中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率與潛力
——基于隨機前沿引力模型的分析

胡國良，王巖冰

（新疆財經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊830012）

中國和俄羅斯互為重要的貿(mào)易伙伴，其中農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在兩國的貿(mào)易中占據(jù)著重要地位。近年來，“一帶一路”建設(shè)及“一帶一盟”對接更是有力推動了兩國貿(mào)易發(fā)展，中俄雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易迅速增長，成為雙邊貿(mào)易新的增長點，雙方進一步深化農(nóng)業(yè)合作的意愿比較強烈。從中國方面來說，隨著中國經(jīng)濟進入新階段，農(nóng)業(yè)中的矛盾也日益凸顯。一方面是耕地資源的數(shù)量和質(zhì)量不斷下降，成本不斷上升，收益不斷減少；另一方面是隨著生活水平的提高，人們追求高質(zhì)量、高安全性農(nóng)產(chǎn)品的愿望更強烈，但目前我國農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量還不能完全滿足需求。從俄羅斯方面來說，俄羅斯雖有良好的農(nóng)業(yè)發(fā)展的自然條件，但結(jié)構(gòu)性供需失衡問題長期存在。2014年烏克蘭危機以來，美國、加拿大和日本等國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品實施進口禁令，俄羅斯則采取了反制裁措施，并增加從中國、伊朗、土耳其等國的食品進口量，以彌補國內(nèi)食品市場供給不足。同時，俄羅斯為應(yīng)對制裁，積極調(diào)整國內(nèi)經(jīng)濟政策，更加重視農(nóng)業(yè)發(fā)展，將農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)作為今后發(fā)展的重點之一，尤其是對遠東地區(qū)的農(nóng)業(yè)開發(fā)進入了重點實施階段，這為中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易提供了發(fā)展機遇。目前，中國同俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模遠落后于中國與日本、加拿大、巴西等國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模，這與兩國的市場規(guī)模極不相稱，且兩國在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的合作也落后于其他領(lǐng)域。因而，進一步深入分析中國與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率和潛力具有重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

目前，學(xué)者們對中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易問題的研究主要圍繞4個方面展開：一是對中俄雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易特征的研究。鄭國富［1]認為中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的特征是起步低、增長快、總體平衡，雙方在彼此農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的占比總體偏低但發(fā)展較快，兩國在農(nóng)產(chǎn)品收支方面總體保持平衡。也有一些學(xué)者對這一觀點進行了補充及說明，如李新瑜和張永慶［2]認為中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長，兩國間農(nóng)業(yè)合作穩(wěn)步發(fā)展并成為新的增長點，中國主要從俄羅斯進口水產(chǎn)品、堅果、植物油等農(nóng)產(chǎn)品，中國主要對俄羅斯出口蔬菜、水果和水產(chǎn)品。張寧寧和鐘鈺［3]認為中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在雙邊貿(mào)易總額中所占比重呈上升趨勢，規(guī)模不斷擴大，中國對俄羅斯出口的農(nóng)產(chǎn)品種類集中，且面臨其他國家激烈的競爭；而中國從俄羅斯進口的農(nóng)產(chǎn)品種類也較為集中，品種變化不多，但自2014年起中國從俄羅斯進口的小麥數(shù)量有所增加。二是對中俄農(nóng)產(chǎn)品競爭性與互補性的研究。李建民［4]認為中俄在地理位置上占有優(yōu)勢，在市場需求、農(nóng)產(chǎn)品品種、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)潛力和農(nóng)業(yè)資源條件方面具有較強的互補性。付娜［5]、金瑋佳［6]、姜徐寧和黃和亮［7]認為中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的互補性和競爭性同時存在，但互補性強于競爭性，因此兩國間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有著極大的發(fā)展?jié)摿ΑＨ菍χ卸磙r(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素的研究。龔新蜀和劉寧［8]通過建立模型，發(fā)現(xiàn)影響中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的因素為人均收入差異、市場規(guī)模、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易差額和市場開放度。鄭紅玲等［9]運用恒定市場份額模型分析貿(mào)易增長因素，發(fā)現(xiàn)市場引致需求效應(yīng)對中國對俄羅斯出口農(nóng)產(chǎn)品的增長有顯著影響。佟光霽和孫紅雨［10]從經(jīng)濟因素、投入因素、貿(mào)易依賴和技術(shù)因素的角度出發(fā)，通過模型分析中國對俄羅斯出口農(nóng)產(chǎn)品的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟因素、長期投入因素對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易有抑制作用，而短期投入因素、貿(mào)易依賴和長期技術(shù)因素對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易有促進作用。四是對中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力的研究。謝濤［11]、張彤璞［12]、常向陽［13]等分別建立擴展的貿(mào)易引力模型、引力模型和異質(zhì)性隨機前沿引力模型，測算了中國同俄羅斯等“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力，發(fā)現(xiàn)中國與俄羅斯等大多數(shù)“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易潛力巨大，有待進一步開發(fā)。

