中國對“一帶一路”沿線國家出口影響因素的實(shí)證分析
——基于引力模型的驗(yàn)證

袁春曉

（濟(jì)南市委黨校 經(jīng)濟(jì)學(xué)教研部，山東 濟(jì)南250100）

一、文獻(xiàn)述評

“一帶一路”自提出以來，已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)全球化最具影響力的一種創(chuàng)新模式。國外對“一帶一路”的研究數(shù)量較少，大多數(shù)屬于宏觀戰(zhàn)略性質(zhì)的評論文章，有不少專家學(xué)者從博弈的角度去看待“一帶一路”發(fā)展倡議，對于“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易問題進(jìn)行實(shí)證研究的很少。

而國內(nèi)學(xué)者早已對相關(guān)國家的影響因素進(jìn)行了研究和探討，主要分為自然因素和人為因素兩個(gè)方面。關(guān)于我國對“一帶一路”沿線國家出口影響的自然因素主要有兩國的地理距離、共同語言、兩國的GDP、時(shí)間等。梁琦（2016）[1]基于2005—2013年“一帶一路”沿線39 個(gè)國家的面板數(shù)據(jù)，利用拓展的貿(mào)易引力模型進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為“一帶一路”沿線國家間的貿(mào)易活動(dòng)存在顯著的母國市場效應(yīng)，且表現(xiàn)出了動(dòng)態(tài)特征，同質(zhì)產(chǎn)品和差異產(chǎn)品的母國市場效應(yīng)強(qiáng)度存在明顯差距，地理距離與貿(mào)易壁壘增加了我國的出口成本，這也是影響雙邊貿(mào)易的重要因素，且非關(guān)稅貿(mào)易壁壘對貿(mào)易的阻礙作用已經(jīng)超過了傳統(tǒng)的關(guān)稅壁壘。周念利（2010）[2]研究了我國雙邊服務(wù)的貿(mào)易潛力和影響因素，并估算了我國貿(mào)易伙伴的非關(guān)稅壁壘，認(rèn)為兩國的GDP、空間距離和共同語言是我國雙邊服務(wù)的主要影響因素。孫金彥（2016）[3]利用時(shí)不變和時(shí)變衰減隨機(jī)前沿引力模型分別估計(jì)了我國與“一帶一路”沿線53個(gè)國家的出口貿(mào)易效率與總貿(mào)易效率，分析了影響我國出口貿(mào)易效率和總貿(mào)易效率的主要因素，得到我國與“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效率和總貿(mào)易效率均呈隨時(shí)間遞增的變化趨勢，我國對“一帶一路”沿線國家具有較大的出口貿(mào)易潛力。龔靜（2016）[4]利用29 個(gè)省市1998—2013 年的面板數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型分析了鐵路建設(shè)對各省市貿(mào)易非效率部分的影響，進(jìn)而測算出其相應(yīng)的出口貿(mào)易效率，強(qiáng)調(diào)鐵路運(yùn)輸時(shí)間節(jié)省及運(yùn)輸距離減少均能夠有效提高出口貿(mào)易效率，且鐵路里程的縮短還具有穩(wěn)定出口貿(mào)易效率波動(dòng)的作用。

