中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易效率及潛力
——基于RCEP 框架下

成玉博

（延邊大學(xué)，吉林 延吉 133002）

一、引言

隨著國際貿(mào)易爭端的不斷升級，地區(qū)經(jīng)濟一體化和多邊貿(mào)易協(xié)定的談判顯得尤為關(guān)鍵。中國一直在積極參與區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展，并已經(jīng)與26 個國家簽署了19 個自由貿(mào)易協(xié)定。在這些努力下，全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定（RCEP）于2020 年11 月15 日正式達成，標志著15 個國家共同建立了全球最大規(guī)模的自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定。該協(xié)定的簽署有助于增進國家間政治互信、提高經(jīng)濟福利和恢復(fù)全球化信心，為推動區(qū)域多邊貿(mào)易體制、促進全球經(jīng)貿(mào)規(guī)則的革新和地區(qū)經(jīng)濟一體化健康發(fā)展提供了機遇。[1]因此，研究RCEP 框架下中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率及潛力的影響，可以更深入了解該協(xié)定的實際效果，為未來的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定和國際貿(mào)易體系的發(fā)展提供有益的參考。

RCEP 的生效對中國對外貿(mào)易影響的研究現(xiàn)狀。周家耀（2022）通過研究RCEP 背景下中日韓服務(wù)貿(mào)易潛力，采用隨機前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)伙伴國人口、伙伴國服務(wù)業(yè)占比、人均GDP 之差等變量是牽動服務(wù)貿(mào)易的主要宏觀經(jīng)濟變量，并且地理距離仍然是制約服務(wù)貿(mào)易的重要變量。[2]馮曉玲和趙鑫（2022）通過對TI 指數(shù)的測算發(fā)現(xiàn)，RCEP 背景下中韓雙方相互依賴程度較高，但韓國對于中國的TI 指數(shù)更高，并且進一步采用隨機前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)中韓各種產(chǎn)品的貿(mào)易潛力都呈現(xiàn)逐年遞增態(tài)勢。[3]施錦芳和趙雪婷（2021）從關(guān)稅減讓角度出發(fā)，認為RCEP 的生效，使關(guān)稅減讓力度和范圍不斷擴大，有利于加強中日韓的經(jīng)貿(mào)合作，對中日韓乃至亞太區(qū)域經(jīng)濟合作將產(chǎn)生重要影響，中國應(yīng)合理利用RCEP框架下的關(guān)稅減讓規(guī)則，擴大中日韓之間的貿(mào)易規(guī)模。[4]

中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口研究現(xiàn)狀。李明和喻妍（2021）采用隨機前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)RCEP 成員國的經(jīng)濟和人口規(guī)模、中國的人口規(guī)模及共同語言與中國農(nóng)產(chǎn)品出口顯著正相關(guān)，而地理距離和共同邊界與中國農(nóng)產(chǎn)品出口顯著負相關(guān)。[5]任美佳（2020）采用隨機前沿引力模型得出結(jié)論，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易存在貿(mào)易不足，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力有較大的釋放空間。[6]陳雨生（2022）借鑒波士頓矩陣分析法進行預(yù)測，發(fā)現(xiàn)盡管在細分產(chǎn)品市場上有不同的貿(mào)易前景，但總體而言，中國與東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易前景光明。[7]

綜上所述，國內(nèi)目前對RCEP 的研究多聚焦于中國對RCEP 成員國總體的貿(mào)易情況，對中國農(nóng)產(chǎn)品出口狀況的分析較少。而對于中韓農(nóng)產(chǎn)品出口的研究，國內(nèi)多是在中韓自由貿(mào)易協(xié)定的背景下進行分析，而以RCEP 為背景研究中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的文獻相對不足。因此，本文采用時變隨機前沿引力模型，分析中國對13 個RCEP 成員國20 年的農(nóng)產(chǎn)品出口情況，并通過貿(mào)易非效率模型計算貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型介紹

