中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家水產(chǎn)品貿(mào)易潛力研究
——基于異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型

邵桂蘭 莊竹青 李 晨,2

1.中國(guó)海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院青島 266100 2.中國(guó)海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院青島 266100

自習(xí)近平總書記提出共建 “一帶一路” 倡議以來(lái)， 中國(guó)與沿線各國(guó)的資金融通能力提升顯著， 貿(mào)易與投資合作發(fā)展迅猛， 為世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了新動(dòng)能。 “一帶一路” 建設(shè)有利于推動(dòng)沿線各國(guó)完善基礎(chǔ)設(shè)施， 增強(qiáng)國(guó)家間的政治互信。 由于 “一帶一路” 沿線國(guó)家資源優(yōu)勢(shì)不一， 各國(guó)發(fā)展水平存在較大差異，因此貿(mào)易合作空間巨大。

2002 年起， 中國(guó)一直穩(wěn)居全球水產(chǎn)品出口之首，根據(jù)UN Comtrade Database 統(tǒng)計(jì)， 中國(guó)2017 年的水產(chǎn)品總出口額達(dá)到132.52 億美元， 水產(chǎn)品的總產(chǎn)量為6 938 萬(wàn)噸。 “一帶一路” 建設(shè)的實(shí)施為中國(guó)與沿線各國(guó)的貿(mào)易合作創(chuàng)造了契機(jī)， 2003 年， 中國(guó)出口至“一帶一路” 沿線各國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易額約為1.72 億美元， 占同年總出口額的5.2%。 2017 年， 中國(guó)出口至“一帶一路” 沿線各國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易額約為26.5 億， 占同年總出口額的20.0%， 由此可見， “一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)在中國(guó)水產(chǎn)品貿(mào)易中的重要性逐漸增強(qiáng)。 但是，隨著對(duì)外貿(mào)易日益密切， 貿(mào)易摩擦問(wèn)題也不斷增加， 中國(guó)水產(chǎn)品貿(mào)易阻力逐漸變大， 出口貿(mào)易也面臨諸多挑戰(zhàn)。因此， 研究貿(mào)易國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易效率及潛力， 分析阻礙出口效率的因素， 對(duì)于擴(kuò)大中國(guó)水產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模， 增強(qiáng)與“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的經(jīng)濟(jì)合作具有重大意義。

1 文獻(xiàn)綜述

從計(jì)量方法看， 學(xué)術(shù)界對(duì)于貿(mào)易出口效率和潛力的研究， 多數(shù)采用傳統(tǒng)隨機(jī)前沿引力模型， 并逐漸滲透到農(nóng)產(chǎn)品[1]、 木質(zhì)林產(chǎn)品[2]、 文化產(chǎn)品[3]、 農(nóng)業(yè)機(jī)械產(chǎn)品[4]等各個(gè)領(lǐng)域。 譚秀杰等在用時(shí)變隨機(jī)前沿模型分析國(guó)家間貿(mào)易效率的基礎(chǔ)上， 采用一步法對(duì)效率影響因素進(jìn)行計(jì)算， 結(jié)果顯示關(guān)稅等外生變量會(huì)影響貿(mào)易非效率項(xiàng)， 進(jìn)而對(duì)貿(mào)易效率產(chǎn)生影響[5]。 雷洋等對(duì)隨機(jī)前沿引力模型進(jìn)行擴(kuò)展， 利用隨機(jī)擾動(dòng)和非效率項(xiàng)的方差構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头€(wěn)健性[6]。 但是利用隨機(jī)前沿引力模型測(cè)算的效率值沒(méi)有考慮效率項(xiàng)的非單調(diào)性問(wèn)題，導(dǎo)致實(shí)證結(jié)果存在偏誤[7]。 因此， 考慮到非效率項(xiàng)的期望和方差均受外生變量的影響[8]， 王芳等利用異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型， 研究影響非效率項(xiàng)大小及波動(dòng)的因素， 實(shí)證結(jié)果顯示基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及網(wǎng)絡(luò)科技的應(yīng)用等外生變量會(huì)對(duì)木質(zhì)家具貿(mào)易效率的數(shù)值及波動(dòng)產(chǎn)生影響[9]。

