貿(mào)易制度安排對中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家貿(mào)易效率的影響
——基于時變隨機前沿引力模型的實證分析

曹芳芳，張 靜，李先德

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所，北京市 100081；2.北京物資學(xué)院經(jīng)濟學(xué)院，北京市 101149）

一、引言

根據(jù)《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》，推動共建“一帶一路”高質(zhì)量發(fā)展、深化經(jīng)貿(mào)投資務(wù)實合作是構(gòu)建高水平開放經(jīng)濟新體制的重要組成部分。“一帶一路”沿線國家大部分是發(fā)展中國家，農(nóng)業(yè)經(jīng)貿(mào)合作是雙方合作的重點，因此在新發(fā)展格局背景下，探索中國與“一帶一路”沿線國家在農(nóng)業(yè)經(jīng)貿(mào)領(lǐng)域的有效合作方式和路徑，暢通國內(nèi)國際雙循環(huán)，具有重要的理論意義和現(xiàn)實必要性。

“一帶一路”倡議的不斷推進(jìn)使得“一帶一路”沿線國家成為我國農(nóng)產(chǎn)品出口的主要目的區(qū)域。聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade）資料①顯示，中國對“一帶一路”沿線國家②的農(nóng)產(chǎn)品出口額2000—2020年二十年間年均增長8.92%，但在2000—2019年，其占中國農(nóng)產(chǎn)品的比重從85.23%下降到83.76%，但由于2020年新冠肺炎疫情對農(nóng)產(chǎn)品遠(yuǎn)距離貿(mào)易產(chǎn)生了較大沖擊，而“一帶一路”沿線國家離中國較近，占比提高到97.81%。從貿(mào)易趨勢可以看出，除2020年外，中國對“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口額雖然絕對值增幅較大，但相對份額即占比增長較為緩慢，甚至近年來有所下滑。農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率受貿(mào)易雙方合作制度的影響較大，但目前對貿(mào)易制度安排形式及存續(xù)時長對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率影響及機制的研究較少。為明確影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家貿(mào)易效率提升的貿(mào)易制度和政策制約因素，需從理論和實踐兩方面全面評估貿(mào)易制度安排對貿(mào)易效率的影響及內(nèi)在作用機理。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究主要從貿(mào)易效率、貿(mào)易潛力及其影響因素等方面評估中國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，研究表明中國與“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力較大，但貿(mào)易潛力存在明顯的地域差別。譚晶榮等[1]發(fā)現(xiàn)，中國與哈薩克斯坦、塔吉克斯坦在肉類和制品、水果蔬菜、紡織纖維、未加工材料等四類主要農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易上具有很大的潛力。王瑞等[2]關(guān)于中國對“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口潛力的研究表明，中國與德國、俄羅斯、土耳其等總體農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力居前列，與印度、伊朗、土庫曼斯坦等農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力偏小。劉宏曼等[3]的研究表明，中國與沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率自1995年以來不斷提升，平均貿(mào)易效率為46%；農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力較大的國家主要是東盟和南亞的國家，潛力較小的國家主要是中亞五國以及不丹和尼泊爾等。趙金鑫等[4]發(fā)現(xiàn)，中國對沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品出口效率表現(xiàn)出較大的國別差異，尤其是對中東歐、南亞和部分中東國家出口效率較低，面臨較大阻力。

