重，綜合權(quán)衡本研究相關(guān)研究樣本的全面性和模型結(jié)果的準確性，本研究最終選取蒙古國、菲律賓、土耳其、卡塔爾、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、巴基斯坦、印度、泰國、尼泊爾、老撾、越南、科威特、伊朗、柬埔寨、約旦、以色列、沙特阿拉伯、阿曼、孟加拉國、印度尼西亞、馬來西亞、新加坡、斯里蘭卡24 個國家作為樣本。最終，本研究由這24 個國家的14 年數(shù)據(jù)得到了觀測值為336的面板數(shù)據(jù)。相關(guān)變量說明及描述性統(tǒng)計見表1。

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額(Y)來源于UN Comtrade數(shù)據(jù)庫；國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫；兩國首都的距離(DIS)根據(jù)Google Earth計算而得；是否為內(nèi)陸國家(INL)數(shù)據(jù)來自世界地圖；制度距離(SYSDIS)根據(jù)The Worldwide Governance Indicators數(shù)據(jù)庫相關(guān)法律制度數(shù)據(jù)計算得出；FTA變量來源于中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)；WTO變量來源于世界貿(mào)易組織官方網(wǎng)站；APEC變量來源于亞太經(jīng)濟合作組織官方網(wǎng)站；加權(quán)稅率(TAR)數(shù)據(jù)來源于TRAINS數(shù)據(jù)庫；匯率(RAT)根據(jù)國際貨幣基金組織官網(wǎng)匯率數(shù)據(jù)計算得出。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics of major variables

3 實證分析

本研究運用Frontier4.1軟件，根據(jù)以上研究方法和整理得出的面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。首先，對模型的適用性進行檢驗并且判斷是否需要引入時變因素和貿(mào)易無效率因素；其次，在模型適用的前提下對相關(guān)國家同步進行時變隨機前沿分析，基于得到的中國與“一帶一路”沿線各個亞洲國家的效率水平來判斷時變因素的變動方向和在貿(mào)易無效率因素阻礙下的潛力空間；最后，分析判斷干擾中國對貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的具體因素及其作用力度。

3.1 模型適用性檢驗

本研究利用似然比檢驗法來判斷隨機前沿方法的有效性及模型的具體形式，并且根據(jù)研究對象設(shè)定了2個檢驗：首先，檢驗貿(mào)易非效率項是不是存在；其次，檢驗貿(mào)易非效率是不是隨著時間變化。結(jié)果表明(表2)，“貿(mào)易非效率項不存在”的原假設(shè)LR統(tǒng)計值為668.114，原假設(shè)被拒絕，說明貿(mào)易非效率項是存在的，所以應(yīng)該采取隨機前沿引力模型進行估計?！百Q(mào)易非效率項不隨時間變化”的原假設(shè)LR統(tǒng)計量為17.646，原假設(shè)被拒絕，即應(yīng)該采用時變方法對模型進行估計。

表2 模型適用性結(jié)果檢驗Table 2 Model suitability test results

3.2 時變隨機前沿引力模型的實證分析

根據(jù)檢驗結(jié)果(表2)在模型適用的前提下，本研究對2004—2017年“一帶一路”沿線24 個亞洲國家相關(guān)變量進行回歸，得到各解釋變量的回歸系數(shù)及t值見表3。為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本研究還列出了時不變模型結(jié)果。由表3可知，在2個模型中，γ的均值均達到0.97，說明貿(mào)易非效率原因引起中國農(nóng)產(chǎn)品對“一帶一路”沿線亞洲國家的實際出口額與潛在最高出口額之間的差距。時變系數(shù)η通過顯著性檢驗，說明貿(mào)易非效率項隨時間變化，進一步表明了運用貿(mào)易非效率時變模型的必要性。

表3 時變隨機前沿引力模型回歸結(jié)果Table 3 Regression results of time-varying stochastic frontier gravity model

從模型的主要變量看，中國和貿(mào)易伙伴國的GDP對中國農(nóng)產(chǎn)品的出口有顯著的正向影響，說明隨著中國和貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟發(fā)展水平的提升，中國國內(nèi)供給與國外市場需求都會增加，從而促進中國農(nóng)產(chǎn)品的出口。其中，中國GDP對農(nóng)產(chǎn)品出口的促進作用(1.53%)要顯著高于貿(mào)易伙伴國(0.76%)的推動作用，這表明中國國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平要強于貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟發(fā)展水平對中國農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模促進作用。距離和貿(mào)易對象國是否為內(nèi)陸國家對中國農(nóng)產(chǎn)品出口額沒有顯著影響。說明隨著國際道路客貨運輸線路的開通，國際航線的增加等導(dǎo)致距離因素及運輸方式因素的影響不再明顯。

