“一帶一路”背景下中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率研究

宋雯彥，韓衛(wèi)輝，楊青清

(1.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，遼寧 大連 116025；2.湖南大學 經(jīng)濟管理研究中心，湖南 長沙 410006)

一、問題提出

長期以來，作為農(nóng)產(chǎn)品的主要貿(mào)易國之一，中國通過國際國內(nèi)兩個市場、兩種資源，保障了國內(nèi)糧食等重要農(nóng)產(chǎn)品供給。但是，“逆全球化”傾向增加了世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的不確定性，對中國的糧食供給產(chǎn)生了一定沖擊。特別是中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易集中度較高，近期的貿(mào)易摩擦更是給中國糧食貿(mào)易帶來了巨大挑戰(zhàn)，因此有必要構建多元化的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作渠道。由中國發(fā)起、主導的“一帶一路”倡議為此開出了一劑良方，自提出以來得到了積極響應，取得了顯著成效。2018年中國與“一帶一路”沿線國家(以下簡稱“沿線國家”)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額達760億美元，占中國農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額的35.05%(1)根據(jù)聯(lián)合國商品貿(mào)易(UN Comtrade)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫計算得出。，在中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中占有重要地位，且近幾年展現(xiàn)出良好增長態(tài)勢。那么，中國與沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率究竟如何？貿(mào)易效率的影響因素有哪些？貿(mào)易潛力是否具有進一步發(fā)掘的空間？現(xiàn)有文獻對于上述問題的研究仍顯不足。鑒于此，本文利用時變隨機前沿引力模型，旨在研究中國與61個“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率及潛力。

二、文獻綜述

目前大多數(shù)學者從整體或具體行業(yè)兩個方面對中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力進行研究，且主要采用隨機前沿引力模型或者傳統(tǒng)的引力模型。

一些學者通過研究中國與沿線國家整體的進出口貿(mào)易情況來開展宏觀分析。譚秀杰和周茂榮(2015)研究中國與“海上絲綢之路”主要沿線國家的貿(mào)易潛力，并分析貿(mào)易非效率項的影響因素，認為貿(mào)易效率雖然在不斷提高，但仍有很大潛力，應當采取防范金融風險的有效措施，推動自貿(mào)區(qū)建設并降低貿(mào)易壁壘[1]。龔新蜀等(2016)基于貿(mào)易的競爭性和互補性原理對中國與“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線國家進行分析，發(fā)現(xiàn)核心區(qū)的貿(mào)易潛力大于重要區(qū)，可以通過完善沿線地區(qū)互聯(lián)網(wǎng)通訊和經(jīng)濟制度來提高貿(mào)易效率[2]。侯敏和鄧琳琳(2017)研究發(fā)現(xiàn)中東歐國家與中國的貿(mào)易效率整體水平偏低，潛力有待進一步發(fā)掘，雙方的人口、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)和人均收入差異對貿(mào)易效率具有正向作用，而歐盟一體化和關稅水平阻礙雙方貿(mào)易[3]。李學武和顧成軍(2018)研究表明“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線國家加入上海合作組織及政府的清廉度對中國與之進出口貿(mào)易具有促進作用[4]。周曙東和鄭建(2018)指出越南、緬甸和新加坡在中國與區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關系協(xié)定(RCEP)伙伴國的貿(mào)易效率中排名前三，政府支出和班輪運輸對貿(mào)易效率具有提升作用[5]。李村璞等(2018)利用時變隨機前沿引力模型研究中國與東南亞9個國家1998—2016年的出口貿(mào)易潛力，發(fā)現(xiàn)中國與相關國家的出口貿(mào)易潛力呈現(xiàn)出倒U型特征，且在不同國家間具有較大差異[6]。

