貿易制度安排對中國農產品出口“一帶一路”沿線國家貿易效率的影響
——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.中國農業科學院農業經濟與發展研究所，北京市 100081；2.北京物資學院經濟學院，北京市 101149）

一、引言

根據《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》，推動共建“一帶一路”高質量發展、深化經貿投資務實合作是構建高水平開放經濟新體制的重要組成部分。“一帶一路”沿線國家大部分是發展中國家，農業經貿合作是雙方合作的重點，因此在新發展格局背景下，探索中國與“一帶一路”沿線國家在農業經貿領域的有效合作方式和路徑，暢通國內國際雙循環，具有重要的理論意義和現實必要性。

“一帶一路”倡議的不斷推進使得“一帶一路”沿線國家成為我國農產品出口的主要目的區域。聯合國商品貿易統計數據庫（UN Comtrade）資料①顯示，中國對“一帶一路”沿線國家②的農產品出口額2000—2020年二十年間年均增長8.92%，但在2000—2019年，其占中國農產品的比重從85.23%下降到83.76%，但由于2020年新冠肺炎疫情對農產品遠距離貿易產生了較大沖擊，而“一帶一路”沿線國家離中國較近，占比提高到97.81%。從貿易趨勢可以看出，除2020年外，中國對“一帶一路”沿線國家農產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。農產品出口貿易效率受貿易雙方合作制度的影響較大，但目前對貿易制度安排形式及存續時長對農產品貿易效率影響及機制的研究較少。為明確影響中國農產品出口“一帶一路”沿線國家貿易效率提升的貿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易制度安排對貿易效率的影響及內在作用機理。

二、文獻綜述

已有研究主要從貿易效率、貿易潛力及其影響因素等方面評估中國與“一帶一路”沿線國家的農產品貿易，研究表明中國與“一帶一路”沿線國家農產品貿易潛力較大，但貿易潛力存在明顯的地域差別。譚晶榮等[1]發現，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產品貿易上具有很大的潛力。王瑞等[2]關于中國對“絲綢之路經濟帶”沿線國家農產品出口潛力的研究表明，中國與德國、俄羅斯、土耳其等總體農產品貿易潛力居前列，與印度、伊朗、土庫曼斯坦等農產品貿易潛力偏小。劉宏曼等[3]的研究表明，中國與沿線國家的農產品貿易效率自1995年以來不斷提升，平均貿易效率為46%；農產品貿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]發現，中國對沿線各國的農產品出口效率表現出較大的國別差異，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。

已有研究普遍認為，人口、經濟、貿易協定、基礎設施、貿易便利化等是影響中國農產品出口“一帶一路”國家的重要因素。李浩學等[5]認為，人口總量、人均GDP 都與農產品貿易潛力顯著正向相關，而地理距離與之顯著負向相關；自貿協定、航運條件及運輸設備有利于農產品貿易，而關稅、結關時間和投資開放度會阻礙農產品貿易發展。有研究顯示，不同區域沿線國家參與的區域自由貿易協定對中國農產品出口效率的影響較為復雜，大阿拉伯自貿區和中部歐洲自貿區的建立呈現積極效應，而南亞自貿區及歐盟活躍的區域內貿易對中國出口造成了不利影響，中國-東盟自貿區對提升中國農產品出口效率并未產生預期的積極作用[4]。還有少數學者考慮了制度環境和貿易便利化的影響[3-6]。劉宏曼等[3]發現，加入世界貿易組織（WTO）、亞洲太平洋經濟合作組織（APEC）以及自由貿易協定（FTA）的生效能顯著提高貿易效率，政府支出增加及貿易、投資、商業自由度提高有利于降低農產品貿易非效率。韓嘯等[3]等認為，如果東南亞、南亞地區的交通設施建設水平達到全球平均水準，將促使中國與該地區的農產品貿易量提高25%左右，而簽署自貿協定將促使其提高77%。