已有研究普遍認(rèn)為，人口、經(jīng)濟、貿(mào)易協(xié)定、基礎(chǔ)設(shè)施、貿(mào)易便利化等是影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”國家的重要因素。李浩學(xué)等[5]認(rèn)為，人口總量、人均GDP 都與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力顯著正向相關(guān)，而地理距離與之顯著負(fù)向相關(guān)；自貿(mào)協(xié)定、航運條件及運輸設(shè)備有利于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，而關(guān)稅、結(jié)關(guān)時間和投資開放度會阻礙農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。有研究顯示，不同區(qū)域沿線國家參與的區(qū)域自由貿(mào)易協(xié)定對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的影響較為復(fù)雜，大阿拉伯自貿(mào)區(qū)和中部歐洲自貿(mào)區(qū)的建立呈現(xiàn)積極效應(yīng)，而南亞自貿(mào)區(qū)及歐盟活躍的區(qū)域內(nèi)貿(mào)易對中國出口造成了不利影響，中國-東盟自貿(mào)區(qū)對提升中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率并未產(chǎn)生預(yù)期的積極作用[4]。還有少數(shù)學(xué)者考慮了制度環(huán)境和貿(mào)易便利化的影響[3-6]。劉宏曼等[3]發(fā)現(xiàn)，加入世界貿(mào)易組織（WTO）、亞洲太平洋經(jīng)濟合作組織（APEC）以及自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）的生效能顯著提高貿(mào)易效率，政府支出增加及貿(mào)易、投資、商業(yè)自由度提高有利于降低農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易非效率。韓嘯等[3]等認(rèn)為，如果東南亞、南亞地區(qū)的交通設(shè)施建設(shè)水平達(dá)到全球平均水準(zhǔn)，將促使中國與該地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量提高25%左右，而簽署自貿(mào)協(xié)定將促使其提高77%。

整體來看，關(guān)于貿(mào)易制度安排形式及存續(xù)時長對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率影響的研究較為少見，而關(guān)于貿(mào)易制度對貿(mào)易影響的研究多集中于外企績效、新型出口和文化產(chǎn)品貿(mào)易[7-9]方面，關(guān)于其對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率影響的研究比較缺乏。阿爾瓦雷斯（Alvarez）等[10]指出，貿(mào)易雙方的制度水平和制度距離對雙邊貿(mào)易的影響作用隨時間遞增，并且其對農(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，隨著國際貿(mào)易環(huán)境不確定性不穩(wěn)定性的增強，貿(mào)易制度安排形式及存續(xù)時長對農(nóng)產(chǎn)品出口效率的影響已不容忽視。

從研究方法來看，對于貿(mào)易潛力的測算多采用引力模型或擴展的引力模型[11-12]，并利用引力模型得到的模擬值與實際貿(mào)易額兩者之間的比值來測算貿(mào)易潛力，但該結(jié)果僅是各影響因素對進(jìn)出口貿(mào)易額的平均值，忽視了一些難以量化或者不可觀測的主觀貿(mào)易阻力如政策因素、制度因素的影響，所計算的貿(mào)易潛力并不能真實反映國家之間的貿(mào)易潛力[13]。為解決該問題，隨機前沿引力模型被引入貿(mào)易研究領(lǐng)域，并經(jīng)過法瑞爾（Far?rell）[14]、萊文斯坦（Lebenstein）[15]、艾格納（Aigner）等[16]、繆森（Meeusen）等[17]、阿姆斯特朗（Arm?strong）[18]的發(fā)展和完善，從理論上論證了隨機前沿引力模型用于貿(mào)易效率研究的可行性。隨機前沿引力模型納入了技術(shù)無效率項，比傳統(tǒng)引力模型更加科學(xué)合理，因此在貿(mào)易領(lǐng)域得到國內(nèi)學(xué)者的廣泛應(yīng)用[19-21]。

本文基于2000—2020年中國對“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)，采用隨機前沿引力模型探究貿(mào)易制度安排對中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家貿(mào)易效率的影響及作用機制，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步測算出口貿(mào)易效率，對不確定性背景下促進(jìn)中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家具有重要的理論和現(xiàn)實參考價值。

三、研究方法與數(shù)據(jù)說明

（一）隨機前沿引力理論模型

參考艾格納等[16]、繆森等[17]和阿姆斯特朗[18]對隨機前沿引力模型的理論研究，模型隨機擾動項包含隨機誤差項和非負(fù)的技術(shù)無效率項，其中，前者反映外界隨機沖擊的影響，后者捕捉貿(mào)易過程中難以觀測的非效率因素影響，公式為：