此外，還有一些學者研究在“一帶一路”背景下某一具體產(chǎn)業(yè)進出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力問題。王瑞和溫懷德(2016)發(fā)現(xiàn)中國與“絲綢之路經(jīng)濟帶”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率呈現(xiàn)不斷上升趨勢，且中國自身的影響因素雙邊貿(mào)易潛力的影響較大[7]。范兆斌和黃淑娟(2017)發(fā)現(xiàn)文化距離對于中國與沿線國家貿(mào)易效率的影響具有倒U型特征，進口國通過加強信息化建設、提升產(chǎn)權保護度可以進一步提高貿(mào)易效率[8]。王瑞和王永龍(2017)認為出口國的金融及貨幣自由度與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率呈負相關，海洋運輸效率的提升有助于提高貿(mào)易潛力[9]。方英和馬芮(2018)研究表明中國與沿線國家的文化產(chǎn)品出口潛力具有明顯的地域不均衡性且仍有很大潛力可以發(fā)掘，其中老撾具有最大的潛力值[10]。程廣斌和劉偉青(2018)研究發(fā)現(xiàn)進口國的通關便利程度及基礎設施建設水平是影響中國與沿線國家制造業(yè)貿(mào)易效率的主要原因[11]。

基于“一帶一路”視角的貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力研究成果盡管較為豐碩，但大多集中在部分沿線國家或者一定區(qū)域的國家，比如分別研究“絲綢之路經(jīng)濟帶”“海上絲綢之路”或特定區(qū)域，不易從整體上把握“一帶一路”建設全局。雖有一些研究側(cè)重于關注所有產(chǎn)業(yè)總體的進出口貿(mào)易或者進口和出口貿(mào)易，但涉及具體行業(yè)的文獻尚少，特別是對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的探討有待進一步深入。此外，對貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的研究較少考慮貿(mào)易結構問題，這不利于促進中國“一帶一路”建設的可持續(xù)性。因此，本文選取的樣本盡可能覆蓋“一帶一路”沿線所有國家，以農(nóng)產(chǎn)品這一具體行業(yè)為研究對象，引入格魯貝爾-勞埃德(GL)指數(shù)研究不同貿(mào)易結構下的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易情況，實證分析中國與沿線國家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力。

三、中國與沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀分析

“一帶一路”倡議作為開放性的國際合作理念，針對沿線國家的劃分范圍有所不同。本文借鑒國家信息中心發(fā)布的《“一帶一路”貿(mào)易合作大數(shù)據(jù)報告(2018)》，剔除部分數(shù)據(jù)缺失嚴重的國家，最終得到分屬六大區(qū)的61個樣本國家(2)亞洲大洋洲地區(qū)(11)：蒙古國、韓國、新西蘭、新加坡、馬來西亞、泰國、印度尼西亞、菲律賓、柬埔寨、緬甸和越南；中亞地區(qū)(4)：哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦和吉爾吉斯斯坦；西亞地區(qū)(15)：格魯吉亞、阿塞拜疆、亞美尼亞、伊朗、土耳其、約旦、黎巴嫩、以色列、沙特阿拉伯、也門、阿曼、阿聯(lián)酋、卡塔爾、科威特和巴林；南亞地區(qū)(6)：印度、巴基斯坦、孟加拉國、斯里蘭卡、馬爾代夫和尼泊爾；東歐地區(qū)(19)：俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯、摩爾多瓦、波蘭、立陶宛、愛沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亞、克羅地亞、波黑、黑山、塞爾維亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞和保加利亞；非洲及拉美地區(qū)(6)：南非、摩洛哥、埃塞俄比亞、馬達加斯加、巴拿馬和埃及。。按照國際貿(mào)易標準分類(standard international trade classification，SITC)，本文選擇編碼前3位相同的農(nóng)產(chǎn)品進行考察，包括食品及活動物(0類)、飲料及煙草(1類)、非食用原料(2類)，以及動植物油、脂及蠟(4類)中66組農(nóng)產(chǎn)品(3)具體分類參照最新國際貿(mào)易標準分類(SITC Rev.4)。。

(一)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀

如圖1所示，2007—2016年中國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易額整體呈上升趨勢，但受金融危機的影響，貿(mào)易額在2009年有所減少，隨后恢復增長趨勢。2016年農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易總額達到731億美元，其中進口貿(mào)易額為447億美元，出口貿(mào)易額為284億美元(4)根據(jù)UN Comtrade統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)計算得出。，進口貿(mào)易額明顯大于出口，貿(mào)易處于逆差狀態(tài)。從貿(mào)易結構來看，主要集中在0類和2類農(nóng)產(chǎn)品，且0類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額具有更加明顯的上升趨勢，剩余兩類農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易額偏低且未顯現(xiàn)出增長趨勢。