通過梳理現(xiàn)有關(guān)于中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的文獻可知：一是既有研究多是直接以中俄雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為研究對象，對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率和潛力的研究較少，且極少探討中俄兩國間貿(mào)易潛力的動態(tài)變化并具體分析其影響因素；二是學(xué)者多采用傳統(tǒng)的引力模型進行研究，但此模型忽略了貿(mào)易摩擦，因此估計結(jié)果會存在偏差。因此，本文利用2007年—2018年中國和俄羅斯與其主要貿(mào)易伙伴國的面板數(shù)據(jù)，采用隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型，分析影響中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的因素并估算貿(mào)易效率和潛力的變化情況，以期為兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展提供有益參考。

二、中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀

關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品的分類方法有很多，國際上沒有統(tǒng)一的分類和統(tǒng)計方法，本文根據(jù)WTO《農(nóng)業(yè)協(xié)議》中的統(tǒng)計方法，同時考慮到水產(chǎn)品的重要地位，選取聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade）HS編碼下的01～24章和50～53章的農(nóng)產(chǎn)品作為研究對象。

（一）中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模在波動中擴大

2007年—2018年間，中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模在波動中不斷擴大。由圖1可明顯看出，中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額由2007年的27.22億美元上升到2018年的53.36億美元，年均增長6.3%。2018年雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額同比增長27.69%。其中，中國從俄羅斯進口32.10億美元，同比增長50.56%；中國向俄羅斯出口21.26億美元，同比增長3.9%。2009年和2015年中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額受全球金融危機和俄羅斯盧布貶值的影響，出現(xiàn)暫時性下跌，但均迅速恢復(fù)到前期水平。從農(nóng)產(chǎn)品進口和出口的角度看，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額波動提升，從2007年的12.82億美元升至2018年的21.26億美元；進口額同樣迅速增加，從2007年的14.40億美元增加到2018年的最高值32.10億美元。中國在中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中多處于順差地位，2014年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易順差最大，之后順差不斷縮??；2017年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額小于進口額，2018年俄羅斯穩(wěn)住并擴大了順差。而隨著“一帶一路”倡議的推進以及中俄經(jīng)貿(mào)聯(lián)系的加強與雙方合作的深入，雙邊貿(mào)易規(guī)模將繼續(xù)擴大，兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易前景十分廣闊。

圖1 2007年—2018年中俄農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易額（單位：億美元）

（二）中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一

表1列示了2007年—2018年中國出口俄羅斯的主要農(nóng)產(chǎn)品占比情況。從貿(mào)易結(jié)構(gòu)看，中國對俄羅斯出口的農(nóng)產(chǎn)品主要集中于食用水果及堅果、食用蔬菜、肉及水產(chǎn)品制品、植物其他部分的制品。在2007年—2018年中國對俄羅斯出口的農(nóng)產(chǎn)品中，食用蔬菜（07章）、食用水果及堅果（08章）、肉及水產(chǎn)品制品（16章）、植物其他部分的制品（20章）所占比重較大，占比均超過了10%。從走勢上看，魚及魚制品（03章）、食用蔬菜（07章）、食用水果及堅果（08章）大致呈上升態(tài)勢且增速較為明顯；油籽類（12章）、棉花（52章）雖在波動中有所下降，但下降幅度不明顯；咖啡、茶及香料類（09章）和雜項食品（21章）略有增長，蟲膠、樹膠及樹脂類（13章）增長較為顯著。整體來看，近幾年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的集中度較2007年雖有所降低但仍然偏高，本文認為其中的一個主要原因是俄羅斯特殊的地理環(huán)境和自然氣候?qū)е率卟怂?yīng)不足。