其中，Tijt代表i、j兩國在t年的實際貿(mào)易值，Tijt*代表i、j兩國在前沿條件下的最大貿(mào)易潛力值，此時不存在貿(mào)易非效率，xijt表示人口、經(jīng)濟、地理距離等影響因素，β為影響系數(shù)，隨機誤差項為vit，貿(mào)易非效率項為uit，TEijt代表貿(mào)易效率。TEijt∈[0，1]，其取值越接近1，代表貿(mào)易效率越高，貿(mào)易潛力越小。當(dāng)TEijt取值為1時，表明不存在貿(mào)易非效率；當(dāng)TEijt取值為0 時，貿(mào)易效率最低。對式（1）兩邊取對數(shù)，得到：

借鑒巴特西（Battese）等[22]的“一步法”，貿(mào)易非效率模型和隨機前沿引力模型分別寫為：

其中，zit代表影響貿(mào)易非效率的因素，α為貿(mào)易非效率影響因素的待估參數(shù)，εit為隨機誤差項。vit和uit相互獨立，uit服從截尾正態(tài)分布。

由于本文數(shù)據(jù)屬于跨期面板數(shù)據(jù)，為了準(zhǔn)確衡量中國農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易效率是否隨時間變化，在模型中引入時間因素[23]，其表達(dá)式為：

其中，T表示觀察期數(shù)，η表示貿(mào)易效率隨時間變化的特征值。當(dāng)特征值為正（負(fù)）時，貿(mào)易非效率隨時間遞增（遞減），貿(mào)易效率遞減（遞增）；當(dāng)特征值為0 時，則貿(mào)易效率不存在時間效應(yīng)，此時應(yīng)采用不含時間變量的非效率模型（5）。

（二）計量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)式（6），隨機前沿引力模型的具體計量形式為：

其中，i為出口目的國，j代表中國，t為年份，Tijt為中國對“一帶一路”沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品出口額，等式右邊為解釋變量。變量PGDPit和PGDPjt衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，分別為中國和出口目的國的人均GDP（2010年不變美元口徑）；變量POPit和POPjt衡量市場需求，分別對應(yīng)中國和出口目的國的人口規(guī)模，一個國家市場需求越大，其農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口規(guī)模越大，反之，越小；GAPijt衡量人均GDP的差距，林德假說認(rèn)為，兩國經(jīng)濟發(fā)展差距越大，重疊需求越小，貿(mào)易的可能性也越?。籇ISijt表示兩國首都之間的地理距離，用以衡量它們之間的貿(mào)易成本，距離越遠(yuǎn)，貿(mào)易成本越高，越不利于兩國之間的貿(mào)易。匯率變化會直接影響貿(mào)易的成本收益，因此采用出口目的國貨幣對人民幣的匯率（EXCHAijt）控制其影響；人均耕地面積（PLANDit）和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP 的比重（AGRit）衡量出口目的國農(nóng)業(yè)資源稟賦，農(nóng)業(yè)資源稟賦越好，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求越??；DEP衡量出口目的國的貿(mào)易依賴度，一般而言，貿(mào)易依賴度越高，貿(mào)易開放程度越高，進(jìn)口中國農(nóng)產(chǎn)品的可能性也就越大。除DISijt數(shù)據(jù)來源于法國智庫國際研究中心數(shù)據(jù)庫（CEPII）③外，其余變量數(shù)據(jù)均來自世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）數(shù)據(jù)庫④。