整體來看，關于貿易制度安排形式及存續時長對中國農產品出口效率影響的研究較為少見，而關于貿易制度對貿易影響的研究多集中于外企績效、新型出口和文化產品貿易[7-9]方面，關于其對國內農產品出口貿易效率影響的研究比較缺乏。阿爾瓦雷斯（Alvarez）等[10]指出，貿易雙方的制度水平和制度距離對雙邊貿易的影響作用隨時間遞增，并且其對農業及原材料的影響超過對制造業和服務業的影響，隨著國際貿易環境不確定性不穩定性的增強，貿易制度安排形式及存續時長對農產品出口效率的影響已不容忽視。

從研究方法來看，對于貿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易額兩者之間的比值來測算貿易潛力，但該結果僅是各影響因素對進出口貿易額的平均值，忽視了一些難以量化或者不可觀測的主觀貿易阻力如政策因素、制度因素的影響，所計算的貿易潛力并不能真實反映國家之間的貿易潛力[13]。為解決該問題，隨機前沿引力模型被引入貿易研究領域，并經過法瑞爾（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]的發展和完善，從理論上論證了隨機前沿引力模型用于貿易效率研究的可行性。隨機前沿引力模型納入了技術無效率項，比傳統引力模型更加科學合理，因此在貿易領域得到國內學者的廣泛應用[19-21]。

本文基于2000—2020年中國對“一帶一路”沿線國家農產品出口數據，采用隨機前沿引力模型探究貿易制度安排對中國農產品出口“一帶一路”沿線國家貿易效率的影響及作用機制，并在此基礎上進一步測算出口貿易效率，對不確定性背景下促進中國農產品出口“一帶一路”沿線國家具有重要的理論和現實參考價值。

三、研究方法與數據說明

（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的技術無效率項，其中，前者反映外界隨機沖擊的影響，后者捕捉貿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年的實際貿易值，Tijt*代表i、j兩國在前沿條件下的最大貿易潛力值，此時不存在貿易非效率，xijt表示人口、經濟、地理距離等影響因素，β為影響系數，隨機誤差項為vit，貿易非效率項為uit，TEijt代表貿易效率。TEijt∈[0，1]，其取值越接近1，代表貿易效率越高，貿易潛力越小。當TEijt取值為1時，表明不存在貿易非效率；當TEijt取值為0 時，貿易效率最低。對式（1）兩邊取對數，得到：

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

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

由于本文數據屬于跨期面板數據，為了準確衡量中國農產品出口的貿易效率是否隨時間變化，在模型中引入時間因素[23]，其表達式為：

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

（二）計量模型設定與數據說明

根據式（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”沿線各國的農產品出口額，等式右邊為解釋變量。變量PGDPit和PGDPjt衡量經濟發展水平，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，分別對應中國和出口目的國的人口規模，一個國家市場需求越大，其農產品進口規模越大，反之，越小；GAPijt衡量人均GDP的差距，林德假說認為，兩國經濟發展差距越大，重疊需求越小，貿易的可能性也越小；DISijt表示兩國首都之間的地理距離，用以衡量它們之間的貿易成本，距離越遠，貿易成本越高，越不利于兩國之間的貿易。匯率變化會直接影響貿易的成本收益，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）和農業產值占GDP 的比重（AGRit）衡量出口目的國農業資源稟賦，農業資源稟賦越好，農產品進口需求越小；DEP衡量出口目的國的貿易依賴度，一般而言，貿易依賴度越高，貿易開放程度越高，進口中國農產品的可能性也就越大。除DISijt數據來源于法國智庫國際研究中心數據庫（CEPII）③外，其余變量數據均來自世界銀行世界發展指標（WDI）數據庫④。

進一步，構建貿易非效率模型：

其中，變量FTA代表中國是否與出口目的國簽署自由貿易協定，如是，FTA取值為1，否則，取值為0。研究表明，FTA的簽署對雙方貿易有積極影響[21]。WTO代表出口目的國是否加入WTO，是取值為1，否取值為0。貿易制度安排包括形式和存續時長兩方面：一方面，利用是否簽署FTA和是否共同加入WTO等典型貿易制度安排形式來探究其對貿易效率的影響差異；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，探究貿易制度安排存續時長對貿易效率的影響差異。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分別代表產權保護程度、政府干預程度、司法效率、稅收負擔、財政支出以及商業、勞動、貨幣、貿易、投資、金融方面的自由度，各指標取值范圍為0～100，指標評價好壞與分值高低正相關。這些指標多維度、外生地衡量各國社會經濟制度和對外開放程度[24-25]，數據來源于美國傳統基金會數據庫（Heritage Foundation Data?base）⑤，具體描述性統計見表1。