圖1 中國與“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易額資料來源：根據(jù)UN Comtrade統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫繪制。

(二)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平

產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易(intra-industry trade，IIT)指一個國家或地區(qū)在某一產(chǎn)業(yè)部門內(nèi)部同時開展進出口貿(mào)易。提升貿(mào)易雙方的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平有助于拓寬貿(mào)易領域，優(yōu)化貿(mào)易結構，從而提高貿(mào)易效率。根據(jù)“平滑調(diào)整假說”，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易能夠有效降低貿(mào)易的調(diào)整成本，緩解貿(mào)易國之間的結構摩擦，相較于產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易更具有持續(xù)性，有利于提升貿(mào)易效率、發(fā)掘貿(mào)易潛力。

格里納韋和米爾納(Greenaway & Milner，1983)指出，同一產(chǎn)業(yè)部門內(nèi)部按國際貿(mào)易標準分類前三位數(shù)相同產(chǎn)品的雙向貿(mào)易為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易[12]。因此，本文考察農(nóng)業(yè)部門按照SITC前三位數(shù)層級農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易。下文通過衡量產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平常用的格魯貝爾-勞埃德(GL)指數(shù)[13]對中國與“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀進行分析。

本文進一步設定：

(1)

其中，GLjt為t年中國與j國的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平指數(shù)，Xjt為t年中國對j國的農(nóng)產(chǎn)品出口額，Mjt為t年中國對j國的農(nóng)產(chǎn)品進口額。GLjt的取值范圍為[0，1]，當GLjt=0時，即t年中國與j國的農(nóng)產(chǎn)品為完全的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易；當GLjt=1時，即t年中國與j國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為完全的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易；當GLjt<0.5時說明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較低，則t年中國與j國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主；而當GLjt>0.5時說明產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較高，即以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主。

按照對沿線國家區(qū)域的劃分，根據(jù)式(1)分別計算六大區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平指數(shù)，結果如圖2所示。可以看出，中國與“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平總體呈現(xiàn)先降低后增加的趨勢，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)由2007年逐漸降低，在2012年降至最低點0.64，隨后逐年增長并在2016年達到0.78。這表明，中國與沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主。此外，亞洲及大洋洲地區(qū)與中國的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)基本與中國與沿線國家的平均水平保持一致，非洲及拉美地區(qū)與中國的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)處于較高的水平，而西亞地區(qū)與中國的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)均在0.5以內(nèi)，表明中國與非洲及拉美地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易主要以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主，而中國與西非國家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易主要以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主。

圖2 中國與“一帶一路”沿線區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平資料來源：根據(jù)UN Comtrade統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)繪制。

表1列出了中國與“一帶一路”沿線61個國家農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平指數(shù)平均值排名前五位和后五位國家的結果(5)限于篇幅，完整結果并未在文中報告。。可以看出，中國與“一帶一路”沿線國家間的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平在國別之間存在一定差異，其中俄羅斯、越南、新加坡、泰國和埃塞俄比亞與中國的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較高，以產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易為主；而黑山、亞美尼亞、黎巴嫩、約旦和卡塔爾與中國的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較低，具有顯著的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易特征。總體上看，中國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平在國家層面上表現(xiàn)出明顯的不均衡性，在時間維度上表現(xiàn)出一定的增長趨勢。

表1 中國與“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平指數(shù)

四、理論模型

研究貿(mào)易效率問題的傳統(tǒng)模型是貿(mào)易引力模型。隨機前沿方法的引入使得隨機前沿引力模型逐漸成為研究貿(mào)易效率問題的主流方法，而隨機前沿引力模型又包括時不變和時變兩種類型。在時變模型的基礎上加入貿(mào)易非效率模型分析影響貿(mào)易非效率的因素，同時測算更加準確的貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力值，這是目前研究貿(mào)易效率問題的一種普遍方法。