在人為因素對我國對“一帶一路”沿線國家出口影響的研究方面，主要突出貿(mào)易便利度這個(gè)方面。張曉靜（2015）[5]從區(qū)分不同區(qū)域的貿(mào)易便利化措施入手，采用“一帶一路”沿線45 個(gè)國家2008—2013 年的樣本數(shù)據(jù)，利用擴(kuò)展的貿(mào)易引力模型，識別出不同區(qū)域的不同貿(mào)易便利化措施對我國出口影響的異質(zhì)性，得出“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易便利化水平對我國的出口貿(mào)易影響顯著的結(jié)論，尤其是后危機(jī)時(shí)代，貿(mào)易便利化程度對國際貿(mào)易流量的影響程度遠(yuǎn)大于關(guān)稅減免的影響。隨后，夏春光（2016）[6]基于電子商務(wù)程度、環(huán)境制度因素、基礎(chǔ)設(shè)施水平、商品流通效率等指數(shù)對貿(mào)易便利化程度進(jìn)行定量分析，通過衍生的貿(mào)易引力模型實(shí)證分析了2014年“一帶一路”區(qū)域內(nèi)的62個(gè)國家的橫截面數(shù)據(jù)，也認(rèn)為我國貿(mào)易的出口流量與貿(mào)易相對國的邊境貿(mào)易便利化程度顯著正相關(guān)，同時(shí)得到的結(jié)論還有，發(fā)展中國家距離趕上發(fā)達(dá)國家之間的貿(mào)易便利化水平，確實(shí)還需要很長一段時(shí)間。李晨（2016）[7]選取2014 年GDP 總量超過500 億美元的31 個(gè)“一帶一路”沿線國家作為研究對象，采用主成分分析衡量和測算31個(gè)國家的貿(mào)易便利化水平，并運(yùn)用貿(mào)易引力模型實(shí)證研究貿(mào)易便利化影響因素對沿線國家進(jìn)出口貿(mào)易的影響，貿(mào)易便利化水平對我國與“一帶一路”沿線國家進(jìn)出口貿(mào)易有正向影響，貿(mào)易便利化水平有助于我國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易發(fā)展；通過提高口岸效率及改善海關(guān)環(huán)境，進(jìn)而提升貿(mào)易便利化水平，將有利于我國與沿線國家進(jìn)出口貿(mào)易額的增加。

本文將中國與“一帶一路”沿線國家的出口影響因素為研究對象，運(yùn)用隨機(jī)前沿引力模型及貿(mào)易非效率模型，合理的選用自然因素和人為因素作為解釋變量進(jìn)行全面分析，為中國如何推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)提供一個(gè)全新的視角，并根據(jù)實(shí)證結(jié)論給出相應(yīng)的政策建議。

二、中國對“一帶一路”沿線國家出口潛力及效率實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定。

1.時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型。

Stochastic Frontier Analysis，即隨機(jī)前沿分析，該分析方法最早由Aigner，Meeusen，Van den Broeck（1977）提出并用來分析生產(chǎn)過程中的技術(shù)效率。隨機(jī)前沿引力模型相比傳統(tǒng)的引力模型有了一定的改進(jìn)，該模型對隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)進(jìn)行了拆開分別研究的處理。

隨機(jī)前沿引力模型來源于對原始引力模型的改進(jìn)，本文建立的隨機(jī)前沿引力模型表達(dá)式如下所示：①公式的具體推導(dǎo)過程源自Battses和Coelli（1992）,Frontier Production Functions.Technical Efficiency and Panal Data With Application to Paddy Farmers in India。

其中，Tijt是指在t年i國對j國的實(shí)際出口額，為了模型檢驗(yàn)和計(jì)算的方便，本文將其取了自然對數(shù)，轉(zhuǎn)化成線性方程。T*ijt是指在t年i國與j國之間的前沿出口貿(mào)易額，即出口貿(mào)易潛力，兩國之間在現(xiàn)有條件下理論上能達(dá)到的最大出口貿(mào)易額。TEijt是指貿(mào)易效率，由兩國之間的實(shí)際出口貿(mào)易額與前沿出口貿(mào)易額的比值計(jì)算出，貿(mào)易效率越高說明兩國之間的貿(mào)易發(fā)展程度越高，而出口貿(mào)易潛力越小；相反，當(dāng)貿(mào)易效率越低時(shí)，說明兩國之間的實(shí)際出口貿(mào)易額與潛在最大出口貿(mào)易額之間的差距較大，兩國之間的出口貿(mào)易還有很大的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

xijt是指該模型中影響兩國之間出口貿(mào)易水平的自然因素，本文選取的變量有人均GDP、人口總量、兩國的距離、有無邊界、有無共同語言等。

（1）人均GDP（PGDPit，PGDPjt）。該變量主要反映了貿(mào)易兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模的大小，兩國的人均GDP越高就表明這兩國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，因而兩國潛在的進(jìn)出口貿(mào)易能力越強(qiáng)，發(fā)生貿(mào)易的可能性也越高。理論上該變量與實(shí)際貿(mào)易額Tijt之間為正相關(guān)關(guān)系。