進(jìn)一步，構(gòu)建貿(mào)易非效率模型：

其中，變量FTA代表中國是否與出口目的國簽署自由貿(mào)易協(xié)定，如是，F(xiàn)TA取值為1，否則，取值為0。研究表明，F(xiàn)TA的簽署對雙方貿(mào)易有積極影響[21]。WTO代表出口目的國是否加入WTO，是取值為1，否取值為0。貿(mào)易制度安排包括形式和存續(xù)時長兩方面：一方面，利用是否簽署FTA和是否共同加入WTO等典型貿(mào)易制度安排形式來探究其對貿(mào)易效率的影響差異；另一方面，利用“一帶一路”沿線國家與中國簽署FTA 和加入WTO 的年限替換上述兩個變量，探究貿(mào)易制度安排存續(xù)時長對貿(mào)易效率的影響差異。其中，變量FTA_time表示從簽署FTA初始年份到t年的時長，WTO_time表示從加入WTO年份到t年的時長。變量proit、intit、judit、taxit、spendit、busiit、laborit、moneyit、tradeit、investit和finanit分別代表產(chǎn)權(quán)保護(hù)程度、政府干預(yù)程度、司法效率、稅收負(fù)擔(dān)、財政支出以及商業(yè)、勞動、貨幣、貿(mào)易、投資、金融方面的自由度，各指標(biāo)取值范圍為0～100，指標(biāo)評價好壞與分值高低正相關(guān)。這些指標(biāo)多維度、外生地衡量各國社會經(jīng)濟制度和對外開放程度[24-25]，數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會數(shù)據(jù)庫（Heritage Foundation Data?base）⑤，具體描述性統(tǒng)計見表1。

表1 模型變量選取及描述性統(tǒng)計

（三）數(shù)據(jù)來源

農(nóng)產(chǎn)品定義采用WTO 口徑，數(shù)據(jù)來源于UN Comtrade數(shù)據(jù)庫⑥，具體包含HS1992編碼01-24章以及5101、5102、5103、5201、5202 和5203 品目的所有農(nóng)產(chǎn)品。排除數(shù)據(jù)缺失較多的國家，數(shù)據(jù)缺失較少的國家采用插值法和趨勢外推法補全，最終選取2000—2020年“一帶一路”沿線的58 個國家作為研究樣本（詳見表2）。

表2 研究樣本包含的國家

四、實證結(jié)果分析與討論

（一）模型適用性檢驗

函數(shù)模型的設(shè)定是否合理對模型結(jié)果影響很大，因此，需要對模型進(jìn)行適用性檢驗。第一步，檢驗是否存在貿(mào)易非效率；第二步，檢驗貿(mào)易非效率是否隨時間變化。根據(jù)表3的檢驗結(jié)果，兩個檢驗的LR 統(tǒng)計量分別為196.13 和193.99，均通過了1%的顯著性水平檢驗，即拒絕了“貿(mào)易非效率不存在”和“貿(mào)易非效率不隨時間變化”的原假設(shè)，表明應(yīng)采用時變隨機前沿引力模型。

表3 隨機前沿引力模型假設(shè)檢驗

（二）時變隨機前沿引力模型回歸結(jié)果

系數(shù)為正，但并不顯著，意味著中國和“一帶一路”各國之間人均GDP的差距并沒有對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生影響，林德假說成立；地理距離（lnDISij）的系數(shù)顯著為負(fù)，表明兩國距離的增加會增加貿(mào)易運輸成本，不利于中國農(nóng)產(chǎn)品出口；匯率（EXCHAij）的系數(shù)為負(fù)，但數(shù)值較小，表明匯率的變化對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生了輕微的不利影響；人均耕地面積（PLANDi）和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重（AGRi）的系數(shù)為負(fù)，意味著出口目的國人均耕地面積越大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重越高，其農(nóng)產(chǎn)品自給能力越強，對中國農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口需求越小，但人均耕地面積的影響并不顯著；貿(mào)易依賴度的（DEP）的系數(shù)顯著為正，表明對外貿(mào)易依賴度越高，越有利于中國農(nóng)產(chǎn)品出口。

（三）貿(mào)易非效率模型回歸結(jié)果

表5的估計結(jié)果包括隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型兩部分。貿(mào)易非效率模型的γ值為0.999，表明其設(shè)定較為合理，信息比較全面。

在表5的隨機前沿引力模型中，大部分影響因素的影響方向和顯著性與表4中的回歸結(jié)果相比并沒有太大的變化。不同的是，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重（AGRit)系數(shù)顯著為正，這意味著出口目的國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值在GDP 中的占比越高，其農(nóng)產(chǎn)品需求越大，對中國農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口需求也就越大。