(一)隨機前沿引力模型

隨機前沿引力模型將隨機誤差項和技術非效率項分離出來，從而得到“前沿面”的最優(yōu)貿(mào)易水平。隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)最早由梅烏森和范登布洛克(Meeusen & van den Broeck，1977)[14]提出，用于分析生產(chǎn)函數(shù)中的技術效率問題。在貿(mào)易領域，貿(mào)易量受經(jīng)濟規(guī)模、地理距離等因素的影響，可以看作函數(shù)形式與生產(chǎn)函數(shù)相似，因此隨機前沿方法可用于貿(mào)易效率的測度。

隨機前沿引力模型的基本設定為：

Tijt=f(xijt，β)exp(vijt-uijt)，uijt≥0

(2)

其對數(shù)形式為：

lnTijt=lnf(xijt，β)+vijt-uijt

(3)

其中，Tijt代表t時期i國與j國間的實際貿(mào)易量，xijt為影響貿(mào)易量的核心因素，β為待估參數(shù)，vijt是服從N(0，σ2)分布的隨機誤差項，uijt則是與vijt相互獨立的貿(mào)易非效率項，一般假設其服從半正態(tài)、對數(shù)或截斷正態(tài)分布。進一步有：

(4)

(5)

另外，根據(jù)貿(mào)易非效率項uijt是否隨時間變化，隨機前沿引力模型可分為時不變隨機前沿引力模型和時變隨機前沿引力模型。時不變模型由巴蒂斯和科埃利(Battese & Coelli，1988)提出，其中假設uijt不隨時間變化，服從非零均值、方差為常數(shù)的截斷正態(tài)分布[15]；隨后又提出了時變模型[16]。在時變模型中：

uijt=uijexp[-η(t-T))]，t=1，2，...，T

(6)

其中，uijt表示效率損失，且服從截斷正態(tài)分布；η是時變衰減項，反映貿(mào)易效率隨時間的變化趨勢，若η>0則貿(mào)易效率遞增，若η<0則貿(mào)易效率遞減；T為時間跨度。

(二)貿(mào)易非效率模型

為進一步分析貿(mào)易非效率項的影響因素，在時變隨機前沿引力模型的基礎上構建貿(mào)易非效率模型，以分析阻礙貿(mào)易效率的因素。非效率模型的分析方法有兩種，分別是“兩步法”和“一步法”。“兩步法”首先需要在假設非效率項是獨立同分布的基礎上得到效率估計值，再對可能影響效率的因素進行回歸分析，但是當貿(mào)易效率被設定為由眾多解釋變量所構成的函數(shù)時，非效率項通常不滿足獨立同分布，這與假設相違背。因此，巴蒂斯和科埃利(1995)提出“一步法”，將貿(mào)易非效率項模型加入隨機前沿引力主模型同時進行回歸[17]。在“一步法”中貿(mào)易非效率項被定義為：

uijt=αzijt+εijt

(7)

其中，α是待估計參數(shù)向量，zijt為影響貿(mào)易非效率的外生變量，εijt為隨機擾動項，uijt服從均值為αzijt的截斷正態(tài)分布。將式(7)代入式(3)，總體模型可表示為：

lnTijt=lnf(xijt，β)+vijt-(αzijt+εijt)

(8)

五、模型設定與數(shù)據(jù)來源

(一)隨機前沿引力模型的設定

參考阿姆斯特朗(Armstrong，2007)[18]的做法，將影響貿(mào)易量的核心因素設定為中國與沿線國家的經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、地理距離、共同邊界等中短期內(nèi)變化較小或不變化的因素，構建模型為：

lnYijt=β0+β1lnGDPit+β2lnGDPjt+β3lnPOPit+β4lnPOPjt+β5lnDISTij+β6BORij+vijt-uijt

(9)

(10)

(二)非效率模型的設定

為深入探究貿(mào)易非效率的影響因素，構建如下貿(mào)易非效率模型：

uijt=δ0+δ1GLjt+δ2lnSTAjt+δ3lnTAXjt+δ4lnOFDIjt+δ5APECjt+δ6WTOjt+δ7lnMONjt+δ8lnTRAjt

(11)