本文測算貿(mào)易效率的模型是由Armstrong（2007）提出的隨機前沿引力模型，與傳統(tǒng)引力模型不同的是，傳統(tǒng)引力模型經(jīng)測算得出的結(jié)果是實際貿(mào)易額的平均值，而隨機前沿引力模型測算結(jié)果是實際貿(mào)易額的最優(yōu)值；并且隨機前沿引力模型還將傳統(tǒng)模型中難以測量、主觀影響的因素作為貿(mào)易非效率項進行處理，而不是簡單地歸為隨機擾動項處理。隨機前沿引力模型具體表示為：

將式（1）兩邊取對數(shù)可得：

其中，式（1）和式（2）中的Tijt表示實際出口額；Xijt表示模型中影響貿(mào)易量的GDP、人口、距離等主要因素；β 為待估計參數(shù)；μijt表示非負的貿(mào)易非效率項，與vijt相互獨立；vijt表示傳統(tǒng)隨機誤差項。當沒有貿(mào)易摩擦，即貿(mào)易非效率項μijt=0 時，式（1）可轉(zhuǎn)化為：

其中，式（3）的Tijt*表示最大出口額，即貿(mào)易潛力。與傳統(tǒng)引力模型把貿(mào)易潛力定義為接近實際貿(mào)易量的平均值不同，隨機前沿引力模型將其定義為一個最優(yōu)值。實際貿(mào)易量與貿(mào)易潛力的比值就是貿(mào)易效率，具體表示為：

其中，式（4）中的TEijt表示貿(mào)易效率，是關(guān)于貿(mào)易非效率項的函數(shù)。當μijt=0 時，TEijt=1，即不存在貿(mào)易非效率，貿(mào)易潛力就等于實際貿(mào)易量；當μijt＞0時，TEijt＜1，即存在貿(mào)易非效率，實際貿(mào)易量小于貿(mào)易潛力，說明存在貿(mào)易提升空間。

（二）變量選取及解釋

本文將GDP、人口規(guī)模（POP）、距離（DIS）和人均GDP 差值的絕對值（GAP）

納入隨機前沿引力模型，根據(jù)式（2）得出：

其中，式（5）中的i代表中國，j代表RCEP 成員國，t表示年份，βi代表待估參數(shù)。被解釋變量Tijt表示第t年中國對RCEP 成員國j國的農(nóng)產(chǎn)品出口額。解釋變量主要分為四組：GDPit和GDPjt分別代表第t年中國的GDP和成員國j國的GDP，一國的GDP反映了該國的經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展能力，出口國的經(jīng)濟規(guī)模越大，那么其出口供給能力就越強，進口國的經(jīng)濟規(guī)模越大，那么其國民的消費需求越大，這都會促進國家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，預(yù)期GDPit和GDPjt會對Tijt有負向影響；POPit和POPjt分別表示第t年中國和成員國j國的人口數(shù)量，一國的人口數(shù)量反映了該國的市場規(guī)模，市場規(guī)模越大，出口和進口的貿(mào)易規(guī)模也越大，預(yù)期POPit和POPjt會對Tijt有正向影響；DISij是i國和j國首都之間的距離，表示農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的運輸成本，運輸成本越高，貿(mào)易阻力越大，預(yù)期DISij對Tijt有負向影響；GAPijt是第t年中國和成員國j國人均GDP 之差的絕對值，根據(jù)林德假說，兩國收入水平相差越大，需求結(jié)構(gòu)相差也越大，兩國之間的貿(mào)易可能性越小，預(yù)期GAPijt對Tijt有負向影響。進一步，本文采用一步法構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，與兩步法不同，一步法是直接將非效率項帶入隨機前沿引力模型來進行回歸，可以同時得到貿(mào)易非效率項及其影響因素的系數(shù)。[8]具體形式如下:

式（6）中，αi代表待估計參數(shù)，μijt是被解釋變量，表示貿(mào)易非效率；STAjt是第t年成員國j國的政治穩(wěn)定性評分，REGjt是第t年j國的監(jiān)管質(zhì)量評分，GOVjt是第t年j國的政府效能評分，這三項指標是通過評分進行評價，評分區(qū)間是（-2.5，2.5），這三項指標都是評價一國政治方面的能力，評分越高，越能表示一國的國家政治穩(wěn)定，政府治理好；FEIjt是第t年j國的經(jīng)濟自由度指數(shù)，該指數(shù)衡量的是一國的經(jīng)濟自由水平，該指數(shù)越高，政府對經(jīng)濟的干涉水平越低，經(jīng)濟自由度越高。美國傳統(tǒng)基金會認為，具有較多經(jīng)濟自由度的國家與那些較少經(jīng)濟度的國家相比，會擁有較高的長期經(jīng)濟增長速度和更繁榮；FTAijt表示第t年中國和成員國j國是否簽署了自由貿(mào)易協(xié)定，該指標為虛擬變量，否取值為0，是取值為1。

（三）數(shù)據(jù)來源

由于文萊這一國家的數(shù)據(jù)缺失較多，本文的研究剔除了文萊，最終選擇的研究對象是澳大利亞、印度尼西亞、日本、柬埔寨、韓國、老撾、緬甸、新西蘭、菲律賓、新加坡、泰國和越南這13 個RCEP 成員國，樣本選擇2002-2021 年共20 年的面板數(shù)據(jù)，共計260 個觀測值。中國對RCEP 成員國農(nóng)產(chǎn)品的出口額來源于聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（UN Comtrade Database），本文選取的農(nóng)產(chǎn)品分類為SITC 編碼的0-食品和活動物，1- 飲料及煙葉，2- 除染料外非食用未加工材料（不包括27、28 章），4- 動物及植物油、脂肪及蠟這四大類的總和；GDP、人均GDP 和人口總數(shù)的數(shù)據(jù)均來自世界銀行世界發(fā)展指標（WDI）數(shù)據(jù)庫；兩國首都距離數(shù)據(jù)來源于Distance Caculator 網(wǎng)站；政治穩(wěn)定性評分、監(jiān)管質(zhì)量評分和政府效能評分均來自世界銀行全球治理數(shù)據(jù)庫；經(jīng)濟自由度指數(shù)自美國傳統(tǒng)基金會數(shù)據(jù)庫（Heritage Foundation Data-base）中獲取；自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)（主要變量的描述性統(tǒng)計見表1）。

表1 描述性統(tǒng)計

三、實證檢驗與分析

（一）模型適用性檢驗

隨機前沿引力模型的結(jié)果和函數(shù)形式相關(guān)性非常高，為了使模型具有適用性和有效性，在進行實證分析之前，需要對模型用似然比檢驗法（LR 檢驗）來進行檢驗，本文要進行的檢驗分別為貿(mào)易非效率項是否存在和貿(mào)易非效率是否隨時間變化（檢驗結(jié)果見表2）。

表2 模型適用性檢驗

由表2 的適用性檢驗結(jié)果可以看出：兩個檢驗的LR 統(tǒng)計量分別為345.521 和351.324，并且均通過了1%臨界值的顯著性水平檢驗，拒絕了原假設(shè)，即貿(mào)易非效率項存在和貿(mào)易非效率項隨時間變化，說明應(yīng)采用時變隨機前沿引力模型。

（二）隨機前沿引力模型結(jié)果分析

為了使結(jié)果增強可信性和更具說服力，本文同時給出OLS 模型、時不變模型和時變模型三種模型的估計結(jié)果，用Frontier4.1 軟件進行回歸（具體見表3）。

表3 隨機前沿引力模型估計結(jié)果

據(jù)表3 的估計結(jié)果，γ 反映的是貿(mào)易非效率項在隨機擾動項中所占的比例，γ 值越趨近于1，說明貿(mào)易非效率項所占比例越大，用隨機前沿引力模型就越好。在時不變模型和時變模型中γ 的值均為0.86，且均在1%顯著水平上顯著，表明中國與RCEP 成員國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中貿(mào)易非效率因素影響較大，進一步證明不能用OLS 模型進行回歸。在時變模型中，η 小于0，且在1%顯著水平上顯著，這表明貿(mào)易非效率略有增加，中國對RCEP 成員國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率隨著時間略微降低，這也再次證明了應(yīng)該使用時變模型而非時不變模型。

