中國糧食進(jìn)口的影響因素及貿(mào)易效率測(cè)度

齊 心 武舜臣 劉合光

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所， 北京 100081；2.中國社會(huì)科學(xué)院 農(nóng)村發(fā)展研究所， 北京 100732）

一、引言

糧食安全事關(guān)國家穩(wěn)定與發(fā)展，是建設(shè)農(nóng)業(yè)強(qiáng)國、實(shí)現(xiàn)中國式農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要前提。 中共二十大報(bào)告明確提出，應(yīng)“全方位夯實(shí)糧食安全根基”。2023 年中央1 號(hào)文件進(jìn)一步指出，應(yīng)“統(tǒng)籌做好糧食和重要農(nóng)產(chǎn)品調(diào)控”，積極“發(fā)揮農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易作用，深入實(shí)施農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口多元化戰(zhàn)略”，強(qiáng)調(diào)了糧食進(jìn)口在市場(chǎng)調(diào)控中的重要作用， 要求充分利用國內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)兩種資源保障國內(nèi)糧食安全與穩(wěn)定。當(dāng)前，國內(nèi)糧食產(chǎn)需存在一定缺口，亟須外部糧源填補(bǔ)空缺，以保障中國糧食市場(chǎng)平穩(wěn)運(yùn)行。 由此，中國加大了自美國、澳大利亞、烏克蘭和越南等國家的糧食進(jìn)口力度， 糧食進(jìn)口總額由2001 年的6.07 億美元增至2021 年的199.55 億美元， 年均增長率高達(dá)19.08%。 從進(jìn)口趨勢(shì)看，糧食進(jìn)口額以2010 年為節(jié)點(diǎn)呈現(xiàn)先緩慢上升后急速跳躍的增長態(tài)勢(shì)，2010 年之前10 年的年均增速僅為3.83%， 后10 年的年均增速高達(dá)14.10%。糧食進(jìn)口量占國內(nèi)糧食總消費(fèi)量的比重也由2001 年的3.3%增至2020 年的19%，糧食進(jìn)口已經(jīng)成為保障中國糧食安全的重要途徑。

中國的糧食進(jìn)口數(shù)量不斷增多，大國效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，對(duì)世界糧食供求的影響日漸提升。 中國在國際糧食貿(mào)易市場(chǎng)的參與度逐年提升，貿(mào)易伙伴更加多元化。 2001 年，中國糧食進(jìn)口國家為32 個(gè)，2018年糧食進(jìn)口國家增至44 個(gè)， 糧食進(jìn)口市場(chǎng)逐漸擴(kuò)大，進(jìn)口渠道更加多元，糧食進(jìn)口規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變化為中國取得全球貿(mào)易大國地位打下了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。作為世界糧食貿(mào)易大國，中國的糧食進(jìn)口關(guān)系到國際糧食的價(jià)格穩(wěn)定與糧食市場(chǎng)供求平衡。 中國的糧食進(jìn)口決策和行為不僅會(huì)影響中國居民的糧食安全保障， 也會(huì)在較大程度上影響世界糧食價(jià)格，進(jìn)而對(duì)欠發(fā)達(dá)國家的糧食可得性帶來影響。 因此，研究中國糧食進(jìn)口的特征及影響因素對(duì)保障世界糧食安全具有重要意義。 同時(shí)， 在既有的WTO 規(guī)則下，中國糧食進(jìn)口受到的約束日益增多，貿(mào)易可持續(xù)性逐漸降低。 對(duì)中國糧食進(jìn)口的影響因素進(jìn)行分析，有助于更好地把握中國糧食進(jìn)口面臨的制度約束問題， 有助于在新一輪WTO 談判中提出更加完善的措施。

二、文獻(xiàn)綜述

在國際貿(mào)易領(lǐng)域， 糧食貿(mào)易一直是研究的熱點(diǎn)。 當(dāng)前，學(xué)界對(duì)糧食貿(mào)易的研究大體可以歸納為以下三個(gè)方面。