3.3 農(nóng)產(chǎn)品出口效率分析

2004—2017年中國對“一帶一路”沿線24 個亞洲國家14 年間的農(nóng)產(chǎn)品出口效率及變動趨勢見圖1。從效率均值看，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家整體的農(nóng)產(chǎn)品出口效率相對較低，平均值為0.250；分國別看，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的出口效率在國別上有顯著差異；其中，中國對越南農(nóng)產(chǎn)品出口效率的平均值高達0.917，而對阿曼、老撾、伊朗等國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率值均在0.050以下，主要是由于這些國家缺乏良好貿(mào)易環(huán)境，但從側(cè)面也可以看出中國農(nóng)產(chǎn)品出口潛力在這些國家更大。從變化趨向上看，2017年中國對“一帶一路”沿線亞洲各國的出口效率均低于之前13 年的平均水平，說明中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率在時間上呈現(xiàn)出遞減趨勢；其中，降幅最大的為卡塔爾，效率水平下降76.553%，而降幅最小的越南，效率水平僅下降2.630%。

1.卡塔爾 Katar; 2.阿曼 Oman; 3.老撾 Laos; 4.科威特 Kuwait; 5.伊朗 Iran; 6.沙特阿拉伯 Saudi Arabia; 7.哈薩克斯坦 Kazakhstan; 8.印度 India; 9.土耳其 Turkey; 10.以色列 Isreal; 11.尼泊爾Nepal; 12.蒙古國 Mongolia; 13.巴基斯坦 Pakistan; 14.約旦 Jordan; 15.孟加拉國 Bangladesh; 16.新加坡 Singapore; 17.印度尼西亞 Indonesia; 18.斯里蘭卡 Sri Lanka; 19.泰國 Thailand; 20.菲律賓 Philippines; 21.馬亞西亞 Malaysia; 22.吉爾吉斯斯坦 Kyrghyzstan; 23.柬埔寨 Cambodia; 24.越南 Vietnam圖1 中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率趨勢Fig.1 China’s agricultural product export efficiency trends along the “Belt and Road”

3.4 貿(mào)易非效率模型實證結(jié)果分析及穩(wěn)健性檢驗

本研究運用“一步法”基于上述貿(mào)易非效率模型進行計算，得出影響中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率的各種非效率因素的回歸系數(shù)及t值(表4)。

表4 貿(mào)易非效率模型回歸結(jié)果Table 4 Regression results of trade inefficiency model

具體來看，制度距離對貿(mào)易非效率有正向影響，并在1%的水平上顯著，說明制度距離會對中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率的提高有阻礙作用。而“政策溝通”作為“一帶一路”建設(shè)的“五通”之一，能夠破解雙邊開展貿(mào)易合作的制度壁壘；且“一帶一路”背景下，基于制度因素的互動與“政策溝通”內(nèi)容相契合。因此，可采用構(gòu)建中國與沿線亞洲國家之間的多層協(xié)商機制的方式，降低制度成本、釋放雙邊貿(mào)易潛力，進而實現(xiàn)互聯(lián)互通。

貿(mào)易伙伴國為WTO成員國、為APEC成員和與中國簽訂自貿(mào)協(xié)定均對貿(mào)易損失有顯著的負向影響，說明參加多邊貿(mào)易體系、加入APEC以及積極進行自貿(mào)區(qū)談判在一定程度上能夠抵消貿(mào)易非效率的影響，從而對中國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有促進作用。原因在于成員國之間的貿(mào)易得益于關(guān)稅削減、措施透明、最惠國待遇等有利條件，市場開放程度較高。

關(guān)稅水平與貿(mào)易非效率成正比，并在5%的水平上顯著，說明關(guān)稅為阻礙貿(mào)易效率提高的因素。因此，為克服關(guān)稅對中國對“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口的負面影響，中國應(yīng)與沿線國家一道，進一步降低關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘，提高貿(mào)易水平。

匯率對貿(mào)易非效率有顯著的正向影響，及貿(mào)易伙伴國購買力的增強對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率有阻礙作用。主要是因為中國出口的農(nóng)產(chǎn)品附加值不高、競爭力不足，在貿(mào)易伙伴國購買力增強的情況下更傾向于進口較高附加值農(nóng)產(chǎn)品。