（2）人口總量（POPit，POPjt）。從一國的人口總量可以看出該國的潛在市場的大小，人口數(shù)量越多，該國的貿(mào)易市場也越大，潛在的貿(mào)易可能性越高，理論上該變量與實(shí)際貿(mào)易額Tijt之間為正相關(guān)關(guān)系。

（3）兩國的距離（DISij）。①本文采用CEPII數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)的各國首都之間的距離作為兩國的距離。兩國之間的地理距離的遠(yuǎn)近對兩國的貿(mào)易有重要的影響，兩國的距離越遠(yuǎn)則運(yùn)輸成本會(huì)越高，則會(huì)大大降低兩國發(fā)生貿(mào)易的可能性。因此，該理論上該變量與實(shí)際貿(mào)易額Tijt之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（4）其他因素（Xij，包括是否有共同邊界、是否有共同語言）。本文選取了貿(mào)易兩國是否有共同邊界、是否有共同語言這兩項(xiàng)作為虛擬變量，當(dāng)貿(mào)易兩國有共同邊界時(shí)為1，無共同邊界時(shí)為0，有共同語言時(shí)為1，無共同語言時(shí)為0。

隨機(jī)前沿模型公式中的β 是待估參數(shù)，在實(shí)證部分本文將會(huì)通過相關(guān)數(shù)據(jù)利用最大似然估計(jì)的方法得出β參數(shù)值。vijt，uijt為該模型的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，這也是隨機(jī)前沿模型的改進(jìn)之處，vijt服從均值為0的正態(tài)分布，這也是普通的擾動(dòng)項(xiàng)；uijt為正值，即貿(mào)易非效率項(xiàng)，經(jīng)濟(jì)涵義為影響兩國貿(mào)易的人為因素。根據(jù)公式（4）貿(mào)易效率的計(jì)算公式，貿(mào)易效率TEijt與貿(mào)易非效率項(xiàng)uijt有關(guān)，通過對uijt的計(jì)算可以得到TEijt的值。最先把標(biāo)準(zhǔn)的引力模型引入對外貿(mào)易研究的學(xué)者都假設(shè)u與時(shí)間無關(guān)，但隨著研究時(shí)間的增長這種假設(shè)與實(shí)際并不符合，因此，隨機(jī)前沿貿(mào)易模型假設(shè)貿(mào)易非效率項(xiàng)uijt與時(shí)間有關(guān)，具體計(jì)算如下所示。

其中，uijt隨時(shí)間而變化，服從截尾正態(tài)分布，當(dāng)? ＞0時(shí)，uijt隨時(shí)間的變化而不斷減小；當(dāng)? ＜0時(shí)，uijt隨時(shí)間的變化而不斷增加；當(dāng)?=0 時(shí)，uijt與時(shí)間無關(guān)，此時(shí)該模型為時(shí)不變模型。

根據(jù)以上對相關(guān)變量的解釋，由此可以得到時(shí)變隨機(jī)前沿模型的表達(dá)式，本文設(shè)定的時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的公式如下所示。

為了檢驗(yàn)該模型的適用性，本文將會(huì)利用通過中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易數(shù)據(jù)，采用似然比方式對模型是否存在貿(mào)易非效率進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型對研究中國對“一帶一路”沿線國家的出口潛力的合理性。