GDPit的系數(shù)為正，但不顯著，這表明隨著中國的經(jīng)濟增長，對農(nóng)業(yè)的投入就會越大，技術(shù)的發(fā)展也能夠促進農(nóng)業(yè)技術(shù)的革新，進而能夠促進農(nóng)產(chǎn)品的出口，但是促進作用不夠明顯，這可能是由于要素稟賦、需求能力等多種因素相關(guān)。[9]GDPjt系數(shù)為正且在1%顯著水平上顯著，這也表明成員國的經(jīng)濟增長促進了其對農(nóng)產(chǎn)品的需求，并且購買力也相應(yīng)上升，進而促進了對農(nóng)產(chǎn)品的進口。POPit的系數(shù)為正且通過了1%顯著性水平檢驗，這表明中國的人口規(guī)模的增大可以促進勞動力的供給，為農(nóng)產(chǎn)品的供給提供充足的勞動力，進而增加農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，促進出口。POPjt的系數(shù)為正但不顯著，成員國的人口規(guī)模增大，可以提高其國內(nèi)的農(nóng)產(chǎn)品市場需求，進而促進農(nóng)產(chǎn)品的進口，但是這種促進作用不明顯。DISij的系數(shù)為負且在1%顯著水平上顯著，這表明兩國距離所帶來的運輸成本對中國的農(nóng)產(chǎn)品出口有很大影響，是重要的影響因素。GAPijt的系數(shù)為正但是不顯著，這表明中國與成員國之間的收入水平差距并沒有對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響。

（三）貿(mào)易非效率模型結(jié)果分析

為了考慮貿(mào)易非效率對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響因素，本文用一步法對貿(mào)易非效率模型進行回歸（具體見表4）。據(jù)表4 可知，貿(mào)易非效率模型的γ 值為0.99，且在1%顯著水平上顯著，這表明貿(mào)易非效率項對中國出口農(nóng)產(chǎn)品有非常顯著的影響，也再一次印證了貿(mào)易非效率的存在，模型設(shè)定合理。

表4 貿(mào)易非效率模型估計結(jié)果

STAjt的系數(shù)為正但不顯著，這表明政治穩(wěn)定性對中國與成員國農(nóng)產(chǎn)品出口影響較小。REGjt的系數(shù)為正，且在1%顯著水平上顯著，說明監(jiān)管質(zhì)量與貿(mào)易非效率項正相關(guān)，成員國的政府監(jiān)管質(zhì)量上升，對中國向成員國農(nóng)產(chǎn)品出口起到抑制作用。GOVjt的系數(shù)為負，且通過了1%顯著性水平檢驗，說明政府效能與貿(mào)易非效率項負相關(guān)，隨著成員國的政府效能提高，能夠促進中國向成員國農(nóng)產(chǎn)品的出口。FEIjt的系數(shù)為負但不顯著，這表明經(jīng)濟自由度的提高可以略微促進中國向成員國農(nóng)產(chǎn)品的出口，但不是主要因素。FTAijt的系數(shù)為負，且在1%顯著水平上顯著，這說明FTA的簽訂、自由貿(mào)易區(qū)的建立能夠減小貿(mào)易非效率，促進中國與成員國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。

（四）貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力估算

根據(jù)隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型得出的系數(shù)帶入公式中，并根據(jù)式（4），得到2002-2021年中國對韓國的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力（具體見表5）。