其中，GLjt為沿線國家同中國的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，根據(jù)“平滑調(diào)整假說”，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易能夠有效降低貿(mào)易的調(diào)整成本，緩解貿(mào)易國之間的結構性摩擦，從而有利于提升農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率，取值為0～1，預期符號為負；STAjt為沿線國家的政治穩(wěn)定性，貿(mào)易伙伴國的政治環(huán)境越穩(wěn)定，越有利于跨國企業(yè)在該國開展相關貿(mào)易活動，則雙方的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率越高，取值為0～100，預期符號為負；TAXjt為沿線國家的稅收負擔，貿(mào)易伙伴國的稅負程度越高，表明該國的營商環(huán)境越差，越不利于在該國開展貿(mào)易投資活動，導致雙方的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率降低，取值為0～100，預期符號為正；OFDIjt為中國對沿線國家的直接投資，對其投資越大，越有利于在該國開辟新市場，促進雙邊貿(mào)易活動，提高農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率，預期符號為負；APECjt和WTOjt分別為沿線國家是否加入亞太經(jīng)濟合作組織 (APEC) 和世界貿(mào)易組織 (WTO) ，中國和沿線國家同處國際合作組織將有利于打破貿(mào)易壁壘、增進彼此合作，進而促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的提升，加入該組織取值為1，否則取值為0，預期符號均為負；MONjt為沿線國家的貨幣自由度，數(shù)值越高表明貨幣政策越自由、物價水平越穩(wěn)定，有利于雙邊貿(mào)易活動，提高農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率，取值為0～100，預期符號為負；TRAjt為沿線國家的貿(mào)易自由度，數(shù)值越高表明貿(mào)易壁壘越少，貿(mào)易環(huán)境越開放，越利于開展雙邊貿(mào)易活動，提高農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率，取值為0～100，預期符號為負。

(三)數(shù)據(jù)來源

在隨機前沿引力模型中，中國與沿線各國的GDP及人口數(shù)據(jù)來自世界銀行(World Bank)數(shù)據(jù)庫；兩國首都間距離來自地理網(wǎng)站(http://geobytes.com/)；共同邊界參考世界地圖。在貿(mào)易非效率模型中，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平由UN Comtrade數(shù)據(jù)庫計算得到；各國的政治穩(wěn)定性和稅收負擔數(shù)據(jù)來自World Bank數(shù)據(jù)庫；各國貨幣自由度和貿(mào)易自由度來源于美國傳統(tǒng)基金會發(fā)布的《經(jīng)濟自由度指數(shù)報告》；對外直接投資金額來自商務部發(fā)布的《中國對外直接投資統(tǒng)計公報》；是否加入國際組織參考APEC和WTO官方網(wǎng)站。表2為變量的描述性統(tǒng)計。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

六、實證結果與分析

(一)模型適用性檢驗及估計結果分析

利用廣義似然比(LR)檢驗對是否存在貿(mào)易非效率項進行檢驗。建立假設H0：不存在貿(mào)易非效率項；備擇假設H1：存在貿(mào)易非效率項。經(jīng)計算，不存在貿(mào)易非效率項時的對數(shù)似然值為-918.699，存在貿(mào)易非效率項時的對數(shù)似然值為-323.018，LR統(tǒng)計量為1 191.362，大于1%水平下的臨界值9.21，因此拒絕假設H0，說明貿(mào)易非效率項存在。另外，檢驗貿(mào)易非效率項是否存在的同時分析隨機擾動項中貿(mào)易非效率項所占比重，即計算γ的大小：

(12)

其中，γ越接近于1，說明貿(mào)易非效率項是引起實際貿(mào)易額與最優(yōu)貿(mào)易水平差距的主要原因。如表3所示，γ值在0.96附近，且在1%的水平上顯著，表明貿(mào)易非效率項的確存在。

分別估計時不變模型和時變模型，以檢驗貿(mào)易非效率項是否隨時間變化，并對模型的穩(wěn)健性進行檢驗，估計結果如表3所示。時變模型中的η值在5%的水平上顯著，說明貿(mào)易非效率項隨時間變化，采用時變隨機前沿引力模型更為合適，且η的系數(shù)為負，說明貿(mào)易非效率隨著時間而增加，即中國與沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易阻力隨時間加大，貿(mào)易效率隨時間在不斷減小。