2.貿(mào)易非效率模型。

在時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的基礎(chǔ)上，本文采用了一步法對貿(mào)易非效率項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。這也表明貿(mào)易非效率項(xiàng)也受到其他人為因素的影響，但它們之間并不是獨(dú)立的，也與時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型中的變量有關(guān)系，因而貿(mào)易非效率項(xiàng)可以與這些變量一起進(jìn)行回歸分析。貿(mào)易非效率項(xiàng)的uijt的表現(xiàn)形式如下所示。

將公式（7）代入時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的公式（2）中，得到了如下的表達(dá)式。

其中，zijt表示影響貿(mào)易非效率的人為因素，ɑ為該模型的待估參數(shù)，εijt為模型的隨機(jī)干擾項(xiàng)，uijt服從截尾正態(tài)分布。本文選取的貿(mào)易非效率的人為影響因素主要有鐵路總里程、航空運(yùn)輸量、貨幣自由度、金融自由度、貿(mào)易自由度、政府清廉度、兩國是否具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定。

（1）鐵路總里程（TRMit）。TRMit貿(mào)易國的鐵路總里程主要用來衡量該國的運(yùn)輸狀況和貿(mào)易便利程度，若該國的鐵路總里程數(shù)越大，說明該國的貿(mào)易水平相對較高，更利于對外貿(mào)易；反之，若該國的鐵路總里程數(shù)越小，說明該國的交通設(shè)施不夠發(fā)達(dá)，不利于對外貿(mào)易。

（2）航空運(yùn)輸量（ATit）。與鐵路總里程相似，航空運(yùn)輸量也是用來衡量貿(mào)易國的對外貿(mào)易便利度的指標(biāo)，當(dāng)一國的航空運(yùn)輸量越大，意味著該國的貿(mào)易便利度更高，更利于對外貿(mào)易；反之，當(dāng)該國的航空運(yùn)輸量較小時(shí)，說明該國貿(mào)易水平較低，不利于對外貿(mào)易。

（3）貨幣自由度（MONit）。一國的貨幣自由度水平反映了該國對市場價(jià)格的管制程度，該變量的數(shù)據(jù)來源于全球遺產(chǎn)基金會(huì)與華爾街日報(bào)合作編制的“Index of Economic Freedom”，數(shù)值越大表明該國的貨幣自由度越高，數(shù)值越小表明該國的貨幣自由度越低。

（4）金融自由度（FINit）。金融自由度水平衡量了一國的政府對金融業(yè)的管制程度，金融自由度水平越高則該項(xiàng)指標(biāo)的評分越高，說明金融業(yè)受政府的管制程度越低；該指標(biāo)的評分越低，則說明金融業(yè)受政府的管制程度越高。

（5）貿(mào)易自由度（TRADit）。該指標(biāo)反映了政府對外貿(mào)的干預(yù)程度，可以從該政府設(shè)定的關(guān)稅政策、關(guān)稅水平等方面看出。貿(mào)易自由度的數(shù)值越高說明該國的貿(mào)易自由度越高，政府對外貿(mào)的干預(yù)程度越低；反之，數(shù)值越低則說明政府對外貿(mào)的干預(yù)程度越高，對外貿(mào)易越不自由。

（6）政府清廉度（CPIit）。政府清廉度指標(biāo)的大小反映了該國的民主水平和政府的清廉水平，一國的民主水平越高，對外貿(mào)易的效率也越高。當(dāng)該指標(biāo)的數(shù)值越高，說明該國的民主水平越高；數(shù)值越低，說明該國的民主水平越低。該指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于“政體民主度”數(shù)據(jù)庫（Polity IV）。

（7）兩國是否具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定（FTAijt）。是否簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定在很大程度上影響了貿(mào)易兩國的關(guān)稅水平，對兩國的貿(mào)易水平有很重要的影響。該變量是本文設(shè)定的虛擬變量，若貿(mào)易兩國具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定，則取1；若沒有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定，則取0。