表4 時變隨機前沿引力模型的估計結(jié)果

在表5的貿(mào)易非效率模型部分，從貿(mào)易制度的影響來看，F(xiàn)TA對貿(mào)易非效率的影響是負(fù)向的，但系數(shù)并不顯著，這可能是因為中國只與少數(shù)國家簽署了FTA；WTO的系數(shù)為-1.393，通過了5%的顯著性水平檢驗，表明出口目的國加入WTO 能夠顯著促進(jìn)中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”國家貿(mào)易效率的提升。中國在2001年加入WTO，如果出口目的國也是WTO 成員，這表明雙方貿(mào)易均要遵守WTO 的非歧視原則、自由貿(mào)易原則和公平競爭原則，貿(mào)易雙方可自動獲得最惠國待遇，從而在很大程度上消除貿(mào)易非效率，對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生積極影響。貿(mào)易雙方共同加入WTO的貿(mào)易制度安排能有效提升貿(mào)易效率。

表5 制度因素對貿(mào)易非效率模型的影響

從社會經(jīng)濟制度的影響來看，與預(yù)期方向有所差異。出口目的國的司法效率(judit)、貨幣自由度（moneyit）、投資自由度（investit）、貿(mào)易自由度（tradeit）和金融自由度（finanit）顯著降低中國農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易非效率。這可能是因為，出口目的國政府司法效率越高，貨幣、投資、貿(mào)易、金融自由度越高，越有利于這些國家在國際上的貿(mào)易往來，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易同樣受益于這些基礎(chǔ)的社會經(jīng)濟制度，從而有利于消除中國農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易障礙，提高貿(mào)易效率。財政支出（spendit）、商業(yè)自由度（busiit）對貿(mào)易非效率產(chǎn)生了顯著的正向影響，不利于貿(mào)易效率的提升。對58個“一帶一路”國家政府財政支出的評價并不高，在財政支出狀況不好的情況下，政府通常會通過提高稅率來擴大稅收，而稅收負(fù)擔(dān)較重，會對貿(mào)易效率產(chǎn)生不利影響。出口目的國商業(yè)自由度高，會吸引出口國投資商在當(dāng)?shù)赝顿Y生產(chǎn)，并可能對出口國貿(mào)易形成擠出效應(yīng)，從而對貿(mào)易效率產(chǎn)生不利影響。農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)依賴于土地，土地的不可轉(zhuǎn)移性導(dǎo)致該擠出效應(yīng)在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易領(lǐng)域不如在工業(yè)品貿(mào)易領(lǐng)域明顯，但該效應(yīng)仍然存在，只是影響程度較小。busiit的系數(shù)為0.109，在1%水平上顯著，說明商業(yè)自由度提高會對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易形成擠出效應(yīng)，并降低貿(mào)易效率。綜上所述，不同維度的社會經(jīng)濟制度因素對貿(mào)易非效率的影響方向與程度存在較大差異，因此，利用單一指標(biāo)衡量制度因素會導(dǎo)致研究結(jié)論有偏。

為考察貿(mào)易制度存續(xù)時長對中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”國家貿(mào)易效率的影響，本文把貿(mào)易國是否與中國簽署FTA替換成與中國簽署FTA的年限FTA_time（從簽署FTA初始年份到t年的時長），把是否加入WTO 替換成加入WTO 的年限WTO_time（從加入WTO年份到t年的時長），進(jìn)一步觀察貿(mào)易制度存續(xù)時長是否對貿(mào)易效率產(chǎn)生影響。根據(jù)表6，F(xiàn)TA_time的系數(shù)為-0.141，通過了10%的顯著性水平檢驗，表明雙方簽署自由貿(mào)易協(xié)定的時長每延長1年，能夠消除0.141%的貿(mào)易非效率，即可提高中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率0.141%。WTO_time的系數(shù)也為負(fù)，但沒有通過顯著性水平檢驗。