表3 時不變模型與時變模型的估計結果

在時變模型估計結果中，中國與貿(mào)易伙伴國的GDP均在1%的水平上顯著，且系數(shù)均為正，說明中國與伙伴國的GDP對雙方農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，即中國與伙伴國的經(jīng)濟規(guī)模越大，越有利于兩國開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，并且中國GDP系數(shù)值為5.290，大于沿線國家GDP的系數(shù)，說明中國的經(jīng)濟規(guī)模對兩國間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響更大。中國與伙伴國的人口規(guī)模系數(shù)均在1%的水平上通過顯著性檢驗，但估計結果顯示人口規(guī)模越大，越不利于兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，這與預期結果相反，可能是受貿(mào)易非效率項的影響，下文將進一步討論。兩國間地理距離與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在1%水平上顯著負相關，說明地理位置越接近，兩國貿(mào)易的交易成本越少，越利于開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。共同邊界在5%水平上通過顯著性檢驗且系數(shù)為正數(shù)，則兩國存在共同邊界對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有促進作用。

(二)隨機前沿引力模型估計結果分析

基于上述分析，進一步采用“一步法”對貿(mào)易非效率模型進行估計，具體估計結果見表4。模型1為包含所有解釋變量的初始非約束模型，模型2—模型4分別表示利用逐步回歸分析的方法剔除共同邊界(BORij)、貨幣自由度(MONjt)和貿(mào)易自由度(TRAjt)后的回歸模型，模型5表示同時剔除這三個解釋變量所得到的最佳回歸結果。

表4 隨機前沿引力模型估計結果

表4(續(xù))

在模型5中，γ值接近0.9，且在1%的水平上顯著，說明貿(mào)易非效率顯著存在且是阻礙貿(mào)易的主要因素；σ2為0.602，在1%水平上顯著，說明非效率項中包含的約束變量對貿(mào)易效率產(chǎn)生較大影響。隨機前沿引力主模型估計結果顯示，GDPit和GDPjt系數(shù)分別為0.421和0.379，除系數(shù)值發(fā)生變化外，顯著性與符號均與前文時變模型估計結果保持一致，說明中國與沿線國家的經(jīng)濟規(guī)模對兩國間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有正向影響，且中國的經(jīng)濟規(guī)模影響程度更大。POPit系數(shù)為-1.878，而POPjt的系數(shù)為0.256，與前文估計結果相反，但與預期一致，說明沿線國家較大的人口規(guī)模有利于雙方開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。但是，中國的人口規(guī)模與雙方農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易負相關，可能因為中國較大的人口規(guī)模誘使農(nóng)業(yè)政策將農(nóng)產(chǎn)品向國內(nèi)市場傾斜，進而減少與其他國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。兩國間的地理距離系數(shù)大小為-0.226，且在5%的水平上顯著，說明中國與伙伴國之間的地理距離以0.226的彈性系數(shù)阻礙著兩國間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。

非效率模型估計結果顯示，GL指數(shù)的彈性系數(shù)為-0.702，且在1%的顯著性水平上顯著，與預期方向一致，說明提升農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平將有利于提升農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率。政治穩(wěn)定性的彈性系數(shù)為-0.144，且在1%的顯著性水平上顯著，說明貿(mào)易伙伴國內(nèi)部的政治越穩(wěn)定，越有利于中國與其農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的提升。稅收負擔的彈性系數(shù)為0.664，且在1%的顯著性水平上顯著，說明貿(mào)易伙伴國的稅負程度越高，越不利于中國與其開展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，貿(mào)易效率越低。對外直接投資的彈性系數(shù)為-0.147，且在1%的顯著性水平上顯著，說明中國對沿線國家的直接投資以0.147的彈性對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易起促進作用。另外，是否加入APEC和WTO的彈性系數(shù)分別為-3.958和-0.416，且均在1%的顯著性水平上顯著，這與預期符號方向一致，說明沿線國家加入APEC和WTO有利于提高其與中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率，并且加入APEC組織更有利于貿(mào)易效率的提升。