根據(jù)前面選取的變量，本文建立的貿(mào)易非效率模型表達(dá)式如下所示。

根據(jù)公式（9）可以看出各人為因素對貿(mào)易非效率項(xiàng)的影響，接下來本文會(huì)對各變量的顯著性進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證各影響因素對模型的影響。

（二）樣本、數(shù)據(jù)來源及說明。

根據(jù)2015 年國家發(fā)展改革委、外交部、商務(wù)部聯(lián)合發(fā)布的《推動(dòng)共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動(dòng)》，“一帶一路”一共包括了65 個(gè)國家，其中東亞的蒙古，東盟10 個(gè)國家，西亞18個(gè)國家，南亞8個(gè)國家，中亞5個(gè)國家，獨(dú)聯(lián)體7個(gè)國家，中東歐16個(gè)國家。

本文根據(jù)時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型設(shè)定的相關(guān)變量搜集了中國與“一帶一路”沿線國家的數(shù)據(jù)。為使結(jié)果更接近事實(shí)，本文選取的數(shù)據(jù)時(shí)間為2001—2015 年，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，本文剔除了文萊、巴勒斯坦、伊拉克、阿富汗、不丹、馬爾代夫、塞爾維亞黑山、敘利亞、馬其頓這10個(gè)國家，因此研究樣本為剩下的55 個(gè)國家的各變量數(shù)據(jù)。在時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型中，各國的出口額、人均GDP、各國人口數(shù)量的數(shù)據(jù)均來自UN comtrad數(shù)據(jù)庫；貿(mào)易國之間的距離、是否有共同邊界、是否有共同語言的數(shù)據(jù)來自CEPII數(shù)據(jù)庫。在貿(mào)易非效率模型中，鐵路總里程、航空運(yùn)輸量數(shù)據(jù)來自UN comtrad 數(shù)據(jù)庫；貨幣自由度、金融自由度、貿(mào)易自由度數(shù)據(jù)來自Index of Economic Freedom數(shù)據(jù)庫；政府清廉度數(shù)據(jù)來源于“政體民主度”數(shù)據(jù)庫（Polity IV）；是否具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)來自商務(wù)部官方網(wǎng)站。

（三）模型檢驗(yàn)。

在進(jìn)行回歸分析之前，本文將進(jìn)行貿(mào)易非效率的存在性檢驗(yàn)和貿(mào)易非效率的時(shí)變性檢驗(yàn)，結(jié)果直接決定了本文采用的模型是否正確合理。

隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的模型結(jié)果精度與模型確定的函數(shù)形式高度相關(guān)。因此我們在進(jìn)行模型結(jié)果估計(jì)之前，均首先要對模型的設(shè)定情況進(jìn)行似然比假設(shè)檢驗(yàn)：（1）貿(mào)易非效率的存在性檢驗(yàn)；（2）貿(mào)易非效率的時(shí)變性檢驗(yàn)。這兩個(gè)檢驗(yàn)對于該模型的合理性有重要的作用。時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

根據(jù)表1 的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，在不存在貿(mào)易非效率的檢驗(yàn)中，似然比檢驗(yàn)的LR 統(tǒng)計(jì)量的值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于1%的臨界值，因此拒絕了不存在貿(mào)易非效率的原假設(shè)，這說明本文采取隨機(jī)前沿的方法用來估計(jì)貿(mào)易引力模型是非常合適的。與此同時(shí)，在貿(mào)易非效率不變化的檢驗(yàn)中，似然比檢驗(yàn)的LR 統(tǒng)計(jì)量為49.6014，1%臨界值為6.63，LR 統(tǒng)計(jì)量的值大于1%的臨界值，因此拒絕了貿(mào)易非效率不隨時(shí)間變化的原假設(shè)，說明在2001—2015 年這15 年的跨度內(nèi)中國出口“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易效率隨時(shí)間變化是在顯著發(fā)生變化的，因此本文認(rèn)為使用時(shí)變方法對貿(mào)易引力模型進(jìn)行估計(jì)會(huì)更加適宜。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型結(jié)果估計(jì)。

