“一帶一路”倡議下遼寧省與日本開展第三方市場合作貿(mào)易潛力研究

傅纓捷 宋逸 林霞

摘要：“一帶一路”倡議為遼寧省加快構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體系提供了重要的契機，其中，通過與日本開展第三方市場貿(mào)易合作，雙方能夠?qū)崿F(xiàn)優(yōu)勢互補，促進區(qū)域間互聯(lián)互通。本文實證研究結(jié)果表明，遼寧省與日本在“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易效率普遍較低，第三方市場貿(mào)易合作潛力巨大，且這種潛力在“一帶一路”沿線不同國家之間呈現(xiàn)非均衡性?；谝陨辖Y(jié)果，本文對遼寧省與日本未來第三方市場的合作東道國提出針對性建議。

關(guān)鍵詞：一帶一路 貿(mào)易潛力 第三方市場合作 隨機前沿引力模型

一、引言

2013年，“一帶一路”倡議首次被提出，2015年正式步入實施階段。隨著“一帶一路”倡議影響力的日益增強，其逐步成為構(gòu)建人類命運共同體、推動全球經(jīng)貿(mào)合作的中國方案。自2018年3月美國挑起中美貿(mào)易戰(zhàn)以來，中國一直致力于減少對美貿(mào)易順差，降低對美國市場的高度依賴，不斷尋求外貿(mào)突破口。如今受新冠肺炎疫情影響，全球經(jīng)濟低迷，世界各國對外貿(mào)易額同比跌幅明顯。然而，根據(jù)我國海關(guān)總署公布的2020年前三個月貨物貿(mào)易數(shù)據(jù)，在全國對外貿(mào)易總體累計下降的背景下，中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易額呈逆勢增長，成為疫情下難得的亮點，這表明“一帶一路”沿線國家有望成為中國外貿(mào)困局的“新出口”。

與此同時，為探求與沿線國家更深層次與更廣領(lǐng)域的發(fā)展，作為國際經(jīng)濟合作新形式——第三方市場合作興起。在“一帶一路”倡議提出的初期，西方國家對此持懷疑態(tài)度，認(rèn)為中國試圖通過“一帶一路”倡議增強對沿線國家的政治影響力;而通過第三方市場合作的形式，雙方均能夠參與到“一帶一路”建設(shè)中，將“零和博弈”的惡性競爭轉(zhuǎn)變?yōu)閮?yōu)勢互補，實現(xiàn)雙方價值的最大化。自2015年第一份《中法聯(lián)合聲明》簽署以來，第三方市場合作已經(jīng)在“一帶一路”的部分沿線國家展開了廣泛實踐并取得了許多積極成果;2018年，中日簽訂了《中日企業(yè)開展第三方市場合作的備忘錄》，雙方積極探索第三方市場合作機制，尋求“一帶一路”沿線的合作對象與合作領(lǐng)域。

遼寧省是東北老工業(yè)地區(qū)的“排頭兵”，其應(yīng)在東北振興的進程中發(fā)揮著龍頭作用，不斷創(chuàng)新發(fā)展方式，探求新的經(jīng)濟增長點。作為“一帶一路”向北開放的樞紐，遼寧省應(yīng)當(dāng)抓住中日第三方市場合作的機遇，充分發(fā)揮地緣優(yōu)勢，將遼寧省的資源、雄厚的工業(yè)制造基礎(chǔ)與日本先進的管理經(jīng)驗與技術(shù)相結(jié)合，在測算出雙方對“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易潛力、合理甄別第三方市場合作區(qū)域與國家的基礎(chǔ)上，有針對性地加強相關(guān)地區(qū)及國家貿(mào)易領(lǐng)域合作、提高貿(mào)易效率。通過實施第三方市場合作這一創(chuàng)新型的舉措，將有助于加快遼寧省對外開放的步伐、促進經(jīng)濟回升，為振興東北老工業(yè)基地提供新的契機。