一是糧食貿(mào)易影響因素研究。 一些學(xué)者認(rèn)為，對(duì)糧食貿(mào)易具有正向影響的因素包括經(jīng)濟(jì)水平（張海森和謝杰，2008）[1]、地理位置（高江濤等，2021）[2]、自然資源稟賦（韓冬等，2020）[3]、糧食生產(chǎn)條件（袁平，2013）[4]、兩國是否接壤（方英和馬芮，2018）[5]、兩國是否使用同一種語言（高志剛和張燕，2015）[6]、政治關(guān)系（顧國達(dá)和尹靖華，2014）。[7]對(duì)糧食貿(mào)易具有負(fù)向影響的因素包括地理距離 （孫金彥和劉海云，2016）[8]；對(duì)糧食貿(mào)易影響不確定的因素包括政策因素（戴鵬，2014）[9]、人口規(guī)模（王瑞和溫懷德，2016）。[10]

二是糧食貿(mào)易效率影響因素研究。 在模型中加入人為或不可觀測(cè)的主觀因素，有利于得到更為準(zhǔn)確的貿(mào)易潛力或貿(mào)易效率。 一些學(xué)者認(rèn)為，制度因素（李文霞和楊逢珉，2019）[11]、關(guān)稅水平（魯曉東和趙奇?zhèn)ィ?010）[12]、 兩國是否有已生效的地區(qū)貿(mào)易協(xié)定（賀書鋒等，2013）[13]對(duì)糧食貿(mào)易效率影響較大。一些學(xué)者認(rèn)為，清關(guān)效率、經(jīng)濟(jì)自由度水平、價(jià)格相對(duì)性與匯率的變動(dòng)、貿(mào)易促進(jìn)指數(shù)也對(duì)貿(mào)易效率具有重要影響（劉合光等，2008；李金鍇等，2020；劉悅和劉合光，2021）。[14-16]

三是糧食貿(mào)易模型和方法研究。 在糧食貿(mào)易領(lǐng)域，當(dāng)前學(xué)界常用的模型主要有貿(mào)易引力模型、隨機(jī)前沿引力模型以及貿(mào)易非效率模型。 也有學(xué)者采用QAP 回歸分析方法（王介勇等，2021）[17]、向量自回歸VAR 模型對(duì)糧食貿(mào)易影響因素進(jìn)行測(cè)度 （王銳，2015）。[18]

綜上，一方面，學(xué)界在糧食貿(mào)易影響因素和模型方法上的研究取得較為豐碩的成果，為筆者的相關(guān)研究提供了借鑒和參考；另一方面，學(xué)界的相關(guān)研究也存在一定不足。 （1） 現(xiàn)有研究文獻(xiàn)更多側(cè)重于中國與“一帶一路”沿線國家或RECP、東盟等特定國家或地區(qū)的貿(mào)易潛力方面，針對(duì)中國糧食進(jìn)口的研究相對(duì)匱乏，對(duì)主要糧食貿(mào)易國家的貿(mào)易潛力測(cè)度分析也較少，研究范圍多有重合之處，研究面較窄。（2）已有研究文獻(xiàn)更多針對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易效率或潛力進(jìn)行分析， 針對(duì)糧食進(jìn)口效率的研究較少。（3） 現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)主要糧食貿(mào)易國的糧食產(chǎn)量因素對(duì)中國貿(mào)易效率與潛力的影響關(guān)注較少。 （4）現(xiàn)有研究文獻(xiàn)在研究方法上多采用傳統(tǒng)引力模型或拓展引力模型進(jìn)行分析，運(yùn)用時(shí)變和時(shí)不變隨機(jī)前沿引力模型進(jìn)行分析的較少。 據(jù)此，筆者采用隨機(jī)前沿引力模型分析，選擇中國及主要糧食進(jìn)口國的經(jīng)濟(jì)水平、人口規(guī)模、地理距離和是否接壤以及糧食出口國的糧食產(chǎn)量作為主要影響因素，定量分析各影響因素對(duì)中國糧食進(jìn)口的影響程度和方向。 采用貿(mào)易非效率模型對(duì)關(guān)稅、是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定、貿(mào)易自由度、金融自由度和貨幣自由度等影響貿(mào)易效率的因素進(jìn)行探究，以期為優(yōu)化國內(nèi)貿(mào)易環(huán)境、提高中國糧食進(jìn)口貿(mào)易效率提供借鑒。