根據(jù)似然比假設(shè)檢驗(yàn)的結(jié)果以及模型的設(shè)定形式，本文選擇了2001—2015 年15 年間“一帶一路”沿線55個(gè)代表國家作為研究對象，對中國與這55 個(gè)國家之間的出口貿(mào)易額進(jìn)行了隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的估計(jì)，為了比較結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)給出了時(shí)不變模型和時(shí)變模型的估計(jì)結(jié)果，結(jié)果如表4所示。

表1 隨機(jī)前沿引力模型的似然比檢驗(yàn)結(jié)果

表2 隨機(jī)前沿模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)表2 的結(jié)果可以看到，時(shí)變模型的結(jié)果顯示非常顯著，表明貿(mào)易非效率項(xiàng)隨時(shí)間變化，也再次證明了時(shí)變模型相比時(shí)不變模型更加適用；同時(shí)的系數(shù)大于0，說明貿(mào)易非效率項(xiàng)存在顯著的隨時(shí)間遞增的變化，這意味著中國對“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易效率隨時(shí)間變化提升，符合中國貿(mào)易的實(shí)際發(fā)展趨勢。

隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的所有解釋變量以及常數(shù)項(xiàng)均通過了t 值的顯著性檢驗(yàn)，說明引力模型中的這6個(gè)指標(biāo)均對被解釋變量（中國向各國的出口額）具有較良好的解釋力。

從影響中國對“一帶一路”沿線國家出口的自然因素來看，出口國（中國）和進(jìn)口國的人均GDP（PGDPit，PGDPjt）都具有非常顯著的正估計(jì)彈性，且中國經(jīng)濟(jì)本身的增長對出口的彈性為0.8820，“一帶一路”沿線55個(gè)代表國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對中國向這些國家的出口貿(mào)易額的彈性為1.0471。這說明隨著中國以及“一帶一路”沿線55個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的增高，對中國和其他國家雙方之間的出口貿(mào)易發(fā)展有較強(qiáng)的促進(jìn)作用。

進(jìn)出口國雙方的人口總量在一定程度上表示了出口生產(chǎn)能力和進(jìn)出口需求規(guī)模。出口國（也就是中國）的人口總量（POPit）與中國向沿線國家的出口貿(mào)易額呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)的關(guān)系。從對外貿(mào)易的需求和供給方面來說，出口國的人口總量一方面反映了出口國的生產(chǎn)水平，另一方面也顯示出出口國的消費(fèi)能力，然而，人們?nèi)找嬖鲩L的物質(zhì)文化需求，產(chǎn)業(yè)升級的困境，科技創(chuàng)新能力和專利權(quán)的保護(hù)，勞動(dòng)力成本的上升，使得人口紅利的作用越來越小，因此，總體而言當(dāng)消費(fèi)水平超過了同規(guī)模人口的生產(chǎn)水平，出口國人口規(guī)模越大，市場容量相應(yīng)也會(huì)越大，導(dǎo)致國內(nèi)的消費(fèi)者需求增加，使得中國向別國的進(jìn)口越多，相應(yīng)的向沿線國家的出口貿(mào)易額也就會(huì)越少。進(jìn)口國人口總量（POPjt）與出口顯著正相關(guān)，這說明進(jìn)口國人口總量越大，對國外需求越大，中國出口沿線國家貿(mào)易量也就越大。

地理距離（DISij）一直是貿(mào)易成本的重要組成部分，對出口產(chǎn)生了顯著的負(fù)效應(yīng)，距離彈性為-1.5308，表明兩個(gè)國家之間的地理距離所代表和表示的運(yùn)輸成本以及隱含的其他交易成本和阻力是阻礙兩國之間的出口貿(mào)易的非常重要的指標(biāo)和因素。