二、文獻綜述

開展第三方市場合作的基礎(chǔ)是合理甄別東道國，通過測算貿(mào)易潛力能夠找出對于雙方貿(mào)易潛力均較大的國家，進而確定為合作對象。目前學(xué)術(shù)界在測度不同國家和地區(qū)間貿(mào)易潛力時，最常用的是隨機前沿引力模型，相關(guān)研究成果眾多;而在“一帶一路”背景下，運用隨機前沿引力模型進行的研究主要包括以下三個方面：一是從國家層面，分析中國整體與“一帶一路”沿線國家或地區(qū)的貿(mào)易潛力及其影響因素，如周平、馮建濱（2020）等通過分析得出中國與中東歐國家的雙邊貿(mào)易效率已達較高水平，應(yīng)當(dāng)通過擴大進口、改善交通運輸設(shè)施等舉措挖掘新的貿(mào)易增長點;二是從行業(yè)或產(chǎn)品視角，分析中國與沿線國家在某一行業(yè)或產(chǎn)品方面的貿(mào)易現(xiàn)狀與貿(mào)易潛力，如程廣斌、劉偉青（2018）基于隨機前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)中國制造業(yè)對“一帶一路”沿線國家出口效率整體偏低，出口潛力巨大;張彤璞、韓洋（2017）則是聚焦農(nóng)產(chǎn)品，以“一帶一路”沿線39個國家為例，分析中國與其在農(nóng)產(chǎn)品方面的貿(mào)易現(xiàn)狀并預(yù)測未來趨勢，指出雙方貿(mào)易效率偏低，中國的貿(mào)易逆差會進一步擴大;三是將研究對象進一步細化，研究某個省域與“一帶一路”相關(guān)國家的貿(mào)易情況，如程云潔、董程慧（2020）以新疆為例，研究其作為“一帶一路”核心區(qū)與周邊國家的出口貿(mào)易潛力，發(fā)現(xiàn)新疆與周邊國家的出口貿(mào)易潛力存在明顯的不均衡性。

在“一帶一路”倡議提出后的7年中，相關(guān)實踐成果斐然，也催生了第三方市場合作這一新型合作模式，為“一帶一路”建設(shè)注入新動力，豐富了相關(guān)學(xué)術(shù)研究。而在對現(xiàn)有文獻進行梳理后發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們運用隨機前沿引力模型的研究范圍已經(jīng)較為廣泛，但基于第三方市場合作的貿(mào)易潛力研究角度卻幾乎沒有。因此，本文將結(jié)合“一帶一路”倡議，以第三方市場合作為研究視角，采用隨機前沿引力模型，首先分析影響遼寧省與日本開展第三方市場合作的貿(mào)易潛力因素，并在此基礎(chǔ)上分別測算遼寧省與日本對沿線各國的貿(mào)易潛力，找出未來重點合作的國家，探索第三方市場合作的最優(yōu)途徑。

三、模型構(gòu)建與樣本選擇

（一）模型選擇

引力模型最初來源于“引力定理”這一物理概念，但傳統(tǒng)的引力模型在測算貿(mào)易潛力時忽略了貿(mào)易摩擦因素，導(dǎo)致計算結(jié)果不準(zhǔn)確;Ravishankar &Stack（2014）結(jié)合隨機前沿方法，將傳統(tǒng)引力模型中的隨機干擾項進行分解，把貿(mào)易阻力放入貿(mào)易非效率項中，較好地捕捉了阻力因素的影響，使估計結(jié)果更加準(zhǔn)確。同樣，本文將采用隨機前沿模型，在分析影響遼寧省與日本開展第三方市場合作的貿(mào)易潛力因素基礎(chǔ)上，對遼寧省與日本對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易潛力分別進行測算，識別第三方合作的重點地區(qū)及國家。