通過分析可知，出口目的國與中國是否簽署FTA對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的影響為正，且雙方簽署FTA的時間越長，出口貿(mào)易效率提升越顯著；出口目的國加入WTO對中國出口農(nóng)產(chǎn)品的效率有顯著提升作用，但加入WTO 時長對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的正向影響并不顯著。這可能是因為，加入WTO后，農(nóng)產(chǎn)品自由貿(mào)易的相關(guān)規(guī)定在WTO制度下自動執(zhí)行，貿(mào)易效率得到提升，但隨著時間的推移，成員國逐漸增多，協(xié)商推動農(nóng)產(chǎn)品自由貿(mào)易的談判難度逐漸增大，達(dá)成協(xié)議的難度也增大，致使加入WTO 時長無法對提升貿(mào)易效率產(chǎn)生顯著影響。而兩國之間的自由貿(mào)易協(xié)定則不然，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易領(lǐng)域的談判相對容易，且自由貿(mào)易協(xié)定執(zhí)行時間越長，雙方農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易領(lǐng)域開放程度較高，從而有利于消除貿(mào)易非效率，提升貿(mào)易效率。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗貿(mào)易制度安排對中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”國家貿(mào)易效率影響的穩(wěn)健性，本文用所有產(chǎn)品最惠國簡單平均稅率（MFN_Rate）來代替FTA和WTO。由于簽署FTA和加入WTO的一個重要目標(biāo)是降低關(guān)稅從而促進(jìn)貿(mào)易，因此用關(guān)稅作為外貿(mào)制度安排的穩(wěn)健性檢驗變量是比較合理的。根據(jù)表7的回歸結(jié)果，MFN_Rate的系數(shù)為0.072，通過了1%的顯著性水平檢驗，表明關(guān)稅稅率越高，對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的負(fù)面影響越大。這從另一面證明，降低關(guān)稅稅率的貿(mào)易制度安排有利于減少中國農(nóng)產(chǎn)品出口障礙，從而提高出口效率。衡量出口目的國經(jīng)濟社會制度影響的回歸系數(shù)大小較表6結(jié)果略有變化，但影響的方向和顯著性變化不大，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6 貿(mào)易制度存續(xù)時長對貿(mào)易非效率影響的估計結(jié)果

表7 關(guān)稅稅率對貿(mào)易非效率影響的估計結(jié)果

五、貿(mào)易效率分析與貿(mào)易潛力測算

為比較2000—2020年中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”國家貿(mào)易效率的差異，本文進(jìn)一步計算各國貿(mào)易效率的平均值，詳見表8。整體來看，中國對“一帶一路”各國的平均貿(mào)易效率較低，大多數(shù)國家的貿(mào)易效率未超過0.5，這意味著制約農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率提升的現(xiàn)實障礙比較大，中國農(nóng)產(chǎn)品出口具有較大潛力。按貿(mào)易效率高低排序，貿(mào)易效率在0.5以上的國家有馬來西亞、日本、黎巴嫩、新加坡、文萊、韓國、約旦、吉爾吉斯斯坦、俄羅斯、印尼和蒙古；貿(mào)易效率在0.3～0.5 之間的國家有巴林、波蘭、阿聯(lián)酋、泰國、越南、北馬其頓、哈薩克斯坦、以色列、捷克、立陶宛、菲律賓、摩爾多瓦、愛沙尼亞、斯里蘭卡和烏克蘭；貿(mào)易效率小于0.3 的國家有科威特、馬爾代夫、格魯吉亞、保加利亞、克羅地亞、塞爾維亞、阿曼、白俄羅斯、緬甸、印度等國家。盡管中國與東盟國家簽署了FTA，但對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率并不高，表明中國對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口還有很大潛力。

表8 2000—2020年間中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線各國貿(mào)易效率平均值