目前， 學(xué)術(shù)界關(guān)于水產(chǎn)品貿(mào)易的文獻(xiàn)主要偏重的研究方向?yàn)樗a(chǎn)品的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力、 貿(mào)易成本及影響因素。 周昌仕等利用CMS 模型研究中泰水產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力， 并發(fā)現(xiàn)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的提升可以正向推動(dòng)水產(chǎn)品出口速度的提高[10]。 張瑛等以中國(guó)水產(chǎn)品重點(diǎn)出口省份為研究對(duì)象， 通過(guò)整理山東省2010—2016 年水產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)物流績(jī)效指數(shù)是影響山東省與沿線各國(guó)貿(mào)易的重要因素， 并為增加山東省水產(chǎn)品出口額提供建設(shè)性建議[11]。 邵桂蘭等通過(guò)對(duì)引力模型進(jìn)行改進(jìn)， 計(jì)算不同時(shí)期水產(chǎn)品的貿(mào)易成本， 強(qiáng)調(diào)降低貿(mào)易成本對(duì)推動(dòng)水產(chǎn)品雙邊貿(mào)易增長(zhǎng)的重要性[12]。

近年來(lái)， 學(xué)術(shù)界逐漸將“一帶一路” 倡議與貿(mào)易發(fā)展?jié)摿ο嘟Y(jié)合， 為水產(chǎn)品出口政策的制定提供參考。 程玉潔等將“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)劃分為7 個(gè)區(qū)域， 分別對(duì)每個(gè)區(qū)域的工業(yè)制成品的貿(mào)易效率進(jìn)行計(jì)算， 得出的結(jié)論是FTA 的建立有利于提高出口工業(yè)制成品貿(mào)易效率的穩(wěn)定性[13]。 隨后， 部分學(xué)者從國(guó)內(nèi)視角出發(fā)， 研究“一帶一路” 沿線的中國(guó)重點(diǎn)省份的貿(mào)易效率， 證實(shí)了非效率變量在出口貿(mào)易模型中的重要性[14]。

結(jié)合上述文獻(xiàn)綜述， 中國(guó)與 “一帶一路” 沿線各貿(mào)易國(guó)的交流合作受到廣泛關(guān)注， 也有不少學(xué)者對(duì)其貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力進(jìn)行研究， 但仍存在以下不足：首先， 以往文獻(xiàn)大多采用傳統(tǒng)的隨機(jī)前沿引力模型研究貿(mào)易效率， 忽視了非效率項(xiàng)中期望和方差異質(zhì)性問(wèn)題。 其次， 雖然已經(jīng)有大量文獻(xiàn)對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易進(jìn)行研究， 但是水產(chǎn)品作為漁業(yè)經(jīng)濟(jì)研究的重點(diǎn)， 其出口貿(mào)易的文獻(xiàn)卻很少， 且大多為基于特定水產(chǎn)品出口省份的研究。 本文結(jié)合水產(chǎn)品貿(mào)易可能的影響因素， 引入影響非效率項(xiàng)期望和方差的外生變量， 建立異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型， 將大大減少測(cè)算結(jié)果與實(shí)際情況之間的差距； 考慮到研究結(jié)果的準(zhǔn)確性以及數(shù)據(jù)的可獲得性， 本文以 “一帶一路” 沿線44 個(gè)國(guó)家為研究對(duì)象， 考察2003—2017 年我國(guó)水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率影響因素， 并測(cè)算貿(mào)易效率及潛力。