基于制度距離的計量誤差可能導(dǎo)致內(nèi)生性，為了確保上述結(jié)論的正確性，本研究用滯后一期的制度距離對貿(mào)易非效率模型進行穩(wěn)健性檢驗。對比表4中滯后與非滯后結(jié)果可知，模型中大部分變量的符號與之前保持一致，并且所有變量均通過1%或5%的顯著性水平檢驗。整體來看本研究的估計結(jié)果仍然成立，模型回歸結(jié)果穩(wěn)健。

4 結(jié)論與政策建議

4.1 結(jié)論

本研究運用2004—2017年中國與“一帶一路”沿線24個亞洲國家14年間的相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)，基于隨機前沿引力模型，把制度距離引入貿(mào)易非效率項，分析了中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率水平及變化趨勢，并對影響中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率的因素進行研究，得出以下結(jié)論：

第一，貿(mào)易伙伴國的GDP水平和中國的GDP水平均對中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口水平有顯著的正向影響，且中國的GDP水平的影響大于貿(mào)易伙伴國的GDP水平。

第二，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率表現(xiàn)出明顯的國別差異性和時間波動性，樣本期內(nèi)，中國對“一帶一路”沿線亞洲國家的出口效率水平均下降。

第三，在中國對“一帶一路”沿線亞洲國家農(nóng)產(chǎn)品出口非效率的影響因素中，制度距離、關(guān)稅及匯率對中國農(nóng)產(chǎn)品出口非效率項有顯著的正向影響，即對貿(mào)易效率的提升有顯著阻礙作用；加入世貿(mào)組織、加入亞太經(jīng)合組織及與中國簽訂自貿(mào)協(xié)定均對中國農(nóng)產(chǎn)品出口非效率項有顯著的負向影響，即對貿(mào)易效率的提升有顯著的促進作用。

4.2 政策建議

基于以上結(jié)論，提出以下政策建議：

第一，維系與出口效率較高國家的貿(mào)易關(guān)系，重點提升貿(mào)易效率較低且貿(mào)易規(guī)模較大國家的貿(mào)易潛力。如中國對越南、泰國等國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率較高，并且貿(mào)易規(guī)模較大，一旦這些國家貿(mào)易規(guī)模下降過快將直接影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口，潛在風險較大，繼續(xù)挖掘雙邊潛力仍然具有重要價值；而伊朗、哈薩克斯坦等貿(mào)易效率相對較低的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易大國，值得重點提升雙邊貿(mào)易潛力。

第二，中國政府部門應(yīng)聯(lián)合貿(mào)易伙伴國政府部門建立以監(jiān)管質(zhì)量、腐敗抑制力度、合同執(zhí)行力度和政府辦事效率等指標為主的風險測評和預(yù)警體系；并強化與“一帶一路”沿線亞洲國家之間的政策交流與互動，增進互信與理解，縮小貿(mào)易雙方制度距離；持續(xù)跟蹤貿(mào)易對象國的農(nóng)業(yè)政策、法律法規(guī)的變化情況，及時分析與出口相關(guān)各類信息并及時向國內(nèi)企業(yè)發(fā)布出口預(yù)警通報，減少中國農(nóng)產(chǎn)品出口的損失。

第三，加快推進與伙伴國自貿(mào)區(qū)的談判，進一步降低和減少貿(mào)易壁壘，提高雙邊貿(mào)易便利化水平，同時和已有自貿(mào)區(qū)達成更高水平的共識。中國正在談判的柬埔寨、斯里蘭卡雙邊自貿(mào)區(qū)，以及正在研究的尼泊爾、蒙古國雙邊自貿(mào)區(qū)，考慮到中國對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率仍然較低，應(yīng)該繼續(xù)深入推進現(xiàn)有框架下的自貿(mào)區(qū)談判和研究進程，逐步促成雙邊自貿(mào)區(qū)設(shè)立與建設(shè)，降低雙邊農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅水平及技術(shù)貿(mào)易壁壘，提高與沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的便利化水平和貿(mào)易效率。

第四，循序漸進地推進國內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級，提升農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力；一方面，不斷研發(fā)、引進新品種，創(chuàng)新生產(chǎn)加工方式，積極發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，加強對農(nóng)產(chǎn)品的縱向式深精加工；另一方面，提高特色農(nóng)產(chǎn)品比重，增加國家地理標志農(nóng)產(chǎn)品，打造強有力的農(nóng)產(chǎn)品品牌，提高中國農(nóng)產(chǎn)品的品牌識別度與知名度，樹立中國農(nóng)產(chǎn)品在國際上的形象，提高中國農(nóng)產(chǎn)品的品牌競爭力。