由隨機前沿引力模型的基本設(shè)定，本文將i國對j國在第t年時的實際貿(mào)易額、前沿貿(mào)易額以及貿(mào)易效率分別表示為：

其中，是因變量實際貿(mào)易額的主要影響因素;β是模型參數(shù);是模型中的隨機干擾項;是被分解出的貿(mào)易非效率項，獨立于。最初的隨機前沿模型中，貿(mào)易非效率項u被認(rèn)為是非時變的，對應(yīng)的模型為時不變模型;但當(dāng)時間維度延長時，貿(mào)易非效率項u非時變性的假設(shè)便無法成立。因此，現(xiàn)代學(xué)者們普遍采用Battese &Coelli（1992）使用的時變隨機前沿模型，其表達形式為：

其中≥ 0。η為待估計的參數(shù)：當(dāng)η<0時，貿(mào)易非效率隨時間增加而增加;當(dāng)η>0時，貿(mào)易非效率隨時間遞增而呈相反方向變化;當(dāng)η=0時，貿(mào)易非效率便還原成了非時變。

（二）模型設(shè)定

變量選取方面，本文將傳統(tǒng)引力模型中的經(jīng)濟規(guī)模、雙方空間距離、人口數(shù)量以及一些短期內(nèi)不易發(fā)生改變的自然因素作為模型的核心解釋變量。由于本文的研究對象為遼寧省與日本，二者均為沿海地區(qū)，這一天然的地理條件在短時間內(nèi)不會發(fā)生變化，在貿(mào)易對象同樣為沿海國的情況下，雙方可通過航運進行貿(mào)易往來，可大大降低運輸成本，因此本文將考慮是否選定貿(mào)易國為沿海國作為模型核心的解釋變量。鑒于隨機前沿引力模型對函數(shù)形式較為敏感，因此在實證分析前需要對這一變量進行似然比檢驗。

基于以上分析，本文將運用隨機前沿引力模型，從遼寧省與日本出口貿(mào)易視角，研究對沿線國家及地區(qū)的貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力。具體變量選取及變量說明如表1。為避免數(shù)據(jù)波動性的影響，將等式兩邊進行取對數(shù)的操作，具體表達式如下：

（5）式中：j表示沿線國家，t表示時間為第t期，LEXPjt 表示在t時期遼寧省對j國的出口總額;表示t時期遼寧省的國民生產(chǎn)總值，表示t時期j國的國民生產(chǎn)總值，二者代表雙方的經(jīng)濟發(fā)展水平;表示t時期遼寧省的人口數(shù)量，表示t時期j國的人口數(shù)量，二者代表雙方市場規(guī)模大小;代表遼寧省與沿線國家之間的地理距離，反映貿(mào)易運輸成本;表示沿線國家是否為內(nèi)陸國家，0代表內(nèi)陸國家，1代表沿海國家。

（6）式中：j表示沿線國家，t表示時間為第t期，JEXPjt 表示t時期日本對j國的出口總額;表示t時期日本的國民生產(chǎn)總值，表示t時期j國的國民生產(chǎn)總值，二者代表雙方的經(jīng)濟發(fā)展水平;表示t時期日本的人口數(shù)量，表示t時期j國的人口數(shù)量，二者代表雙方市場規(guī)模大小;代表遼寧省與沿線國家之間的地理距離，反映貿(mào)易運輸成本;表示沿線國家是否為內(nèi)陸國家，0代表內(nèi)陸國家，1代表沿海國家。

（三）樣本來源

本文以樣本數(shù)據(jù)可準(zhǔn)確獲取為前提，盡可能選擇更多的研究對象和更廣的時間維度，以期提高研究結(jié)果的可靠性。對于樣本選擇，在剔除了部分國家的缺失值之后，本文將“一帶一路”沿線57個國家2002—2018年的出口貿(mào)易額確定為最終的研究對象。數(shù)據(jù)來源方面，遼寧省以及日本出口貿(mào)易數(shù)據(jù)均來自于EPS經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫;各國GDP是從聯(lián)合國數(shù)據(jù)庫（UNdata）中查得，計數(shù)標(biāo)準(zhǔn)為2010年不變價美元;不同國家的人口數(shù)量來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫;地理距離數(shù)據(jù)整理自CEPII數(shù)據(jù)庫;沿線國家是否為沿海國家的地理條件則根據(jù)世界地圖得出。