2 模型設(shè)定及方法說(shuō)明

2.1 異質(zhì)性隨機(jī)前沿模型

自20 世紀(jì)80 年代開始， 引力模型被逐漸應(yīng)用到貿(mào)易領(lǐng)域。 HELPMAN 等將規(guī)模經(jīng)濟(jì)引入引力模型，使二者相互結(jié)合[15]。 EVENETT 等利用不完全競(jìng)爭(zhēng)理論重新解釋引力模型的理論基礎(chǔ)， 提出貿(mào)易引力模型的基本形式[16]為：

式中，Yi表示產(chǎn)出量，xi表示投入量，i為截面?zhèn)€體，β 為待估參數(shù)，vi為傳統(tǒng)誤差項(xiàng)。 AIGNER 認(rèn)為， 上式中的傳統(tǒng)誤差項(xiàng)vi應(yīng)該由兩部分構(gòu)成： 一部分是由隨機(jī)誤差引起， 稱為隨機(jī)誤差項(xiàng)ui； 另一部分則是阻礙產(chǎn)值最大化的非效率項(xiàng)， 由此提出隨機(jī)前沿分析法[17]。 隨后， MEEUSEN 利用實(shí)證分析方法， 將非效率項(xiàng)引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域， 研究企業(yè)規(guī)模差異與企業(yè)低效率的關(guān)系[18]。 隨機(jī)前沿模型的基本形式可以表示為：

GREENE 認(rèn)為， 已有研究中 “固定效應(yīng)” 含有大量未被觀測(cè)的個(gè)體異質(zhì)效應(yīng)， 而這些效應(yīng)被包含在無(wú)效率項(xiàng)中， 從而導(dǎo)致計(jì)算值與實(shí)際值之間存在較大偏差。 因此， 通過(guò)對(duì)模型進(jìn)行擴(kuò)展， 提出將無(wú)效率項(xiàng)與自變量的不可觀測(cè)異質(zhì)效應(yīng)相分離， 得到以下兩種隨機(jī)前沿模型[19]：

其中， 假設(shè)uit服從N+（0， σu2） 的半正態(tài)分布，vit服從N （0， σv2） 的正態(tài)分布。 由于本文選取的數(shù)據(jù)是“一帶一路” 特定國(guó)家， 因此這里考慮式 （3） 的固定效應(yīng)模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證研究， 并在模型設(shè)定中進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)。 WANG 認(rèn)為上式只考慮了自變量不可觀測(cè)的異質(zhì)性問(wèn)題， 卻忽視了非效率項(xiàng)本身的異質(zhì)性， 個(gè)體異質(zhì)性也會(huì)影響無(wú)效率項(xiàng)的均值和方差[7]，因此將無(wú)效率項(xiàng)uit的分布修正為：

此時(shí)uit服從截?cái)喾植迹?均值μit和方差σit2均受外生變量zit的影響。 此假設(shè)充分考慮影響非效率項(xiàng)大小及其穩(wěn)定性的因素， 可以更清晰地反映個(gè)體異質(zhì)性對(duì)效率的影響作用。

2.2 考慮異質(zhì)性的隨機(jī)前沿引力模型的設(shè)定

ARMSTRONG 認(rèn)為， 影響非效率項(xiàng)的外生變量包括制度環(huán)境、 貿(mào)易組織等[20]。 考慮到 “一帶一路”沿線國(guó)家的發(fā)展水平存在較大差異， 本文選擇用異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型進(jìn)行研究， 同時(shí)結(jié)合影響水產(chǎn)品貿(mào)易的因素， 將班輪運(yùn)輸相關(guān)指數(shù)引入模型， 考察各變量對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易效率的影響。 模型設(shè)定如下：