表1 2007年—2018年中國出口俄羅斯的主要農(nóng)產(chǎn)品占比（單位：%）

表2列示了2007年—2018年中國從俄羅斯進口的主要農(nóng)產(chǎn)品占比情況。由表2可知，2007年—2018年間，中國從俄羅斯進口的農(nóng)產(chǎn)品高度集中于魚及魚制品（03章）、油籽類（12章）和動植物油脂（15章）。2018年，僅這3類農(nóng)產(chǎn)品就占中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品總額的80.6%。魚及魚制品（03章）在中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品中所占比重最高，2007年甚至達到92.96%，但隨著其他農(nóng)產(chǎn)品進口的增加，魚及魚制品（03章）占比逐年減少，呈下降趨勢；油籽類（12章）和動植物油脂（15章）占進口農(nóng)產(chǎn)品總額的比重呈快速上升態(tài)勢，到2018年分別升至11.72%和12.07%。總體上看，中國從俄羅斯進口的農(nóng)產(chǎn)品集中度較高，這主要與俄羅斯的農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢和自然條件有關(guān)。

表2 2007年—2018年中國從俄羅斯進口的主要農(nóng)產(chǎn)品占比（單位：%）

通過對中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)的分析可知：2007年—2018年間，中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額不斷增長，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易前景十分廣闊，但中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易種類相對集中，貿(mào)易結(jié)構(gòu)單一，中國出口俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品主要以蔬菜、水果及其制品為主，而中國主要從俄羅斯進口魚類及其他水生動物。由此可見，中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品的互補性較強而相似性較弱，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有較大的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

（三）中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭性與互補性并存

1.中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競爭性。本文引入顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）以衡量中俄農(nóng)產(chǎn)品的競爭優(yōu)勢。RCA常用于衡量一國商品在世界貿(mào)易市場上的比較優(yōu)勢，計算公式為：

式（1）中，X i和X ki分別表示i國所有產(chǎn)品的出口額和k產(chǎn)品出口額，X w和X kw分別表示世界所有產(chǎn)品出口額和k產(chǎn)品出口額。一般認為，R C A＜0.8表示i國k產(chǎn)品在貿(mào)易中競爭力較弱，0.8≤R CA＜1.25表示i國k產(chǎn)品在貿(mào)易中有一定的競爭力，1.25≤R CA＜2.5表示i國k產(chǎn)品在貿(mào)易中競爭力較強，R C A≥2.5表示i國k產(chǎn)品在貿(mào)易中競爭力極強。圖2為中國和俄羅斯2007年—2018年農(nóng)產(chǎn)品RCA趨勢圖。

圖2 2007年—2018年中俄農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)趨勢圖

由圖2可以看出，總體而言，中俄農(nóng)產(chǎn)品R C A均在0.8以下，表明兩國農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力均較弱；從走勢來看，2014年前中國農(nóng)產(chǎn)品RCA高于俄羅斯，但2015年俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品R CA實現(xiàn)反超。中國農(nóng)產(chǎn)品R CA表現(xiàn)相對平穩(wěn)但略有下降，由2007年的0.56降到2015年的最低點0.42，隨后基本維持在0.44左右，這說明我國農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力有所下降。其中的一個主要原因是我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍受傳統(tǒng)小農(nóng)經(jīng)濟的影響，規(guī)模小且分散，限制了農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)加工，且我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)機械化水平還有待提高。此外，隨著我國人口紅利的逐漸消失和城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動力成本逐漸上升，土地資源流失較嚴重，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)量有所下降。因此，我國對農(nóng)產(chǎn)品進口的需求增加，出口能力下降。俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品R CA整體呈上升趨勢，說明其農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力雖然較弱但呈增強的趨勢，尤其是自2010年后快速上升，2018年達到了0.73。這主要是因俄羅斯調(diào)整了國內(nèi)經(jīng)濟政策，逐漸重視農(nóng)業(yè)發(fā)展，擴大了農(nóng)產(chǎn)品出口。隨著中俄經(jīng)貿(mào)往來的不斷加深，中俄雙方可充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，共同實現(xiàn)貿(mào)易利益最大化。

2.中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的互補性。為進一步研究中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的互補性，本文采用于津平［14]提出的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)（C i j）來進行分析，計算公式為：