三、理論模型

（一）隨機(jī)前沿引力模型

隨機(jī)前沿引力模型由Aigner et al.（1977）提出，主要用于分析生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)效率。[19]模型表達(dá)式如下：

其中，Tijt表示i 國對(duì)j 國第t 年的實(shí)際貿(mào)易額；xijt表示影響貿(mào)易額的核心變量；uijt表示貿(mào)易非效率項(xiàng)。當(dāng)uijt為0 時(shí)，貿(mào)易無摩擦，此時(shí)達(dá)到貿(mào)易額的最大值。 貿(mào)易潛力表達(dá)式如下：

貿(mào)易效率TEijt即實(shí)際貿(mào)易額與貿(mào)易潛力之比：

當(dāng)uijt為0 時(shí)，實(shí)際貿(mào)易額達(dá)到理想狀態(tài)，與貿(mào)易潛力值相等。 此時(shí)，貿(mào)易效率為1。 當(dāng)uijt>0 時(shí)，存在貿(mào)易阻力因素， 實(shí)際貿(mào)易額小于貿(mào)易潛力值，貿(mào)易效率值處于0～1 之間。

（二）時(shí)變隨機(jī)前沿模型

上述隨機(jī)前沿模型中，u 為固定值，不隨時(shí)間變動(dòng)而變動(dòng)，稱為時(shí)不變模型。 當(dāng)時(shí)間跨度較大時(shí)，貿(mào)易非效率項(xiàng)固定的假設(shè)難以成立。 因此，Battese &Coelli（1992）提出了時(shí)變模型。[20]時(shí)變模型表達(dá)式如下：

其中， 貿(mào)易非效率項(xiàng)u 隨著時(shí)間的變化而變化，η 為待估參數(shù)，當(dāng)其大于0 時(shí)，說明貿(mào)易效率有所增大；當(dāng)η < 0 時(shí)，則反之；當(dāng)η= 0 時(shí)，該時(shí)變模型轉(zhuǎn)變?yōu)闀r(shí)不變模型。

（三）貿(mào)易非效率模型

除上述隨機(jī)前沿引力模型外，還需建立貿(mào)易非效率模型對(duì)影響貿(mào)易非效率的因素進(jìn)行分析。 貿(mào)易非效率模型υijt表達(dá)式如下：

其中，zijt為影響貿(mào)易非效率的外生因素，α 為待估參數(shù)，εijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，將（5）式代入（1）式中可得：

對(duì)式（6）直接采用隨機(jī)前沿方法回歸，可以得到貿(mào)易非效率項(xiàng)u 與影響因素的關(guān)系。 再對(duì)貿(mào)易非效率模型進(jìn)行回歸，進(jìn)而能夠得到貿(mào)易效率。

四、模型設(shè)定與變量選擇

（一）隨機(jī)前沿引力模型設(shè)定及變量選擇

Armstrong（2007）提出在引力模型中只加入不隨時(shí)間變動(dòng)的核心要素，如距離、語言等，而在貿(mào)易非效率模型中加入其余人為變量，如經(jīng)濟(jì)自由度與關(guān)稅水平等， 以此估計(jì)兩國貿(mào)易阻力的大小。[21]據(jù)此，可構(gòu)建如下模型：

其中，i 表示中國的主要糧食進(jìn)口國，j 表示中國，EXPijt表示在t 時(shí)期j 國對(duì)i 國的糧食進(jìn)口水平，即t 時(shí)期中國自i 國的糧食實(shí)際進(jìn)口額。 式（7）中變量的解釋及預(yù)期符號(hào)如表1 所示。

表1 解釋變量的含義、預(yù)期符號(hào)及理論說明

（二）貿(mào)易非效率模型的設(shè)定

為測(cè)算主要糧食貿(mào)易伙伴國向中國的糧食出口貿(mào)易非效率影響因素，構(gòu)建如下貿(mào)易非效率模型：

其中，μijt表示t 時(shí)期中國糧食進(jìn)口的貿(mào)易非效率，解釋變量的選取如表1 所示。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析樣本說明