公式 （6） 為影響中國(guó)水產(chǎn)品出口額因素的隨機(jī)前沿引力模型。 其中，Yijt表示2003—2017 年中國(guó)出口至 “一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易額；GDPit與GDPjt為經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量， 反映了各國(guó)的經(jīng)濟(jì)水平， 分別用貿(mào)易國(guó)和中國(guó)的國(guó)民生產(chǎn)總值來(lái)衡量；Compijt是要素稟賦差異變量， 用中國(guó)與伙伴國(guó)人均GDP （國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值） 差值的絕對(duì)值來(lái)衡量；Disij為距離變量， 用中國(guó)北京與對(duì)應(yīng)貿(mào)易國(guó)首都之間的地理距離來(lái)衡量；Contigij與Langij分別表示中國(guó)與貿(mào)易國(guó)領(lǐng)土接壤以及共同語(yǔ)言情況， 二者均為虛擬變量。 式（7） 為隨機(jī)誤差項(xiàng)vijt和考慮異質(zhì)性的無(wú)效率項(xiàng)uijt服從的分布， 其中無(wú)效率項(xiàng)uijt的均值μijt和方差σijt2均受到外生變量zijt的影響。 式 （8） 對(duì)影響無(wú)效率項(xiàng)均值和方差的因素進(jìn)行設(shè)定， 綜合考慮貿(mào)易相關(guān)性及數(shù)據(jù)可得性， 本文主要從制度環(huán)境、 基礎(chǔ)設(shè)施情況、 貿(mào)易組織及協(xié)定3 方面分析。 其中，Voicejt，Stabilityjt，Governmentjt，Lawjt分別代表言論自由程度、 政治穩(wěn)定程度、 政府效率以及法律規(guī)制， 反映出口貿(mào)易國(guó)的制度環(huán)境；Transportationjt為班輪運(yùn)輸條件， 反映與沿線貿(mào)易國(guó)的貿(mào)易化便利程度；FTAijt和WTOjt代表出口國(guó)加入經(jīng)濟(jì)組織及協(xié)定簽訂的情況。 式 （9） 為出口貿(mào)易效率公式， εijt表示復(fù)合誤差。 式（10） 為貿(mào)易潛力公式， 當(dāng)不存在貿(mào)易阻力（u=0） 時(shí)， 貿(mào)易效率實(shí)現(xiàn)最大化（TE=1）。 隨著貿(mào)易摩擦的出現(xiàn)（u>0），貿(mào)易效率逐漸下降， 貿(mào)易潛力增大。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源及樣本選取說(shuō)明

本文以UN Comtrade 中HS 標(biāo)準(zhǔn)下的03 類產(chǎn)品數(shù)據(jù)作為中國(guó)水產(chǎn)品出口額（Yijt） 的數(shù)據(jù)來(lái)源， 此類產(chǎn)品包含魚類、 甲殼類、 軟體類及其他無(wú)脊椎水生生物， 可以比較全面地涵蓋水產(chǎn)品出口的種類。 中國(guó)及水產(chǎn)品出口國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP） 數(shù)據(jù)及班輪運(yùn)輸指數(shù) （Transportationjt） 均來(lái)源于the World Bank Group 網(wǎng)站， 與中國(guó)的地理距離 （Disij） 數(shù)據(jù)、 是否與中國(guó)接壤 （Contigij） 數(shù)據(jù)及是否存在共同語(yǔ)言（Langij） 數(shù)據(jù)均通過(guò)CEPII 整理獲取。 言論自由程度（Voicejt）、 政治穩(wěn)定（Stabilityjt）、 政治效率（Governmentjt）和法律規(guī)則 （Lawjt） 數(shù)據(jù)均來(lái)源于全球治理指數(shù)（WGI） 數(shù)據(jù)庫(kù)，F(xiàn)TA數(shù)據(jù)信息來(lái)源于商務(wù)部網(wǎng)站，WTO 數(shù)據(jù)來(lái)源于https://www.wto.org/網(wǎng)站。