表1 模型變量選取及描述性統計

（三）數據來源

農產品定義采用WTO 口徑，數據來源于UN Comtrade數據庫⑥，具體包含HS1992編碼01-24章以及5101、5102、5103、5201、5202 和5203 品目的所有農產品。排除數據缺失較多的國家，數據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、實證結果分析與討論

（一）模型適用性檢驗

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

表3 隨機前沿引力模型假設檢驗

（二）時變隨機前沿引力模型回歸結果

系數為正，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產品出口產生影響，林德假說成立；地理距離（lnDISij）的系數顯著為負，表明兩國距離的增加會增加貿易運輸成本，不利于中國農產品出口；匯率（EXCHAij）的系數為負，但數值較小，表明匯率的變化對中國農產品出口產生了輕微的不利影響；人均耕地面積（PLANDi）和農業產值占GDP 比重（AGRi）的系數為負，意味著出口目的國人均耕地面積越大，農業產值占GDP比重越高，其農產品自給能力越強，對中國農產品的進口需求越小，但人均耕地面積的影響并不顯著；貿易依賴度的（DEP）的系數顯著為正，表明對外貿易依賴度越高，越有利于中國農產品出口。

（三）貿易非效率模型回歸結果

表5的估計結果包括隨機前沿引力模型和貿易非效率模型兩部分。貿易非效率模型的γ值為0.999，表明其設定較為合理，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中的回歸結果相比并沒有太大的變化。不同的是，農業產值占GDP比重（AGRit)系數顯著為正，這意味著出口目的國農業產值在GDP 中的占比越高，其農產品需求越大，對中國農產品的進口需求也就越大。

表4 時變隨機前沿引力模型的估計結果

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

表5 制度因素對貿易非效率模型的影響

從社會經濟制度的影響來看，與預期方向有所差異。出口目的國的司法效率(judit)、貨幣自由度（moneyit）、投資自由度（investit）、貿易自由度（tradeit）和金融自由度（finanit）顯著降低中國農產品出口的貿易非效率。這可能是因為，出口目的國政府司法效率越高，貨幣、投資、貿易、金融自由度越高，越有利于這些國家在國際上的貿易往來，農產品貿易同樣受益于這些基礎的社會經濟制度，從而有利于消除中國農產品出口的貿易障礙，提高貿易效率。財政支出（spendit）、商業自由度（busiit）對貿易非效率產生了顯著的正向影響，不利于貿易效率的提升。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，而稅收負擔較重，會對貿易效率產生不利影響。出口目的國商業自由度高，會吸引出口國投資商在當地投資生產，并可能對出口國貿易形成擠出效應，從而對貿易效率產生不利影響。農產品的生產依賴于土地，土地的不可轉移性導致該擠出效應在農產品貿易領域不如在工業品貿易領域明顯，但該效應仍然存在，只是影響程度較小。busiit的系數為0.109，在1%水平上顯著，說明商業自由度提高會對農產品貿易形成擠出效應，并降低貿易效率。綜上所述，不同維度的社會經濟制度因素對貿易非效率的影響方向與程度存在較大差異，因此，利用單一指標衡量制度因素會導致研究結論有偏。

為考察貿易制度存續時長對中國農產品出口“一帶一路”國家貿易效率的影響，本文把貿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），進一步觀察貿易制度存續時長是否對貿易效率產生影響。根據表6，FTA_time的系數為-0.141，通過了10%的顯著性水平檢驗，表明雙方簽署自由貿易協定的時長每延長1年，能夠消除0.141%的貿易非效率，即可提高中國農產品出口效率0.141%。WTO_time的系數也為負，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對中國農產品出口效率的影響為正，且雙方簽署FTA的時間越長，出口貿易效率提升越顯著；出口目的國加入WTO對中國出口農產品的效率有顯著提升作用，但加入WTO 時長對中國農產品出口效率的正向影響并不顯著。這可能是因為，加入WTO后，農產品自由貿易的相關規定在WTO制度下自動執行，貿易效率得到提升，但隨著時間的推移，成員國逐漸增多，協商推動農產品自由貿易的談判難度逐漸增大，達成協議的難度也增大，致使加入WTO 時長無法對提升貿易效率產生顯著影響。而兩國之間的自由貿易協定則不然，農產品貿易領域的談判相對容易，且自由貿易協定執行時間越長，雙方農產品貿易領域開放程度較高，從而有利于消除貿易非效率，提升貿易效率。