(三)貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力分析

在模型5的基礎上，利用式(5)計算出中國與“一帶一路”沿線各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率，以及相應的貿(mào)易潛力(貿(mào)易潛力=1-貿(mào)易效率)。由表5可知，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率最高的國家是新西蘭，效率值為72.45%，其次是泰國和馬來西亞。除新西蘭和泰國以外，中國與剩余國家的貿(mào)易效率均在30%以下，說明沿線大部分國家與中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率水平存在很大的上升空間。在貿(mào)易效率排名前十的國家中，除俄羅斯和烏克蘭屬于東歐地區(qū)外，其余八個國家均屬于亞洲、大洋洲地區(qū)，據(jù)此可見，中國與亞洲、大洋洲地區(qū)沿線國家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易較其他地區(qū)發(fā)展情況更好。在排名后十位的國家中，與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率最低的是西亞地區(qū)的阿塞拜疆和亞美尼亞，以及東歐地區(qū)的斯洛伐克，說明這些國家與中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易還有很大潛力可以發(fā)掘。

表5 2016年中國與沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率前十名與后十名國家

由圖3可以看出，亞洲、大洋洲地區(qū)的貿(mào)易效率較其他地區(qū)遙遙領先，而其他五個地區(qū)的貿(mào)易效率均保持在5%以下，特別是西亞和東歐地區(qū)。2009年所有地區(qū)的貿(mào)易效率均有所下降，可能是受2008年全球金融危機的影響，各地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易仍處在恢復階段。2014年所有地區(qū)的貿(mào)易效率均有明顯的上升趨勢，說明2013年“一帶一路”倡議的提出促進了中國與沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。總體來看，亞洲、大洋洲地區(qū)的貿(mào)易效率整體具有上升趨勢，但其他地區(qū)的貿(mào)易效率均保持在1%～2%的水平上小幅波動。因此，提升中國與中亞等5個地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率、發(fā)掘貿(mào)易潛力任重而道遠。

圖3 中國與“一帶一路”沿線各地區(qū)2007—2016年平均貿(mào)易效率資料來源：根據(jù)前文回歸結果繪制。

七、結論及政策建議

本文研究中國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力，并分析貿(mào)易效率的影響因素。結果表明：第一，中國與沿線國家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率整體水平偏低，貿(mào)易潛力巨大。從國別視角來看，中國與新西蘭的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率最高，為72.54%，除泰國為32.5%之外，其他國家的貿(mào)易效率均在30%以下；從區(qū)域劃分來看，各個地區(qū)的貿(mào)易效率整體水平較低但呈上升趨勢，亞洲及大洋洲地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率相比其他地區(qū)明顯較好。第二，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平、伙伴國政治穩(wěn)定性、伙伴國稅收負擔、對國外直接投資以及是否加入APEC和WTO是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的主要因素。提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平、選擇政治穩(wěn)定性較高的伙伴國、擴大對國外直接投資以及伙伴國加入APEC和WTO會提高農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率。第三，貿(mào)易雙方的經(jīng)濟規(guī)模和伙伴國的人口規(guī)模對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有促進作用，而中國的人口規(guī)模以及兩國的地理距離對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有著消極影響。

據(jù)此，本文提出建議：第一，積極開展中國與沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，提升農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，進一步推進“一帶一路”倡議中的農(nóng)業(yè)國際合作，發(fā)揮中國與沿線國家在農(nóng)產(chǎn)品方面的比較優(yōu)勢，從而使農(nóng)業(yè)資源得到高效配置，努力打造全球農(nóng)業(yè)國際合作新格局。第二，注重發(fā)掘特定國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力。中國與亞洲和大洋洲地區(qū)的沿線國家貿(mào)易效率較高，因此在保持與其高效率農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的基礎上，可以進一步開拓全新的貿(mào)易合作方式和領域；而對于貿(mào)易效率較低的國家，可以結合當?shù)氐淖匀坏乩憝h(huán)境以及政策環(huán)境，尋找因地制宜的農(nóng)業(yè)貿(mào)易合作方式。