本文以國(guó)家電子政務(wù)外網(wǎng)管理中心網(wǎng)發(fā)布的 “一帶一路” 沿線國(guó)家名單為初始樣本國(guó)， 為提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確性， 本文的樣本時(shí)間區(qū)間為2003—2017 年。由于“一帶一路” 沿線某些國(guó)家水產(chǎn)品貿(mào)易觀測(cè)值缺失較嚴(yán)重， 予以剔除， 因此本文的研究樣本為44 個(gè)國(guó)家， 分別是阿拉伯聯(lián)合酋長(zhǎng)國(guó)、 保加利亞、 巴林、波斯尼亞和黑塞哥維那、 白俄羅斯、 文萊、 捷克、 埃及、 愛(ài)沙尼亞、 格魯吉亞、 克羅地亞、 匈牙利、 印度、 印度尼西亞、 伊朗、 伊拉克、 以色列、 約旦、 哈薩克斯坦、 吉爾吉斯斯坦、 科威特、 黎巴嫩、 斯里蘭卡、 立陶宛、 拉脫維亞、 馬爾代夫、 馬其頓、 黑山、馬來(lái)西亞、 阿曼、 菲律賓、 波蘭、 卡塔爾、 羅馬尼亞、 俄羅斯、 沙特阿拉伯、 新加坡、 塞爾維亞、 斯洛伐克、 斯洛文尼亞、 泰國(guó)、 土耳其、 烏克蘭、 越南。

3 實(shí)證分析

3.1 考慮異質(zhì)性的隨機(jī)前沿引力模型結(jié)果分析

本文共設(shè)置6 個(gè)模型， 第1 個(gè)模型和第2 個(gè)模型分別為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型， 通過(guò)對(duì)引力模型進(jìn)行效應(yīng)分析， 并進(jìn)行Hausman 檢驗(yàn)。 得到的結(jié)論為： Hausman 檢驗(yàn)在1%的水平上顯著拒絕 “系數(shù)無(wú)差異” 的原假設(shè)， 接受備擇假設(shè)， 因此使用固定效應(yīng)模型更合理。 真實(shí)固定效應(yīng)模型 （TFE） 是在固定效應(yīng)模型FE 的基礎(chǔ)上考慮隨機(jī)前沿的特征， 能夠揭示不隨時(shí)間變化的解釋變量的作用。 模型3 設(shè)定μijt=0，即非效率項(xiàng)μijt的期望為0 并服從半正態(tài)分布。 模型4設(shè)定ω=0， 此時(shí)μijt服從期望為μ0的截?cái)嗾龖B(tài)分布。模型5 設(shè)定γ=0， 此模型將影響非效率項(xiàng)均值的因素考慮在內(nèi)， 但忽視了方差的異質(zhì)性問(wèn)題。 模型6 為無(wú)任何約束條件的模型， 該模型同時(shí)將非效率項(xiàng)期望和方差的異質(zhì)性考慮在內(nèi)。 LR1 的原假設(shè)為： 非效率項(xiàng)不存在。 表1 中LR1 結(jié)果表明， 應(yīng)接受備擇假設(shè)，因此證明了效率損失是存在的。 LR2 的原假設(shè)為： 不存在具有完全異質(zhì)的非效率部分。 表1 結(jié)果顯示，LR2 顯著拒絕了約束條件存在的原假設(shè)， 因此證明模型6 比其他TFE 模型更優(yōu)。 故本文將模型6 作為分析水產(chǎn)品貿(mào)易及其效率的模型， 并據(jù)此測(cè)算貿(mào)易潛力值。