本文將沿線國家按照地理位置劃分為東南亞12國、西亞16國、南亞7國、中亞5國、中東歐11國以及南歐6國，為了便于測算，將東亞的蒙古劃歸為東南亞范疇。各區(qū)域具體國家名單如表1：

四、模型檢驗及實證結(jié)果分析

（一）模式的適用性檢驗

本文使用stata15.0進行模型估計，由于最終估計結(jié)果的準(zhǔn)確性是高度依賴函數(shù)形式的，因此在進行回歸分析之前需要對本文所構(gòu)建模型的適用性進行檢驗。這里采用的是似然比檢驗的方法，具體包括以下三個方面：一是檢驗?zāi)Ｐ椭惺欠翊嬖谫Q(mào)易非效率項;二是檢驗?zāi)Ｐ椭匈Q(mào)易非效率項的時變性;三是是否引入沿海國這一變量，檢驗結(jié)果如表2所示。

由表2的檢驗結(jié)果可知，無論是遼寧省還是日本的出口模型，不存在貿(mào)易非效率項的原假設(shè)均被拒絕，這表明貿(mào)易阻力因素是存在的，采用隨機前沿引力模型更加合理;兩個模型同樣拒絕了貿(mào)易非效率項非時變性的原假設(shè)，說明貿(mào)易阻力會隨著時間的推移而發(fā)生改變，因此采用時變的隨機前沿引力模型會使估測結(jié)果更為準(zhǔn)確。而在模型的形式方面，遼寧省與日本的出口模型均通過了引入沿海國變量的檢驗，因此兩個模型的表達式不變。

（二）實證結(jié)果分析

遼寧省對“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易的回歸結(jié)果如表3所示，通過對比時變與時不變模型的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，時變模型無論是在具體的回歸系數(shù)顯著性方面，還是模型參數(shù)μ的顯著性方面，均優(yōu)于時不變模型。η值為0.043>0，且達到了1%的顯著性水平，再次驗證了貿(mào)易非效率項的時變性，表明時變模型的估計效果更好。同時，η為正值表明貿(mào)易阻力在逐年降低，雙方之間的貿(mào)易效率在不斷提高。

時變模型中的 γ 值為0.810，即貿(mào)易非效率項 μ 的波動占整體波動的比重為 0.810，這表明真實貿(mào)易額未能達到最優(yōu)前沿水平主要是貿(mào)易非效率項的波動所致，進一步驗證了隨機前沿引力模型能夠充分捕捉到貿(mào)易阻力因素。

對時變模型結(jié)果進行分析可得：貿(mào)易雙方的GDP均顯著為正，這表明雙方國家的經(jīng)濟總量越大，越有助于出口貿(mào)易的進行;并且進口國的系數(shù)顯著大于遼寧省的系數(shù)，這說明進口國經(jīng)濟水平的提升對出口貿(mào)易的促進作用更為明顯。作為出口方的遼寧省，其人口數(shù)量的系數(shù)為負，這說明遼寧省人口的不斷增加會對出口貿(mào)易帶來一定的負面影響，即人口數(shù)量的增加會在一定程度上帶來內(nèi)需的增加，進而間接造成出口量的減少;而進口方人口數(shù)量的正向影響并不明顯，這可能與研究的57個“一帶一路”沿線國家大多是經(jīng)濟欠發(fā)達的國情有關(guān)，單純的人口數(shù)量并不能很好地描述市場規(guī)模，有效需求并不高，對進口促進作用不大。反映貿(mào)易雙方運輸成本的地理距離則顯著為負，說明距離越遠，運輸難度越大、成本越高，阻礙了遼寧省對進口國的貿(mào)易。此外，進口國是否為沿海國家的地理條件，也顯著地正向影響了遼寧省的出口貿(mào)易效果，這是由于遼寧省位于中國的渤海海灣，屬于沿海地區(qū)，航運是其對外貿(mào)易的重要途徑之一，而在進口國同樣為沿海地區(qū)的情況下進行海上運輸則更為便捷，進而促進雙方的貿(mào)易。