筆者選取中國糧食進(jìn)口貿(mào)易額排名前十的國家作為研究對(duì)象，包括澳大利亞、柬埔寨、加拿大、法國、哈薩克斯坦、巴基斯坦、泰國、烏克蘭、美國、越南。 統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示， 中國自十國年均糧食進(jìn)口額占中國糧食進(jìn)口總額的比重超過95%。 選用2001—2020 年數(shù)據(jù)作為樣本期，運(yùn)用Frontier4.1 軟件對(duì)隨機(jī)前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型進(jìn)行回歸，可得到其貿(mào)易效率。

目前， 國際上對(duì)糧食的定義存在一定差異。 中國國家統(tǒng)計(jì)局界定的糧食作物包括谷物、豆類以及薯類，而聯(lián)合國糧農(nóng)組織（FAO）定義的“谷物”與中國糧食的概念類似，但不包括豆類以及薯類。 為保證所獲取數(shù)據(jù)的口徑一致，選取HS 編碼為10 的谷物（Cereals）作為本研究“糧食”的概念。 根據(jù)聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫的定義， 谷物包括小麥及混合麥（HS1001）、黑 麥（HS1002）、大 麥（HS1003）、燕 麥（HS1004）、玉 米（HS1005）、水 稻（HS1006）、高 粱（HS1007）、蕎麥（HS1008）等8 個(gè)品種（陳藝文和李二玲，2019）。[22]

中國與各國的糧食貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade Database），其余數(shù)據(jù)來源見表1。

五、模型結(jié)果與分析

（一）模型實(shí)用性檢驗(yàn)

隨機(jī)引力模型與所設(shè)函數(shù)形式高度相關(guān)，因此需要進(jìn)行似然比檢驗(yàn)以確保模型形式的正確性和檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性。 筆者利用Frontier4.1 軟件依次進(jìn)行如下4項(xiàng)檢驗(yàn)：是否存在貿(mào)易非效率的檢驗(yàn)，貿(mào)易非效率是否隨時(shí)間變化的檢驗(yàn)， 是否加入距離變量的檢驗(yàn)，是否加入邊界變量的檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表2 所示。

表2 假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

由表2 可知：（1）LR 統(tǒng)計(jì)量的值較大， 在1%的水平上拒絕不存在貿(mào)易非效率項(xiàng)的原假設(shè)。 因此，貿(mào)易非效率項(xiàng)是存在的，有必要設(shè)立隨機(jī)前沿引力模型；（2）在1%的顯著性水平上拒絕了“貿(mào)易非效率不變化”的原假設(shè)，說明在2001—2020 年主要糧食貿(mào)易伙伴國向中國出口糧食的貿(mào)易效率變量存在一定變化；（3） 不引入距離或者邊界變量的原假設(shè)均在1%的顯著性水平上被拒絕，說明這兩個(gè)變量會(huì)對(duì)中國的糧食進(jìn)口造成影響，有必要將其引入模型中。 鑒于此，模型最終設(shè)定如下：

（二）隨機(jī)前沿引力模型的回歸結(jié)果

在確定模型形式的基礎(chǔ)上，對(duì)隨機(jī)前沿引力模型進(jìn)行估計(jì)，并將時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型和時(shí)不變隨機(jī)前沿引力模型的結(jié)果在表3 同時(shí)列出。

表3 時(shí)變和時(shí)不變隨機(jī)前沿引力模型計(jì)量結(jié)果

由表3 可知，兩個(gè)模型中的γ 值分別為0.86 和0.79，接近于1，說明貿(mào)易非效率項(xiàng)是中國糧食進(jìn)口實(shí)際貿(mào)易額與潛在貿(mào)易額存在差距的原因。 η 值在1%的水平上顯著，說明此處采用時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型是合理的，且該數(shù)值為正，說明隨著時(shí)間的變動(dòng)， 中國糧食進(jìn)口貿(mào)易阻力逐漸增大。 模型主要變量分析如下：

1.糧食出口國的GDP 系數(shù)為負(fù)，且通過了顯著性檢驗(yàn)。 說明主要糧食出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，其國內(nèi)對(duì)糧食的需求量相應(yīng)增加，糧食出口量會(huì)有所減少。