表1 異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型的估計(jì)結(jié)果

續(xù)表1 異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型的估計(jì)結(jié)果

在隨機(jī)前沿部分， 模型6 中GDPit與GDPjt系數(shù)為正且均在1%的水平上通過(guò)顯著性檢驗(yàn)， 說(shuō)明經(jīng)濟(jì)總規(guī)模對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易有正向推動(dòng)作用。 變量Compijt的檢驗(yàn)結(jié)果不顯著說(shuō)明兩國(guó)之間要素稟賦的差距對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易的影響不明顯。Disij與出口額高度負(fù)相關(guān)，說(shuō)明距離越遠(yuǎn)， 越不利于兩國(guó)之間的水產(chǎn)品貿(mào)易。contigij在5%的水平上顯著且系數(shù)符號(hào)為負(fù)， 即與中國(guó)接壤的國(guó)家反而和中國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易較少。 可能的原因是與我國(guó)接壤的國(guó)家多采用陸路運(yùn)輸?shù)姆绞竭M(jìn)行貿(mào)易， 且陸路運(yùn)輸極為不便， 和其他與中國(guó)不接壤國(guó)家的海路運(yùn)輸相比， 成本費(fèi)用可能更高一些。langij未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)， 表明貿(mào)易雙方有無(wú)共同語(yǔ)言對(duì)中國(guó)水產(chǎn)品出口的影響作用較小， 這可能得益于經(jīng)濟(jì)全球化程度的不斷深化， 語(yǔ)言溝通逐漸不再成為國(guó)際貿(mào)易的主要難題。

從表中模型6 可以看出， 在非效率項(xiàng)均值的影響因素研究中，Voicejt在5%的水平上顯著， 表明民眾言論自由程度的提高對(duì)貿(mào)易效率的提高具有促進(jìn)作用， 合理的解釋為提高民眾言論自由程度有利于提高資源的整合程度， 從而拓寬貿(mào)易渠道。Stabilityjt在10%的顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn)， 說(shuō)明政治越穩(wěn)定的國(guó)家， 對(duì)中國(guó)水產(chǎn)品的出口越有利， 即改善制度環(huán)境在一定程度上可以降低市場(chǎng)準(zhǔn)入門檻， 促進(jìn)中國(guó)水產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展。Governmentjt和Lawjt對(duì)于水產(chǎn)品貿(mào)易的影響不明顯， 可能的原因?yàn)檎室约胺梢?guī)則的調(diào)整主要作用于本國(guó)市場(chǎng)秩序的規(guī)制， 而對(duì)提高國(guó)家間貿(mào)易效率的作用影響較小。WTOjt在10%的檢驗(yàn)水平上顯著且系數(shù)為負(fù)， 表明加入WTO 有利于減少貿(mào)易效率損失， 提高水產(chǎn)品出口效率。FTA對(duì)效率損失的影響不明顯， 合理的解釋為從中國(guó)進(jìn)口水產(chǎn)品的國(guó)家主要有美國(guó)、 日本和韓國(guó)， 而這些國(guó)家在2017年之前并不屬于 “一帶一路” 建設(shè)范圍。

與非效率項(xiàng)期望相比， 非效率項(xiàng)方差受外生變量的影響更加顯著， 表明非效率項(xiàng)影響因素會(huì)對(duì)u的波動(dòng)程度產(chǎn)生影響， 異質(zhì)效應(yīng)更加明顯。Stabilityjt系數(shù)為正且在1%水平下高度顯著， 表明政治穩(wěn)定性越高的國(guó)家， 出口效率的波動(dòng)程度越大。Governmentjt的系數(shù)為負(fù)數(shù)， 說(shuō)明政府工作效率越高， 越有利于穩(wěn)定出口效率， 從而減少貿(mào)易效率的波動(dòng)。Transportationjt系數(shù)為負(fù)且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)， 表明班輪運(yùn)輸條件的改善雖然不能顯著提高水產(chǎn)品貿(mào)易效率， 但是可以提高水產(chǎn)品貿(mào)易效率的穩(wěn)定性。Lawjt的高度顯著說(shuō)明完善的法律規(guī)則的制定不能對(duì)貿(mào)易效率起到明顯的促進(jìn)作用， 而且會(huì)增加出口效率的不確定性， 可能的解釋為法律規(guī)則的完善一定程度起到保護(hù)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的作用， 從而使出口貿(mào)易效率充滿不確定性。WTOjt和FTAijt對(duì)非效率項(xiàng)方差的作用未通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)， 表明是否加入WTO或FTA對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易效率的波動(dòng)程度沒(méi)有明顯影響。