表4是將日本的出口模型進行時變與時不變的對比。由表可知，η值為0.014，且達到了1%的顯著性水平，說明時變模型同樣適用于對日本出口貿(mào)易的分析。η為正值，說明日本出口貿(mào)易的非效率項隨時間的推移而降低 ，同時γ值為0.869，說明貿(mào)易非效率是阻礙日本出口貿(mào)易最主要的因素，且通過與遼寧省對比發(fā)現(xiàn)，日本的非效率阻礙程度更大。

通過對日本的出口模型結(jié)果分析發(fā)現(xiàn)，日本的GDP正向影響大于進口國，這與遼寧省的結(jié)論相反。這可能與日本作為一個國家，其經(jīng)濟體量遠遠大于遼寧省有關(guān)，因此在日本的出口模型中，出口方日本的經(jīng)濟規(guī)模相較于進口方對出口貿(mào)易額的影響要更大。而日本人口規(guī)模、進口方的人口規(guī)模、地理距離影響則與遼寧省類似。同樣，日本作為沿海國家，貿(mào)易對象為沿海國也會促進出口貿(mào)易額的增長。

五、貿(mào)易效率測算與結(jié)果分析

本文采用公式（3）對貿(mào)易效率進行估測，為了便于分析，本文將按照王月（2019）的做法，將貿(mào)易效率大小具體分為四個等級，即當(dāng)0 ≤TE<0.25時，雙方出口貿(mào)易效率極低，處于“潛力巨大型”階段 ;當(dāng)0.25 ≤ TE<0.5時，雙方出口貿(mào)易效率比較低，處于“潛力較大型”階段;當(dāng)0.5 ≤ TE<0.75時，貿(mào)易出口效率有所提高，處于“潛力一般型”階段;當(dāng)0.75≤ TE ≤ 1，貿(mào)易效率極高，處于“潛力拓展型”階段，需要挖掘新的增長點。

經(jīng)計算，同屬于遼寧省和日本“潛力巨大型”的國家，即貿(mào)易效率位于0.25以下的有文萊、東帝汶、尼泊爾、阿塞拜疆、阿富汗、亞美尼亞、伊拉克、吉爾吉斯斯坦、波黑、馬其頓、阿爾巴尼亞等11個國家;同屬于遼寧省和日本出口貿(mào)易較低水平，即貿(mào)易潛力值在0.5及以下的除了上述11個國家外，還有馬爾代夫、印度、孟加拉、老撾、柬埔寨、緬甸、巴基斯坦、斯里蘭卡、菲律賓等31個國家。由此可以發(fā)現(xiàn)，無論是遼寧省還是日本，其對“一帶一路”沿線大部分國家（42/57）的出口貿(mào)易均處于較低水平，因此雙方可選擇的開展第三方市場合作的東道國較多，合作潛力巨大。而對于像馬來西亞、泰國、新加坡、阿曼、阿聯(lián)酋、約旦、捷克、匈牙利等8個國家，在遼寧省和日本各自的出口貿(mào)易效率中已經(jīng)達到較高水平，這些國家與雙方均保持著長期穩(wěn)定的貿(mào)易伙伴關(guān)系，貿(mào)易潛力很小，因此在這些國家開展第三方市場合作的必要性較低。

通過上述分析可知，57個“一帶一路”沿線國家在遼寧省與日本的出口貿(mào)易效率里，絕大多數(shù)都處于“貿(mào)易潛力巨大型”和“貿(mào)易潛力較大型”階段，表明雙方在這57個沿線國家之間開展第三方貿(mào)易合作的空間巨大。