表5 2002-2021 年中國與韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力單位：百萬美元

據(jù)表5 可知，一方面，2002-2008 年中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率基本維持在0.3 以上，且在2003 年達到最大值0.37。2009 年貿(mào)易效率由0.3 降為了0.26，這可能是由于2008 年經(jīng)濟危機和糧食危機共同帶來的影響。隨后由于中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型升級和世界經(jīng)濟增長逐漸乏力的影響，貿(mào)易效率不斷下降。盡管2015 年中韓簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定，但是由于韓國對農(nóng)產(chǎn)品的關(guān)稅減讓較為嚴苛，對本國的農(nóng)產(chǎn)品保護水平極高，貿(mào)易效率并沒有明顯增長。之后隨著貿(mào)易保護主義的抬頭和“薩德入韓”等一系列政治事件，中國與韓國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率進一步降低。另一方面，2002-2021 年中國與韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力不斷增加，由2002 年的61.594 億美元上升到了2021 年的261.423 億美元，這也進一步說明了中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易還有很大的拓展空間。

四、結(jié)論和建議

本文采用隨機前沿引力模型，通過分析中國對13 個RCEP 成員國2002-2021 年的農(nóng)產(chǎn)品出口情況，探討了中國對RCEP 成員國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響因素，并以中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口為例，分析了該貿(mào)易關(guān)系的現(xiàn)狀和潛力。通過實證分析，本文得出如下結(jié)論：

一方面，成員國的GDP、中國的人口總數(shù)以及成員國政府效能等因素對中國對RCEP 成員國農(nóng)產(chǎn)品出口有著積極的影響，中國對RCEP 成員國農(nóng)產(chǎn)品出口量隨著這些因素的提高而增加，這也表明了中國在全球化進程中取得的積極成果。另一方面，中國與成員國之間的距離、成員國政府的監(jiān)管質(zhì)量等因素則對中國對RCEP 成員國農(nóng)產(chǎn)品出口具有負面影響。這些因素可能會阻礙中國農(nóng)產(chǎn)品在成員國市場上的銷售，也反映出當前RCEP 成員國之間在政治、經(jīng)濟等方面存在的差異。針對中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力，發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率不斷減少，貿(mào)易潛力不斷增加，這說明了中韓兩國在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易方面存在極大的合作空間。基于上述分析結(jié)果，為促進中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率及潛力的提升，提出以下幾點建議：

第一，加強與韓國的合作交流。中國與韓國在貿(mào)易領(lǐng)域的合作已經(jīng)非常密切，但仍有進一步提升合作水平的空間?？梢栽诂F(xiàn)有的自由貿(mào)易協(xié)定基礎(chǔ)上進一步深化合作，擴大貿(mào)易領(lǐng)域，為中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口創(chuàng)造更多的機會。此外，也可以在自由貿(mào)易協(xié)定中增加對農(nóng)產(chǎn)品的特殊規(guī)定，以更好地保護和促進農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易，提升農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的質(zhì)量和效率。同時，政府和企業(yè)應(yīng)加強溝通和交流，了解彼此的需求和訴求，共同制定出適合雙方的貿(mào)易策略和措施。也要加強中韓之間的文化交流和人民友好往來，增進彼此之間的了解和信任。

第二，提高政府效能和提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管。政府效能和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的重要因素。政府可以通過完善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量檢測和監(jiān)管體系，提升農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量。同時，企業(yè)也可以通過加強品牌建設(shè)和營銷推廣等方式來提高農(nóng)產(chǎn)品的市場競爭力，促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。同時應(yīng)簡化貿(mào)易程序、提高監(jiān)管質(zhì)量和執(zhí)法能力等方式從而減少貿(mào)易的摩擦和成本。

第三，加強人才培養(yǎng)和技術(shù)創(chuàng)新。農(nóng)產(chǎn)品出口需要專業(yè)的人才和高水平的技術(shù)支持，政府應(yīng)加強人才培養(yǎng)和技術(shù)創(chuàng)新，以滿足中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口的需求。政府應(yīng)大力支持相關(guān)院校和研究機構(gòu)開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易研究，加強農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、促進農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和技術(shù)創(chuàng)新，提高農(nóng)產(chǎn)品出口的質(zhì)量和效率，以進一步提高中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口的競爭力和市場份額。