上式中，C ij和分別表示i國出口與j國進口之間的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)以及在k產(chǎn)品上的貿(mào)易互補性指數(shù)，R C A xi k和RC A mjk分別表示用出口和進口衡量的i國與j國在產(chǎn)品k上的比較優(yōu)勢，X i和X ik分別表示i國所有產(chǎn)品和k產(chǎn)品的出口額，M j和M jk分別表示j國所有產(chǎn)品和k產(chǎn)品的進口額。一般來說，如果RC A x ik較大且RC A mjk較大，則也較大。當農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易種類較多時，C ij可以根據(jù)和W k（世界k產(chǎn)品貿(mào)易額）在W（世界所有產(chǎn)品貿(mào)易總額）中所占比重加權(quán)得到。當0＜C ij＜1時，表明兩國貿(mào)易互補性較弱；當C ij≥1時，表明兩國貿(mào)易互補性較強。2007年—2018年中俄農(nóng)產(chǎn)品綜合貿(mào)易互補性指數(shù)見圖3。

圖3 2007年—2018年中俄農(nóng)產(chǎn)品綜合貿(mào)易互補性指數(shù)

由圖3可以看出，2016年以來，中國對俄羅斯出口和中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)均在0.6左右。從走勢上看，中國對俄羅斯出口的C i j一直高于中國從俄羅斯進口的C ij，表明俄羅斯是中國重要的農(nóng)產(chǎn)品出口國。中國對俄羅斯出口的C ij在波動中下降且小于1，表明中國對俄羅斯出口與中國從俄羅斯進口的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性較弱。從中國的角度分析，這是因為我國農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力有所下降。隨著我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，在市場化改革和政策支持下第二和第三產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展，各種生產(chǎn)要素紛紛涌向第二、第三產(chǎn)業(yè)，在一定程度上導(dǎo)致農(nóng)業(yè)發(fā)展相對緩慢。此外，隨著經(jīng)濟全球化的不斷深入，各國對農(nóng)產(chǎn)品的需求不斷增加，進口關(guān)稅不斷降低，致使農(nóng)產(chǎn)品更加方便、快捷地進入各國市場，從而在一定程度上削弱了我國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力。中國從俄羅斯進口的C i j呈上升趨勢但小于1，表明雖然中國從俄羅斯進口與中國對俄羅斯出口的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性較弱，但后續(xù)發(fā)展勢頭強勁。從俄羅斯的角度分析，這主要與其國內(nèi)經(jīng)濟形勢有關(guān)，在滿足國內(nèi)民眾對農(nóng)產(chǎn)品需求的情況下，剩余所供出口的農(nóng)產(chǎn)品較少。但是，隨著俄羅斯對農(nóng)業(yè)投入的增加，出口的農(nóng)產(chǎn)品也日益增加。同時，中俄間密切的經(jīng)貿(mào)往來、俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅下降等都為兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展創(chuàng)造了良好條件。由此可見，中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展仍有巨大潛力。

三、中俄雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率及其影響因素的理論模型

既有研究通常用引力模型探析貿(mào)易的影響因素，但引力模型通常假定貿(mào)易摩擦為零或較小，并把其歸到隨機誤差項，這使得模型估計結(jié)果可能存在偏差。隨機前沿引力模型將影響因素分為人為因素和自然因素，并將自然因素歸到隨機擾動項，將人為因素歸到貿(mào)易非效率項，因而可使估計結(jié)果更加準確?；诖耍疚氖褂秒S機前沿引力模型探尋中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素。

（一）理論模型

1.隨機前沿引力模型。Farrell［15]為分析生產(chǎn)函數(shù)的技術(shù)效率提出了隨機前沿分析方法，隨機前沿引力模型正是基于該方法對傳統(tǒng)引力模型的進一步完善。Meeusen和Broeck［16]、Aigner等［17]結(jié)合隨機前沿方法和面板數(shù)據(jù)分析生產(chǎn)技術(shù)效率問題，Battese和Coelli［18]為解決技術(shù)效率的時間變化問題提出了時變隨機前沿模型。本文采用隨機前沿分析方法，基本模型為：

對式（4）兩邊取對數(shù)可得：

上式中：Y ijt為t期i國對j國的實際貿(mào)易額；X ijt是影響貿(mào)易額的主要因素；β為待估參數(shù)；θijt為隨機測量誤差；μijt為貿(mào)易非效率項，是促進或阻礙雙邊貿(mào)易的因素。在隨機前沿引力模型中，當μijt不存在時，i國對j國的貿(mào)易額可達到最大值，即：