六、結(jié)論與建議

本文采用時變的隨機前沿引力模型，分別測算出遼寧省與日本對“一帶一路”沿線的57個國家的出口貿(mào)易效率，并在此基礎(chǔ)上計算兩者的出口貿(mào)易潛力值，由此得出結(jié)論：遼寧省和日本對本文研究的57個“一帶一路”沿線國家出口貿(mào)易效率普遍較低，共有42個國家在遼寧省與日本出口貿(mào)易中屬于“潛力巨大型”或“潛力較大型”的貿(mào)易低效率范疇，合作前景廣闊。

通過上述結(jié)論，本文提出以下建議：由于遼寧省與日本在57個“一帶一路”沿線國家中的出口貿(mào)易效率普遍較低，因此雙方在甄別第三方市場合作東道國時的選擇性較多，如南亞的尼泊爾、中亞的吉爾吉斯斯坦、南歐的阿爾巴尼亞等。由于遼寧省與日本均為沿海地區(qū)，海運是其對外貿(mào)易的主要途徑之一，雙方應(yīng)充分利用這一地理條件，以較低的運輸成本開拓第三方市場，進一步提高對文萊、東帝汶、阿塞拜疆等“潛力巨大型”的沿海國家貿(mào)易效率。而由測算結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，雙方在位于東南亞地區(qū)國家的貿(mào)易效率均較高，這與東盟自貿(mào)區(qū)的建立有著一定聯(lián)系，因此，雙方應(yīng)積極推動南亞、中亞以及南歐等貿(mào)易效率極低區(qū)域的相關(guān)國家自貿(mào)區(qū)建設(shè)，減少貿(mào)易非效率因素的影響。

需要注意的是，在從貿(mào)易效率較低的國家中選擇貿(mào)易對象時，應(yīng)當(dāng)關(guān)注造成貿(mào)易效率低下的客觀原因，如南亞的阿富汗、西亞的伊拉克等國家長期政局不穩(wěn)、軍事動蕩，導(dǎo)致經(jīng)濟蕭條;南歐的馬其頓、波黑等國家民族沖突不斷，潛在的政治風(fēng)險高。遼寧省與日本若在這些國家開展第三方合作可能會面臨較大的阻力，導(dǎo)致效果甚微。

參考文獻：

[1]周平，馮建濱，劉永輝.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 [J].國際商務(wù)研究，2020，41（1）： 5-16.

[2]程廣斌，劉偉青.中國對“一帶一路”沿線國家制造業(yè)出口效率分析——基于隨機前沿引力模型 [J].華東經(jīng)濟管理，2018，32（5）：40-48.

[3]張彤璞，韓洋.中國與絲綢之路經(jīng)濟帶國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素及潛力研究 [J].商業(yè)研究，2017（4）：169-177.

[4]程云潔，董程慧.“一帶一路”倡議下新疆與周邊國家出口貿(mào)易效率及潛力研究[J].新疆大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)·人文社會科學(xué)版），2020，48（1）：1-10.

[5]Ravishankar Geetha，Stack Marie.M.The Gravity Model and Trade Efficiency： A Stochastic Frontier Analysis of Eastern E uropean Countries' Potential Trade [J].The World Economy，2014，37（5）： 690-704.

[6]Battese G.E.，Coelli T.J.Frontier Production Functions，Technical Efficiency and Panel Data：With Application to Paddy Farmers in India[J].Journal of Productivity Analysis，1992（3）：149-65.

[7]王月.世界大國在中亞地區(qū)的貿(mào)易地位與潛在比較優(yōu)勢——基于隨機前沿引力模型的實證研究 [J].亞太經(jīng)濟，2019，2（6）：55-64+145.

基金項目：遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金青年項目“遼寧省在‘一帶一路框架下中日共同開發(fā)第三方市場與東亞生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)轉(zhuǎn)型中的角色與作用”（L19CGJ002）;大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)練計劃國家級項目“一帶一路”倡議下遼寧省與日本開展第三方市場貿(mào)易合作潛力研究（202010173021）階段性研究成果。

作者單位：東北財經(jīng)大學(xué)