2.中國GDP 的系數(shù)雖然通過了顯著性檢驗(yàn)，但為負(fù)值。說明GDP 增長反映了中國整體經(jīng)濟(jì)水平的提高，國內(nèi)糧食供給有所增加，滿足國內(nèi)糧食需求的能力相對(duì)提升，中國糧食進(jìn)口額相應(yīng)減少。

3.主要糧食出口國的人口總數(shù)（POPit）未能通過顯著性檢驗(yàn)。 說明隨著生產(chǎn)能力的提升，主要糧食出口國的糧食產(chǎn)出水平上升，基本能夠滿足本國與國際市場(chǎng)的需求。 因此，糧食出口國人口總數(shù)的增加對(duì)其糧食出口影響較小。

4.中國的人口總數(shù)（POPjt）在1%的水平上顯著，系數(shù)為正。 說明隨著中國人口總數(shù)的增長，國內(nèi)糧食需求量相應(yīng)增加，國內(nèi)糧食產(chǎn)出供應(yīng)趨緊，糧食進(jìn)口額也會(huì)相應(yīng)增加，有利于擴(kuò)大中國與糧食出口國的貿(mào)易額度。

5.出口國的糧食產(chǎn)量（lnPQit）在5%的水平上顯著，系數(shù)為正。 說明出口國糧食產(chǎn)量增加時(shí)，在滿足其國內(nèi)既有需求的基礎(chǔ)上， 糧食出口量將有所增加，中國自該國的糧食進(jìn)口額會(huì)上升。

6.地理距離（DISij）在5%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)為正。 說明隨著交通運(yùn)輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施條件的改善，運(yùn)輸成本對(duì)貿(mào)易的限制作用逐漸下降，而地理距離較大的國家間受貿(mào)易互補(bǔ)性較強(qiáng)的影響，貿(mào)易聯(lián)系逐漸加強(qiáng)。

7.地理邊界（Borderij）的系數(shù)為正，但未能通過顯著性檢驗(yàn)。 說明地理臨近對(duì)中國糧食進(jìn)口的影響較小。這可能是受貿(mào)易條件與貿(mào)易政策改善的影響，各國貿(mào)易往來更多考慮兩國關(guān)系與貿(mào)易利益，是否擁有地理邊界對(duì)雙方貿(mào)易的影響逐漸弱化。

（三）貿(mào)易非效率模型的估計(jì)

由表4 可知，模型在1%的水平上拒絕了“不存在貿(mào)易非效率”的原假設(shè)，說明在中國自各國進(jìn)口糧食時(shí)受某些因素影響降低了糧食進(jìn)口效率?；诖?，筆者將進(jìn)一步運(yùn)用貿(mào)易非效率模型對(duì)貿(mào)易效率的影響因素進(jìn)行分析。 此處，需要對(duì)模型進(jìn)行極大似然比檢驗(yàn)，以確保估計(jì)值的有效性與模型的準(zhǔn)確度。

由表4 可知， 貿(mào)易非效率不變化的假定也在1%的水平上被拒絕，說明影響貿(mào)易效率的因素隨時(shí)間變化而變化。 據(jù)此，筆者進(jìn)一步對(duì)貿(mào)易非效率模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5 所示。

表5 貿(mào)易非效率模型計(jì)量結(jié)果

1.中國的關(guān)稅水平（TAFjt）與貿(mào)易非效率項(xiàng)呈正相關(guān)關(guān)系，在1%的水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，與預(yù)期相符。 說明中國關(guān)稅水平越低，糧食進(jìn)口量的貿(mào)易非效率水平也越低，但其系數(shù)較小，影響程度不大。