式（6）中，Y*ijt為貿(mào)易潛力所能達到的最優(yōu)狀態(tài)。由實際貿(mào)易額和貿(mào)易潛力的比值，可得到貿(mào)易效率（TE ijt）：

當μijt＞0時，說明雙邊貿(mào)易中存在阻礙貿(mào)易的非效率因素，此時仍有較大的貿(mào)易發(fā)展空間；當μijt=0時，說明雙邊貿(mào)易額已達到最大值，此時無貿(mào)易阻礙因素。

2.貿(mào)易非效率模型。為進一步分析貿(mào)易非效率因素對貿(mào)易的影響，還需建立貿(mào)易非效率模型。傳統(tǒng)方法一般通過“兩步法”實現(xiàn)：先根據(jù)隨機前沿引力模型測算貿(mào)易非效率項μi jt的估計值，再把得出的μijt作為被解釋變量，運用外生變量對μijt進行回歸，分析影響μijt的因素。但“兩步法”不僅步驟復(fù)雜，而且對模型要求較高，一旦模型設(shè)定出現(xiàn)偏差就會導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)誤差。Battese和Coelli［19]提出的“一步法”不僅能夠同時估計隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型的參數(shù)，簡化步驟，還能夠很好地彌補“兩步法”的不足。因此，本文根據(jù)“一步法”設(shè)定貿(mào)易非效率項（μijt）：

式（8）中，K ijt為影響貿(mào)易非效率的外生變量，λ為待估參數(shù)，εijt為隨機擾動項。

（二）模型設(shè)定

在Armstrong［20]研究的基礎(chǔ)上，本文參照傳統(tǒng)的引力模型，將影響貿(mào)易的因素分為自然因素和人為因素，并把短期不隨時間改變的自然因素如兩國的經(jīng)濟規(guī)模、距離、人口等納入隨機前沿引力模型，把政治穩(wěn)定性、經(jīng)濟自由水平、通關(guān)效率等人為因素納入貿(mào)易非效率模型，構(gòu)建如下所示的隨機前沿引力模型：

式（9）中：被解釋變量Y ijt表示t時期i國對j國的農(nóng)產(chǎn)品出口額；G DP it和GDP jt分別為i國和j國的經(jīng)濟規(guī)模，一般來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值越高越有利于貿(mào)易的發(fā)展，因此預(yù)期其與Y ijt正相關(guān)；P O P it和P O P jt分別為兩國的人口總數(shù)，代表市場規(guī)模，與貿(mào)易量成正比，因此預(yù)期其與Y ijt正相關(guān)；D IS ij代表i國和j國首都間的距離，一般來說距離越遠越不利于貿(mào)易的開展，因此預(yù)期其與Y i jt負相關(guān)；θijt為誤差項；μi jt為非效率項。

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素，本文建立如下貿(mào)易非效率模型：

式（10）中：被解釋變量μijt是貿(mào)易非效率項。解釋變量P S jt為j國的政治穩(wěn)定性，一國政治越穩(wěn)定，越有利于促進貿(mào)易的發(fā)展，因此預(yù)期其與μijt負相關(guān)；G E jt為j國的政府效率，一國政府管理效率越高，越有利于貿(mào)易協(xié)定或協(xié)議的達成，因此預(yù)期其與μijt負相關(guān)；F TA ijt表示j國是否與中國簽訂已生效的自由貿(mào)易協(xié)定，已簽訂取1，未簽訂取0，F(xiàn)TA的簽訂能極大地促進貿(mào)易的增長，因此預(yù)期其與μijt負相關(guān)；TA F jt為j國的農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅水平，用初級產(chǎn)品的關(guān)稅水平衡量，關(guān)稅水平越高越不利于貿(mào)易協(xié)定或協(xié)議的達成，因此預(yù)期其與μijt正相關(guān)；F RE jt為j國的經(jīng)濟自由度水平，一國經(jīng)濟越自由越有利于貿(mào)易的開展，因此預(yù)期其與μijt負相關(guān)；A G R jt為j國農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重，一國農(nóng)業(yè)所占的比重越高越有利于貿(mào)易的增長，因此預(yù)期其與μijt負相關(guān)；CE jt為j國的通關(guān)效率，一國通關(guān)效率越高越有利于貿(mào)易的開展，因此預(yù)期其與μijt負相關(guān)。