（四）穩健性檢驗

為了進一步檢驗貿易制度安排對中國農產品出口“一帶一路”國家貿易效率影響的穩健性，本文用所有產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的一個重要目標是降低關稅從而促進貿易，因此用關稅作為外貿制度安排的穩健性檢驗變量是比較合理的。根據表7的回歸結果，MFN_Rate的系數為0.072，通過了1%的顯著性水平檢驗，表明關稅稅率越高，對中國農產品出口效率的負面影響越大。這從另一面證明，降低關稅稅率的貿易制度安排有利于減少中國農產品出口障礙，從而提高出口效率。衡量出口目的國經濟社會制度影響的回歸系數大小較表6結果略有變化，但影響的方向和顯著性變化不大，回歸結果較為穩健。

表6 貿易制度存續時長對貿易非效率影響的估計結果

表7 關稅稅率對貿易非效率影響的估計結果

五、貿易效率分析與貿易潛力測算

為比較2000—2020年中國農產品出口“一帶一路”國家貿易效率的差異，本文進一步計算各國貿易效率的平均值，詳見表8。整體來看，中國對“一帶一路”各國的平均貿易效率較低，大多數國家的貿易效率未超過0.5，這意味著制約農產品貿易效率提升的現實障礙比較大，中國農產品出口具有較大潛力。按貿易效率高低排序，貿易效率在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；貿易效率在0.3～0.5 之間的國家有巴林、波蘭、阿聯酋、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，但對這些國家的農產品出口貿易效率并不高，表明中國對這些國家的農產品出口還有很大潛力。

表8 2000—2020年間中國農產品出口“一帶一路”沿線各國貿易效率平均值

為觀察中國對“一帶一路”沿線國家農產品出口貿易效率的變化趨勢，本文計算了2000—2020年中國農產品出口“一帶一路”沿線國家貿易效率的平均值，如表9所示。整體來看，貿易效率平均值呈現震蕩上行趨勢。貿易效率在2002年、2009年、2012—2014年和2019年這幾個時間節點突然下降，這與中國當時的經濟形勢密切相關。中國于2001年11月加入WTO，2002年中國農產品貿易所面對的整個形勢與之前受限制時截然不同，貿易效率測算的宏觀經濟背景發生了變化，因此其貿易效率偏低，貿易潛力變大，2002—2008年貿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并對中國產生影響，糧食危機也同時發生，當時世界大部分國家出臺了以糧食為主的農產品貿易限制措施，這也影響了中國的農產品出口。2012—2014年是中國國內經濟結構轉型和“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產品出口效率，在短期內導致了農產品出口效率的降低。隨著FTA 和“一帶一路”倡議的穩步推進，中國整體的農產品出口效率逐步提高，但仍然偏低。2018—2019年發生的中美貿易摩擦也沖擊了中國農產品出口效率。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年中國農產品出口“一帶一路”沿線國家貿易效率

為考察中國對“一帶一路”沿線不同區域農產品出口貿易效率的變化趨勢，本文將58 個國家劃分為六個地區：東北亞、東南亞、南亞、西亞北非、中東歐和中亞，并分區域計算2000—2020年這些國家貿易效率的平均值。在表10 中，六個區域的整體變化趨勢表現為波動增長，2000年各區域按農產品出口貿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，其排序變為東北亞、中亞、東南亞、西亞北非、中東歐和南亞；2020年，其排序變為東南亞、東北亞、西亞北非、中東歐、中亞，最后是南亞。可以發現，作為中國農產品傳統出口目的國的東南亞和東北亞貿易效率較高，且呈現逐漸上升趨勢，南亞地區效率整體偏低，中亞和中東歐地區出口效率出現較大幅度提高，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，便利了中國農產品向這些國家的出口，提升了貿易效率。