是否具有共同語言或臨界國家（Xij）這一虛擬變量的系數(shù)為0.7343，說明共同的語言或者具有臨界國家可以有效降低交易成本，同時(shí)往往伴隨著相似相容的文化背景，有利于貿(mào)易雙方之間的貿(mào)易往來，邊界接壤帶來的交流和運(yùn)輸?shù)馁Q(mào)易也能發(fā)揮優(yōu)勢，將會(huì)有利于中國向“一帶一路”戰(zhàn)略的沿線國家的出口貿(mào)易額的促進(jìn)和提高。

表3 貿(mào)易非效率模型估計(jì)結(jié)果

γ 表示的是隨機(jī)前沿模型當(dāng)中的貿(mào)易非效率項(xiàng)在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中所占有的比重，從表2中可以看到，時(shí)不變貿(mào)易引力模型γ 的值是0.8166，而時(shí)變貿(mào)易引力模型中γ 的值是0.7036，說明貿(mào)易效率的誤差項(xiàng)在總誤差中占有過半的地位，同時(shí)γ 值通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了是否存在貿(mào)易障礙的LR檢驗(yàn)結(jié)果。這進(jìn)一步表明了我國與“一帶一路”沿線國家的實(shí)際貿(mào)易出口水平額和兩國貿(mào)易的最大潛力值之間仍存在非常大的差距，同時(shí)，γ 的值也表明了這些差距在很大程度上是由于兩國之間存在的貿(mào)易非效率。

（二）貿(mào)易非效率模型結(jié)果估計(jì)。

根據(jù)貿(mào)易非效率模型的設(shè)定形式，本文選擇了2001—2015年15年間“一帶一路”沿線55個(gè)代表國家作為研究對象，在隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型的基礎(chǔ)上，對貿(mào)易非效率模型進(jìn)行了估計(jì)，具體結(jié)果如表5所示。

根據(jù)表3的貿(mào)易非效率模型的估計(jì)結(jié)果可以看到，γ 的值為0.7446，表明貿(mào)易非效率項(xiàng)很大程度上影響了中國對“一帶一路”沿線國家的出口額。

從各變量的估計(jì)結(jié)果來看，鐵路總里程（TRMit）的系數(shù)估計(jì)值為-0.2386×10-6，且在1%的顯著性水平上顯著，這也說明了鐵路總里程與貿(mào)易非效率項(xiàng)呈反比，則與中國對“一帶一路”沿線國家的出口額呈正比，意味著一國的交通設(shè)施的完善程度與一國的對外出口額有很大的關(guān)系，發(fā)達(dá)的交通設(shè)施更有利于對外貿(mào)易的發(fā)展。

航空運(yùn)輸量（ATit）反映了一國的貿(mào)易便利程度，該變量也在1%水平上顯著，且該變量的估計(jì)值為負(fù)數(shù)，也說明了航空運(yùn)輸量與一國的對外貿(mào)易呈正相關(guān)，航空運(yùn)輸量越大則一國的貿(mào)易便利度越高，貿(mào)易成本越低，這也會(huì)促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展。

貨幣自由度（MONit）的系數(shù)估計(jì)值為-0.0158，且同樣在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，說明貨幣自由度與中國對“一帶一路”沿線國家的出口額呈正相關(guān)，貨幣自由程度越高，中國對外的出口額將會(huì)增加。

金融自由度（FINit）的系數(shù)估計(jì)值為-0.8527×10-3***，在1%的水平上顯著，表明金融自由度對中國的對外貿(mào)易起促進(jìn)作用，但是促進(jìn)作用較小，金融自由度越高，該國的對外貿(mào)易水平越高。

貿(mào)易自由度（TRADit）與貿(mào)易非效率負(fù)相關(guān)，說明貿(mào)易的自由度水平對中國的對外貿(mào)易也有促進(jìn)作用，但是系數(shù)值較小，僅為-0.0018，表明貿(mào)易自由度對中國的對外貿(mào)易的影響有限。