（三）數(shù)據(jù)來源及變量符號預(yù)期

除中國和俄羅斯外，本文還選取了澳大利亞、加拿大、法國、韓國、日本、印度尼西亞、馬來西亞、西班牙、巴基斯坦、菲律賓、荷蘭、巴西、印度、越南、泰國、德國、英國、美國、意大利為研究對象，這些國家與中國、俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額均較大且交易頻繁，可為后期分析貿(mào)易效率提供對比。本研究以2007年—2018年為樣本時間范圍，分別構(gòu)建中國向?qū)ο髧隹谵r(nóng)產(chǎn)品的模型（以下簡稱“出口模型”）和中國從對象國進口農(nóng)產(chǎn)品的模型（以下簡稱“進口模型”），數(shù)據(jù)來源及變量符號預(yù)期如表3所示。

表3 各變量含義、符號及數(shù)據(jù)來源

四、中俄雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率及其影響因素的實證分析

（一）時變隨機前沿引力模型估計結(jié)果

1.模型適用性檢驗。使用隨機前沿引力模型前需用最大似然比LR統(tǒng)計量檢驗?zāi)Ｐ瓦m用性。先用原假設(shè)γ=μ=η=0檢驗是否存在貿(mào)易非效率，再用原假設(shè)η=0檢驗貿(mào)易非效率是否隨時間變化而變化，繼而采用計量工具Frontier4.1進行回歸，結(jié)果顯示出口模型和進口模型中LR統(tǒng)計量的值都大于臨界值，即拒絕原假設(shè)，且貿(mào)易非效率隨時間變化而變化，因此適合采用時變隨機前沿引力模型進行估計。模型適用性檢驗結(jié)果見表4。

表4 隨機前沿引力模型適用性檢驗結(jié)果

2.實證結(jié)果分析。前文的檢驗結(jié)果表明可選擇時變隨機前沿引力模型對出口模型和進口模型進行回歸，結(jié)果如表5所示。

表5 時變隨機前沿引力模型估計結(jié)果

由表5可以看出，在出口和進口的時變模型中，γ值分別為0.977和0.991且均通過了1%的顯著性水平檢驗，表明兩個模型的農(nóng)產(chǎn)品實際貿(mào)易額與貿(mào)易潛力間存在較大差距，而差距的產(chǎn)生主要是由于非效率因素的存在，同時這也從另一個角度說明了使用隨機前沿引力模型是合適的。η值分別為0.003和-0.034且均通過了1%的顯著性水平檢驗。這不僅證明了使用時變模型的正確性，而且表明在出口模型中，貿(mào)易非效率因素造成的貿(mào)易阻礙隨著時間的變化而逐漸減少，因而農(nóng)產(chǎn)品出口效率隨著時間變化而逐漸提高；在進口模型中，貿(mào)易壁壘的阻礙作用隨著時間的變化逐漸增大，因而農(nóng)產(chǎn)品的進口效率隨著時間變化而逐漸降低。GD P it和G D P j t均通過了顯著性水平檢驗且系數(shù)均為正值，與理論預(yù)期一致，說明經(jīng)濟規(guī)模對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量的增長有較大的促進作用，即中國和對象國的經(jīng)濟規(guī)模越大，越有利于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量的增長。

在出口的時變模型中，P O P it和POP jt均顯著為正，與理論預(yù)期一致，說明兩國人口越多，市場容量越大，需求越旺盛，越有利于農(nóng)產(chǎn)品出口額的增加。中國的人口系數(shù)（P O P it）大于對象國的人口系數(shù)（PO P jt），表明中國的勞動力優(yōu)勢會轉(zhuǎn)化為農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易優(yōu)勢，有利于中國對對象國農(nóng)產(chǎn)品出口的增長。在進口的時變模型中，PO P it和P O P jt均顯著為負，與理論預(yù)期相反，說明中國人口總量增加將帶動中國農(nóng)業(yè)在生產(chǎn)效率、規(guī)模化等方面的發(fā)展，并在一定程度上提高本國的自給能力，國內(nèi)市場份額會擠占一部分國外份額，從而減少進口。此外，對象國人口的增加將導(dǎo)致國內(nèi)需求增加，出口減少，從而對中國從對象國進口農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)生一定的負面影響。