表10 2000—2020年中國農產品出口“一帶一路”沿線各地區貿易效率

表11 為2020年中國農產品出口“一帶一路”沿線各國的貿易效率和貿易潛力。從貿易潛力看，貿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、文萊等國貿易潛力較小。從2020年農產品出口規模來看，中國對印度、緬甸、俄羅斯的出口規模均超過20 億美元，但這些國家的貿易效率均低于0.5，其中印度僅為0.160，說明這些國家的貿易潛力至少還有50%的增長空間。根據測算，2020年中國與“一帶一路”沿線58個國家的平均貿易效率僅為0.475，農產品出口貿易潛力為1 534.93 億美元，是2020年實際貿易額729.48億美元的2.10倍，這意味著，一旦消除中國和“一帶一路”沿線國家的貿易障礙，出口“一帶一路”國家的農產品能在當前基礎上增加1.1倍。

表11 2020年中國農產品出口“一帶一路”沿線各國的貿易效率、貿易額和貿易潛力

六、結論與啟示

基于UN Comtrade 數據庫，本文在分析中國對“一帶一路”沿線58 個國家2000—2020年農產品出口變動趨勢的基礎上，利用時變隨機前沿引力模型考察了貿易制度安排及存續時長對出口貿易效率的影響及作用機制，并測算了貿易潛力。

（一）結論

第一，2001—2020年間，中國對“一帶一路”沿線國家農產品出口規模保持年均8.92%的較高增長速度，表明中國農產品對“一帶一路”國家的出口呈增長趨勢，前景廣闊。從貿易效率來看，中國農產品出口“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 個國家的出口貿易效率僅為0.475，表明尚有50%的貿易潛力可挖掘，但同時也意味著中國與“一帶一路”沿線58個國家的農產品貿易阻力較大，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，中國需要進一步加強與“一帶一路”沿線58 個國家的經貿合作，創造良好的貿易環境，消除相互的貿易壁壘，提升貿易效率，充分挖掘中國農產品出口潛力，使中國對“一帶一路”沿線58個國家的農產品出口規模在當前的基礎上得以增加。

第二，在影響中國對“一帶一路”沿線國家農產品出口的因素中，中國和出口目的國人均GDP和人口規模、出口目的國農業產值占GDP 比重以及貿易依賴度對中國農產品出口具有顯著的正向影響；兩國之間的地理距離和經濟差距、匯率、人均耕地面積對中國農產品出口具有顯著負向作用。從貿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對中國農產品出口效率的影響不顯著，但雙方簽署FTA時間越長，其對出口貿易效率提升的作用越明顯；出口目的國加入WTO 對中國農產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、貿易自由度和金融自由度能夠促進貿易效率提升，而財政支出越多，商業自由度越大，越不利于貿易效率的提升。

（二）啟示

為提高中國對“一帶一路”沿線國家的農產品出口效率，應著重從出口目的國貿易制度安排和社會經濟制度角度進行考慮。加入促進自由貿易的國際組織（例如WTO），積極穩定地維持和延長雙方已有的自由貿易協定時長，能夠有效促進中國農產品出口效率提升。要在中國與“一帶一路”沿線國家已有自由貿易區基礎上，加快與“一帶一路”沿線國家的雙邊和多邊自貿區談判。一是在雙邊自貿區方面，中國應盡快達成與斯里蘭卡、摩爾多瓦、巴勒斯坦的自貿區協定，進一步升級與韓國的自貿區協定，快速推進和落實RCEP 協定內容，并進一步加強與南亞、中亞和中東歐等具有較大貿易潛力國家的接觸和聯系，提高和增加中國與“一帶一路”沿線國家的經濟一體化程度和貿易往來；二是與出口目的國達成協議，采取相關措施提高司法效率，促進貿易、投資、貨幣和金融自由度的提高，改善農產品貿易的社會經濟制度環境，從而更有針對性地促進貿易效率的提高。

注釋：

①詳見https：//comtrade.un.org/data。

②指“一帶一路”沿線56個國家，具體國家見文中數據說明部分。

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。