2.中國的貿(mào)易自由度 （TRAjt）、 金融自由度（FINjt）和貨幣自由度（MONjt）中只有金融自由度通過了顯著性檢驗(yàn)且符號(hào)為負(fù)，貿(mào)易自由度和貨幣自由度對(duì)中國的糧食進(jìn)口效率影響不大。 金融自由度水平較高表示中國政府對(duì)金融行業(yè)的管制較少，能夠在一定程度上減少糧食進(jìn)口的制度成本。 因此，中國的金融自由度水平越高，貿(mào)易效率就越高。 金融自由度水平越高表明該國社會(huì)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)越好，越有利于消除糧食進(jìn)出口貿(mào)易障礙和提高貿(mào)易效率。而貿(mào)易自由度和貨幣自由度未能通過顯著性檢驗(yàn)，究其原因可能是經(jīng)濟(jì)全球化下各國貿(mào)易壁壘逐漸降低，貿(mào)易自由度對(duì)貿(mào)易效率的影響下降，且在美金體系下中國的貨幣自由度權(quán)限較小，難以發(fā)揮其對(duì)進(jìn)口貿(mào)易效率的作用。

3.中國與主要糧食出口國是否簽訂貿(mào)易協(xié)定（FTAijt）與貿(mào)易非效率項(xiàng)存在較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且在1%的水平上通過了檢驗(yàn)。 說明簽訂貿(mào)易協(xié)定對(duì)中國糧食進(jìn)口具有促進(jìn)作用，且影響程度較高。 簽訂自由貿(mào)易協(xié)定后，成員國間貿(mào)易往來的關(guān)稅壁壘與非關(guān)稅壁壘均有所下降，有利于推動(dòng)成員國間降低貿(mào)易成本、加強(qiáng)貿(mào)易聯(lián)系。 從影響系數(shù)看，簽訂自由貿(mào)易協(xié)定是提高貿(mào)易效率的有效措施。

（四）貿(mào)易效率分析

2001—2020 年中國糧食進(jìn)口貿(mào)易效率趨勢(shì)如圖1 所示。

圖1 2001—2020 年中國糧食進(jìn)口的貿(mào)易效率趨勢(shì)

由圖1 可知，2001—2020 年， 中國與主要糧食進(jìn)口國的貿(mào)易效率波動(dòng)幅度較大，但總體處于上升趨勢(shì)，且各個(gè)國家的貿(mào)易效率存在一定差距。 中國自澳大利亞、加拿大、泰國以及烏克蘭進(jìn)口糧食的貿(mào)易效率大體處于貿(mào)易效率均值以上，保持著較高水平，表明中國自這4 個(gè)國家進(jìn)口糧食的貿(mào)易效率較高，上升空間較??；中國與美國、越南和巴基斯坦的糧食貿(mào)易效率受政治環(huán)境或貿(mào)易協(xié)定影響，波動(dòng)幅度較大。 參考李文霞和楊逢珉（2019）的研究，原因可能在于隨機(jī)前沿方法沒有將制度距離、政策變動(dòng)等人為阻力考慮在內(nèi)，致使貿(mào)易效率估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差。 貿(mào)易效率波動(dòng)幅度較大，說明中國在與美國、越南和巴基斯坦進(jìn)行糧食貿(mào)易時(shí)經(jīng)常受到間斷性人為因素限制。 其中，中國自美國的糧食進(jìn)口貿(mào)易效率波動(dòng)起伏較大，2009 年開始大幅上漲，在2012 年達(dá)到峰值，之后緩慢下降。究其原因，2009 年中美兩國發(fā)表聯(lián)合聲明，表示將致力于建設(shè)21 世紀(jì)積極合作全面的中美關(guān)系，并將采取切實(shí)行動(dòng)穩(wěn)步建立應(yīng)對(duì)共同挑戰(zhàn)的伙伴關(guān)系。 政治關(guān)系的改善使得雙邊糧食貿(mào)易效率相應(yīng)提升。 中國與越南、巴基斯坦的貿(mào)易效率波動(dòng)大體都是受到類似的人為因素影響。

此外，2001—2020 年，中國自柬埔寨和哈薩克斯坦的貿(mào)易效率值都從接近于0 分別升至0.30 和0.03，貿(mào)易潛力被不斷挖掘，貿(mào)易效率不斷上升；中國與法國的糧食貿(mào)易效率波動(dòng)起伏較大，但總體上貿(mào)易效率值處于0.4 以下。 說明中國在與這3 個(gè)國家進(jìn)行貿(mào)易往來時(shí)忽視了貿(mào)易效率的提升，應(yīng)不斷加大對(duì)其糧食市場(chǎng)的開拓力度，完善各項(xiàng)貿(mào)易條件，提高雙邊貿(mào)易效率。