無論是出口模型還是進口模型，兩國首都間距離（D IS ij）對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易均有顯著的負向影響，這與理論預(yù)期一致，且與其他變量相比，距離的回歸系數(shù)的絕對值較大，說明距離仍然是制約中國與對象國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長的主要因素。這是因為農(nóng)產(chǎn)品不同于工業(yè)制成品，大多數(shù)農(nóng)產(chǎn)品對運輸時間和運輸條件要求較高，導(dǎo)致運輸成本較高，從而極大地阻礙了雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量的增長。

（二）貿(mào)易非效率模型實證結(jié)果分析

在上述分析的基礎(chǔ)上，下文采用“一步法”估計貿(mào)易非效率模型，結(jié)果如表6所示。

表6 貿(mào)易非效率模型估計結(jié)果

由表6可以看出，出口模型中γ值為0.999且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明不僅存在貿(mào)易非效率項，而且貿(mào)易非效率項的存在嚴重制約了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長。政治穩(wěn)定性（PS jt）在出口模型和進口模型中均顯著為負，與理論預(yù)期一致，表明對象國政治穩(wěn)定有利于促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。政府效率（GE jt）在出口模型和進口模型中均未通過顯著性檢驗，表明與其他影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的因素相比，政府效率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響不大。經(jīng)濟自由度水平（FRE jt）在出口模型和進口模型中都通過了顯著性檢驗，與貿(mào)易非效率呈負相關(guān)關(guān)系，與理論預(yù)期一致，表明對象國的經(jīng)濟自由度是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的制約因素，提高經(jīng)濟自由度可擴大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，減少農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的損失，同時可以抵消部分貿(mào)易非效率的阻礙作用。自由貿(mào)易協(xié)定（FT A ijt）在出口模型和進口模型中均顯著為負，與理論預(yù)期一致，說明簽訂自由貿(mào)易協(xié)定可以減少貿(mào)易障礙，降低貿(mào)易成本，提高農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率。通關(guān)效率（CE jt）在出口模型中未通過顯著性檢驗，說明相較于其他因素，通關(guān)效率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響較??；但通關(guān)效率（C E jt）在進口模型中通過了顯著性檢驗且值為負，與預(yù)期一致，說明通關(guān)效率對農(nóng)產(chǎn)品進口效率有顯著影響，提高通關(guān)效率可促進進口額的增加。無論是出口模型還是進口模型，農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅水平（T AF jt）均與貿(mào)易非效率呈負相關(guān)關(guān)系，且通過了1%的顯著性水平檢驗，與理論預(yù)期一致，說明農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅水平是阻礙農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長的重要因素，降低農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅水平有利于擴大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重（AGR jt）在出口模型和進口模型中均通過了顯著性檢驗但其值為正，與理論預(yù)期不一致，說明農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重越高反而抑制了出口和進口，原因可能是雙方均提高了農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)效率，從而對外國農(nóng)產(chǎn)品的依賴程度下降。

（三）中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率分析

基于“一步法”構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，進而可得出2007年—2018年中國對俄羅斯出口和中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的估計值，結(jié)果見表7。根據(jù)公式（7），貿(mào)易效率的估計值在0～1之間，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率值越大，說明實際的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額與潛在的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額相差較小，反之則差距較大。由表7可以看出，2007年—2018年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品的出口效率總體略有提升，其效率值基本在0.3左右波動；從效率值在樣本國的排名看，中國對俄羅斯出口效率的排名基本保持在第8位或第9位，中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易效率基本在第14位或第15位；另外，中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易效率總體略有下滑，貿(mào)易效率多在0.2～0.4之間波動。由此可見，無論是中國對俄羅斯出口農(nóng)產(chǎn)品還是中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品，其貿(mào)易效率值與同期的樣本國家相比均偏低，說明中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率不高，具有較大的發(fā)展?jié)摿?。近年來，雖然中俄經(jīng)貿(mào)關(guān)系日益密切，但中俄雙方農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中仍存在如配額制、許可證制等貿(mào)易壁壘，阻礙了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的進一步提高，但“一帶一路”建設(shè)和“一帶一盟”合作對接的推進，為雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進一步發(fā)展提供了有利條件。

表7 2007年—2018年中國與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率

（四）中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力計算

根據(jù)回歸得到的貿(mào)易效率，以貿(mào)易實際值除以貿(mào)易效率可得貿(mào)易潛在值（即貿(mào)易潛力），以貿(mào)易潛在值與貿(mào)易實際值的比值減1即可得拓展空間。表8為2007年—2018年中國與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力。