為觀察中國對“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率的變化趨勢，本文計算了2000—2020年中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家貿(mào)易效率的平均值，如表9所示。整體來看，貿(mào)易效率平均值呈現(xiàn)震蕩上行趨勢。貿(mào)易效率在2002年、2009年、2012—2014年和2019年這幾個時間節(jié)點突然下降，這與中國當(dāng)時的經(jīng)濟形勢密切相關(guān)。中國于2001年11月加入WTO，2002年中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易所面對的整個形勢與之前受限制時截然不同，貿(mào)易效率測算的宏觀經(jīng)濟背景發(fā)生了變化，因此其貿(mào)易效率偏低，貿(mào)易潛力變大，2002—2008年貿(mào)易效率的逐漸上升間接驗證了這一點。2009年美國金融危機暴發(fā)并對中國產(chǎn)生影響，糧食危機也同時發(fā)生，當(dāng)時世界大部分國家出臺了以糧食為主的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易限制措施，這也影響了中國的農(nóng)產(chǎn)品出口。2012—2014年是中國國內(nèi)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和“一帶一路”倡議提出的初始時期，宏觀政策的變化影響了中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率，在短期內(nèi)導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品出口效率的降低。隨著FTA 和“一帶一路”倡議的穩(wěn)步推進(jìn)，中國整體的農(nóng)產(chǎn)品出口效率逐步提高，但仍然偏低。2018—2019年發(fā)生的中美貿(mào)易摩擦也沖擊了中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率。截至2020年12月底，中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效率僅為0.347，未來還有很大的提升空間。

表9 2000—2020年中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家貿(mào)易效率

為考察中國對“一帶一路”沿線不同區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率的變化趨勢，本文將58 個國家劃分為六個地區(qū)：東北亞、東南亞、南亞、西亞北非、中東歐和中亞，并分區(qū)域計算2000—2020年這些國家貿(mào)易效率的平均值。在表10 中，六個區(qū)域的整體變化趨勢表現(xiàn)為波動增長，2000年各區(qū)域按農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率由高到低排序為東北亞、東南亞、西亞北非、中東歐、南亞和中亞；到2013年“一帶一路”倡議提出時，其排序變?yōu)闁|北亞、中亞、東南亞、西亞北非、中東歐和南亞；2020年，其排序變?yōu)闁|南亞、東北亞、西亞北非、中東歐、中亞，最后是南亞?？梢园l(fā)現(xiàn)，作為中國農(nóng)產(chǎn)品傳統(tǒng)出口目的國的東南亞和東北亞貿(mào)易效率較高，且呈現(xiàn)逐漸上升趨勢，南亞地區(qū)效率整體偏低，中亞和中東歐地區(qū)出口效率出現(xiàn)較大幅度提高，這可能是因為，“一帶一路”倡議的推行以及中歐貨運班列的開通與快速增加，便利了中國農(nóng)產(chǎn)品向這些國家的出口，提升了貿(mào)易效率。

表10 2000—2020年中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線各地區(qū)貿(mào)易效率

表11 為2020年中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線各國的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力。從貿(mào)易潛力看，貿(mào)易潛力較大的國家主要有印度、日本、越南、印度尼西亞、緬甸、俄羅斯、泰國等國，而亞美尼亞、波黑、文萊等國貿(mào)易潛力較小。從2020年農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模來看，中國對印度、緬甸、俄羅斯的出口規(guī)模均超過20 億美元，但這些國家的貿(mào)易效率均低于0.5，其中印度僅為0.160，說明這些國家的貿(mào)易潛力至少還有50%的增長空間。根據(jù)測算，2020年中國與“一帶一路”沿線58個國家的平均貿(mào)易效率僅為0.475，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力為1 534.93 億美元，是2020年實際貿(mào)易額729.48億美元的2.10倍，這意味著，一旦消除中國和“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易障礙，出口“一帶一路”國家的農(nóng)產(chǎn)品能在當(dāng)前基礎(chǔ)上增加1.1倍。

表11 2020年中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線各國的貿(mào)易效率、貿(mào)易額和貿(mào)易潛力

六、結(jié)論與啟示

基于UN Comtrade 數(shù)據(jù)庫，本文在分析中國對“一帶一路”沿線58 個國家2000—2020年農(nóng)產(chǎn)品出口變動趨勢的基礎(chǔ)上，利用時變隨機前沿引力模型考察了貿(mào)易制度安排及存續(xù)時長對出口貿(mào)易效率的影響及作用機制，并測算了貿(mào)易潛力。