六、 研究結(jié)論與對(duì)策建議

（一）研究結(jié)論

利用2001—2020 年中國與主要糧食進(jìn)口國的糧食貿(mào)易數(shù)據(jù)， 運(yùn)用隨機(jī)前沿引力模型定向、定量研究了影響中國糧食進(jìn)口的因素。 借用貿(mào)易非效率模型分析了對(duì)糧食貿(mào)易效率的影響因素，并測(cè)算了中國及其主要糧食進(jìn)口國的貿(mào)易效率。 得到以下研究結(jié)論：

1.隨機(jī)前沿引力模型結(jié)果顯示，中國及其主要糧食進(jìn)口國的GDP 與中國的糧食進(jìn)口總額呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；中國人口越多，糧食進(jìn)口量越大，但糧食出口國人口數(shù)量對(duì)中國的糧食進(jìn)口影響不大；糧食出口國的糧食產(chǎn)量越多越有利于促進(jìn)雙邊糧食貿(mào)易；中國與其糧食進(jìn)口國是否接壤對(duì)糧食貿(mào)易的影響較小。

2.貿(mào)易非效率模型結(jié)果顯示，關(guān)稅水平的下降能顯著提高中國糧食貿(mào)易效率；中國金融自由度的提升會(huì)對(duì)中國糧食進(jìn)口產(chǎn)生正面影響，貿(mào)易自由度與貨幣自由度對(duì)中國糧食進(jìn)口的影響不顯著；雙邊簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)中國糧食進(jìn)口的促進(jìn)作用最為明顯，是貿(mào)易效率影響因素中最顯著的。

3.中國及主要糧食進(jìn)口國的貿(mào)易效率顯示，中國自澳大利亞、加拿大、泰國以及烏克蘭進(jìn)口糧食的貿(mào)易效率較高；與美國、越南和巴基斯坦的貿(mào)易效率受到政治環(huán)境和貿(mào)易協(xié)定影響， 起伏較大；而中國自柬埔寨、哈薩克斯坦和法國糧食進(jìn)口的貿(mào)易效率一直處于較低水平，貿(mào)易潛力有待開發(fā)。

（二）對(duì)策建議

1.加強(qiáng)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，縮短糧食貿(mào)易距離。中國應(yīng)進(jìn)一步加大交通基礎(chǔ)設(shè)施投入力度，加快完善路上交通運(yùn)輸網(wǎng)，加強(qiáng)港口物流體系建設(shè)，推動(dòng)降低糧食運(yùn)輸成本，提高運(yùn)輸效率，提高貿(mào)易便利化程度，推動(dòng)實(shí)現(xiàn)各國交通運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)互聯(lián)互通。

2.抓住新一輪WTO 談判契機(jī)，加強(qiáng)與各國間的貿(mào)易聯(lián)系。 中國應(yīng)在現(xiàn)有WTO 框架下，不斷推進(jìn)雙邊貿(mào)易合作。 同時(shí)以新一輪WTO 談判為契機(jī)，擴(kuò)展在新領(lǐng)域的貿(mào)易往來，加快推進(jìn)與各國簽訂貿(mào)易協(xié)定的談判，進(jìn)一步降低各國貿(mào)易壁壘，提高貿(mào)易自由化水平。

3.保持與貿(mào)易效率較高的國家合作，進(jìn)一步挖掘其他國家的貿(mào)易潛力。 中國與各國貿(mào)易效率差距較大，應(yīng)加大對(duì)柬埔寨、哈薩克斯坦和法國等具有較大貿(mào)易潛力的國家的開發(fā)力度，最大程度提高從這些國家進(jìn)口糧食的貿(mào)易效率。 同時(shí)繼續(xù)保持與澳大利亞、加拿大、泰國和烏克蘭等國的糧食貿(mào)易效率水平，在維持現(xiàn)有貿(mào)易水平的基礎(chǔ)上進(jìn)一步挖掘貿(mào)易潛力，推動(dòng)形成更高水平的經(jīng)貿(mào)合作。