表8 2007年—2018年中國與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力

由表8可以明顯看出，不論是中國對俄羅斯出口農(nóng)產(chǎn)品還是中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品，其實際貿(mào)易額與潛在貿(mào)易額之間均存在較大差距。從貿(mào)易拓展空間來看，中國與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口拓展空間和進口拓展空間分別平均達到了224.01%和272.32%。由此可見，雖然近年來中俄兩國經(jīng)貿(mào)往來頻繁，但兩國間農(nóng)產(chǎn)品實際貿(mào)易值遠未達到貿(mào)易潛在值，有著巨大的貿(mào)易潛力和貿(mào)易拓展空間。如果未來雙方可以有效消除貿(mào)易非效率項的影響，不斷調(diào)整并優(yōu)化貿(mào)易和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，充分把握“一帶一路”建設(shè)和“一帶一盟”對接的契機，那么雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增加額將是巨大的。

五、結(jié)論與建議

本文對中國與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀進行了分析，發(fā)現(xiàn)中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量呈上升態(tài)勢，兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性較強而相似性較弱，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有著良好的發(fā)展前景。通過進一步的回歸分析可知：無論是中國對俄羅斯出口農(nóng)產(chǎn)品還是中國從俄羅斯進口農(nóng)產(chǎn)品，與同期其他樣本國家相比，兩國間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率均偏低，拓展空間均達到200%以上，表明中俄兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率不高，仍存在較大的發(fā)展?jié)摿?。基于此，本文提出以下建議：

第一，加強中俄物流網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，進一步暢通貿(mào)易渠道。本文的實證結(jié)果表明，距離仍然是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長的主要因素，農(nóng)產(chǎn)品對運輸時間和運輸條件要求較高，因交通不便而造成的運輸成本過高阻礙了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的進一步發(fā)展。因此，應(yīng)著力降低距離的負面影響，不斷改善貿(mào)易環(huán)境。在中俄兩國的共同努力下，雖先后建設(shè)了同江鐵路大橋、“濱海-1號”和“濱海-2號”等跨境鐵路運輸通道，但中國產(chǎn)品出口仍受鐵路運力的限制，物流體系運行不暢，還需加強兩國間港口、公路、航空等建設(shè)，如在港口方面，推進合作建設(shè)斯拉維揚卡港的相關(guān)工作，通過打造水陸空立體發(fā)展的國際運輸網(wǎng)絡(luò)，進一步暢通貿(mào)易渠道。

第二，減少貿(mào)易壁壘，優(yōu)化營商環(huán)境。對貿(mào)易非效率項有顯著影響的方面，如關(guān)稅水平、政治穩(wěn)定性、政府效率、通關(guān)效率等，可以通過不斷優(yōu)化營商環(huán)境加以改善。今后應(yīng)繼續(xù)深化中俄兩國的經(jīng)貿(mào)合作，通過降低人為貿(mào)易阻力的方式，如降低關(guān)稅、簡化辦事程序、提高通關(guān)效率等，持續(xù)優(yōu)化貿(mào)易環(huán)境，使農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易更加方便、快捷，進而提高貿(mào)易效率。同時，還可以充分發(fā)揮民間組織的力量，積極利用民間組織提供的相關(guān)法律咨詢服務(wù)和經(jīng)貿(mào)信息為中俄貿(mào)易的開展創(chuàng)造有利條件。

第三，著力提升農(nóng)業(yè)綜合效益和農(nóng)產(chǎn)品競爭力。中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易雖存在一定的競爭關(guān)系，但總體上互補性大于競爭性，今后雙方應(yīng)充分發(fā)揮自身優(yōu)勢，著力提升農(nóng)業(yè)綜合效益和農(nóng)產(chǎn)品競爭力。首先，注重轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的觀念，加快農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系創(chuàng)新，逐漸改變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模小且分散的局面。在著力提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的同時也要著力保證農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，加大監(jiān)管力度，使農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)經(jīng)營管理更加規(guī)范。其次，加大對農(nóng)業(yè)的扶持力度，全力推進農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)項目建設(shè)。尤其應(yīng)加大對規(guī)模大、帶動力強的龍頭企業(yè)的扶持力度，在政策、資金、技術(shù)等方面給予幫助，使其迅速成長為帶動農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的“火車頭”。