政府清廉度（CPIit）同樣通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，且與貿(mào)易非效率項(xiàng)負(fù)相關(guān)。這也表明了政府清廉度對中國的對外貿(mào)易有正向促進(jìn)作用。一國的民主化水平越高，對外貿(mào)易也更容易發(fā)展。中國正處于快速發(fā)展時(shí)期，因此民主水平也在不斷提高，對外貿(mào)易水平也在不斷提高。

兩國是否具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定（FTAijt）的系數(shù)值為正數(shù)，但僅為0.0088，表明其對中國的對外貿(mào)易的影響較小，原因可能是“一帶一路”戰(zhàn)略實(shí)施的時(shí)間較短，中國與“一帶一路”沿線國家簽訂的自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)量還較少，因此對中國的對外貿(mào)易的影響有限。

四、小結(jié)

（一）隨機(jī)前沿模型小結(jié)。

時(shí)變隨機(jī)前沿模型的結(jié)果表明：（1）2001—2015 年中國對“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易非效率在逐漸減少，這意味著“一帶一路”的貿(mào)易效率在逐漸提升；（2）出口國（中國）和進(jìn)口國的人均GDP、進(jìn)口國的人口總量與出口水平正相關(guān)，而且出口國（中國）的人口總量以及貿(mào)易雙方的地理距離與出口水平負(fù)相關(guān)。（3）具有共同的語言或具有臨界國家在一定程度上有利于中國向“一帶一路”沿線國家之間的出口貿(mào)易。（4）我國與“一帶一路”沿線國家的實(shí)際貿(mào)易出口水平額和兩國貿(mào)易的最大潛力值之間仍存在非常大的差距，而這些差距在很大程度上是由于兩國之間存在的貿(mào)易非效率。

（二）貿(mào)易非效率模型小結(jié)。

貿(mào)易非效率模型的結(jié)果表明：1.進(jìn)口國（“一帶一路”沿線國家）的鐵路總里程、航空運(yùn)輸量、貨幣自由度、金融自由度、貿(mào)易自由度、政府清廉度與出口國（中國）的出口貿(mào)易水平正相關(guān)；2.兩國是否具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定對出口國的出口貿(mào)易水平的影響較小；3.我國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效率仍然處于較低的水平，有較大的出口貿(mào)易潛力。

（三）總結(jié)。

本文通過建立時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型和貿(mào)易非效率模型研究了中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效率和出口潛力，通過這兩個(gè)模型的估計(jì)和對2001—2015年的貿(mào)易效率計(jì)算對比，本文的結(jié)論主要有以下幾點(diǎn)。

1.在影響對外出口貿(mào)易效率的自然因素中，出口國（中國）和進(jìn)口國的人均GDP、人口總量、是否具有共同的語言或共同的邊界對中國的出口貿(mào)易效率正相關(guān)，出口國（中國）的人口總量以及貿(mào)易雙方的地理距離與出口水平負(fù)相關(guān)；在影響對外出口貿(mào)易效率的人為因素中，進(jìn)口國（“一帶一路”沿線國家）的鐵路總里程、航空運(yùn)輸量、貨幣自由度、金融自由度、貿(mào)易自由度、政府清廉度與出口國（中國）的出口貿(mào)易效率正相關(guān)，兩國是否具有已經(jīng)生效的自由貿(mào)易協(xié)定對出口國的出口貿(mào)易效率的影響較小。

2.通過時(shí)變隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型計(jì)算得到的中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效率的水平比貿(mào)易非效率模型計(jì)算得到的貿(mào)易效率值更高，說明中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易效率水平更多地受到人為因素的影響。

3.在促進(jìn)中國對“一帶一路”沿線國家的出口貿(mào)易水平方面，可以采取提高進(jìn)口國的貿(mào)易便利度，提升兩國的自由貿(mào)易程度，改善兩國的政府清廉度等措施。