（一）結(jié)論

第一，2001—2020年間，中國對“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模保持年均8.92%的較高增長速度，表明中國農(nóng)產(chǎn)品對“一帶一路”國家的出口呈增長趨勢，前景廣闊。從貿(mào)易效率來看，中國農(nóng)產(chǎn)品出口“一帶一路”沿線國家的平均效率隨時間推移逐漸提升，但整體水平不高，2020年中國對“一帶一路”沿線58 個國家的出口貿(mào)易效率僅為0.475，表明尚有50%的貿(mào)易潛力可挖掘，但同時也意味著中國與“一帶一路”沿線58個國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易阻力較大，尤其是對印度、日本、越南、印度尼西亞、緬甸、俄羅斯等國家。因此，中國需要進(jìn)一步加強與“一帶一路”沿線58 個國家的經(jīng)貿(mào)合作，創(chuàng)造良好的貿(mào)易環(huán)境，消除相互的貿(mào)易壁壘，提升貿(mào)易效率，充分挖掘中國農(nóng)產(chǎn)品出口潛力，使中國對“一帶一路”沿線58個國家的農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模在當(dāng)前的基礎(chǔ)上得以增加。

第二，在影響中國對“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品出口的因素中，中國和出口目的國人均GDP和人口規(guī)模、出口目的國農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占GDP 比重以及貿(mào)易依賴度對中國農(nóng)產(chǎn)品出口具有顯著的正向影響；兩國之間的地理距離和經(jīng)濟差距、匯率、人均耕地面積對中國農(nóng)產(chǎn)品出口具有顯著負(fù)向作用。從貿(mào)易制度安排的影響來看，出口目的國與中國雙方是否簽署FTA對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的影響不顯著，但雙方簽署FTA時間越長，其對出口貿(mào)易效率提升的作用越明顯；出口目的國加入WTO 對中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率有顯著提升作用，但加入WTO時長的正向影響并不顯著。從社會經(jīng)濟制度來看，出口目的國司法效率、貨幣自由度、投資自由度、貿(mào)易自由度和金融自由度能夠促進(jìn)貿(mào)易效率提升，而財政支出越多，商業(yè)自由度越大，越不利于貿(mào)易效率的提升。

（二）啟示

為提高中國對“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率，應(yīng)著重從出口目的國貿(mào)易制度安排和社會經(jīng)濟制度角度進(jìn)行考慮。加入促進(jìn)自由貿(mào)易的國際組織（例如WTO），積極穩(wěn)定地維持和延長雙方已有的自由貿(mào)易協(xié)定時長，能夠有效促進(jìn)中國農(nóng)產(chǎn)品出口效率提升。要在中國與“一帶一路”沿線國家已有自由貿(mào)易區(qū)基礎(chǔ)上，加快與“一帶一路”沿線國家的雙邊和多邊自貿(mào)區(qū)談判。一是在雙邊自貿(mào)區(qū)方面，中國應(yīng)盡快達(dá)成與斯里蘭卡、摩爾多瓦、巴勒斯坦的自貿(mào)區(qū)協(xié)定，進(jìn)一步升級與韓國的自貿(mào)區(qū)協(xié)定，快速推進(jìn)和落實RCEP 協(xié)定內(nèi)容，并進(jìn)一步加強與南亞、中亞和中東歐等具有較大貿(mào)易潛力國家的接觸和聯(lián)系，提高和增加中國與“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟一體化程度和貿(mào)易往來；二是與出口目的國達(dá)成協(xié)議，采取相關(guān)措施提高司法效率，促進(jìn)貿(mào)易、投資、貨幣和金融自由度的提高，改善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的社會經(jīng)濟制度環(huán)境，從而更有針對性地促進(jìn)貿(mào)易效率的提高。

注釋：

①詳見https：//comtrade.un.org/data。

②指“一帶一路”沿線56個國家，具體國家見文中數(shù)據(jù)說明部分。

③詳見http：//www.cepii.fr/CEPII/en/bdd_modele/bdd_modele.asp。

④詳見https：//data.worldbank.org.cn/indicator?tab=featured。

⑤詳見https：//www.heritage.org/index/explore。

⑥詳見https：//comtrade.un.org/data。