3.2 沿線國(guó)家貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力分析

結(jié)合式 （9） 對(duì)中國(guó)出口至樣本國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易效率進(jìn)行測(cè)算。 結(jié)果如圖1 所示： 2003—2017 年水產(chǎn)品出口效率介于0.150 和0.348 之間， 平均值為0.264， 貿(mào)易出口效率的整體水平偏低， 總體趨勢(shì)為“波動(dòng)上升”； 2003—2006 年水產(chǎn)品貿(mào)易效率增長(zhǎng)速度較快， 可能的原因是2004 年禽流感的暴發(fā)， 使水產(chǎn)品作為家禽產(chǎn)品的一種替代品被廣泛消費(fèi)， 中國(guó)作為水產(chǎn)品出口大國(guó)， 水產(chǎn)品貿(mào)易效率得到大幅度提高；2007—2008 年中國(guó)水產(chǎn)品出口效率下降的可能原因?yàn)楦鲊?guó)貿(mào)易壁壘限制的增加以及受到金融危機(jī)沖擊的影響； 2008 年以后水產(chǎn)品出口效率呈穩(wěn)中上升的態(tài)勢(shì)，2017 年水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率的均值為0.326， 未來(lái)仍存在67.4%的提升空間。

圖1 2003—2017 年中國(guó)與 “一帶一路” 沿線國(guó)家水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率圖

為了便于更清晰地呈現(xiàn)中國(guó)與 “一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易效率情況， 表2 對(duì) “一帶一路”沿線水產(chǎn)品貿(mào)易國(guó)按照地區(qū)進(jìn)行貿(mào)易額統(tǒng)計(jì)， 展示各區(qū)域的水產(chǎn)品貿(mào)易效率及潛力值。

由表2 可知， 2017 年“一帶一路” 沿線各區(qū)域水產(chǎn)品貿(mào)易潛力值由大到小依次為東南亞地區(qū)、 中亞地區(qū)、 南亞地區(qū)、 西亞北非地區(qū)、 東歐地區(qū)。 東南亞地區(qū)的水產(chǎn)品貿(mào)易潛力值最大， 且貿(mào)易效率為0.391，明顯高于其他地區(qū)效率值， 原因是東南亞一直是中國(guó)的重要合作伙伴， 地理位置具有明顯優(yōu)勢(shì)， 且中國(guó)—東盟自貿(mào)區(qū)的設(shè)定對(duì)中國(guó)與東南亞地區(qū)的貿(mào)易合作具有極大的促進(jìn)作用。 中國(guó)出口至西亞北非的水產(chǎn)品貿(mào)易效率均值在樣本期內(nèi)僅次于中國(guó)出口至東南亞的水產(chǎn)品貿(mào)易效率均值， 但貿(mào)易潛力值較低， 貿(mào)易潛力不足， 可能的原因是西亞北非地區(qū)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小， 水產(chǎn)品消費(fèi)需求不足， 對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生一定的負(fù)面影響， 進(jìn)而影響貿(mào)易潛力值。 中亞地區(qū)貿(mào)易潛力值位居第2， 因此， 中亞地區(qū)是中國(guó)擴(kuò)大水產(chǎn)品貿(mào)易的重點(diǎn)突破區(qū)域， 中國(guó)應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)同東南亞與中亞地區(qū)的水產(chǎn)品出口貿(mào)易， 擴(kuò)展水產(chǎn)品出口市場(chǎng)。

表2 中國(guó)與 “一帶一路” 沿線各區(qū)域水產(chǎn)品貿(mào)易效率

由于所選樣本中各地區(qū)的國(guó)家數(shù)目不盡相同， 因此地區(qū)間的貿(mào)易額存在較大差距， 列明具體國(guó)家的貿(mào)易效率及潛力值， 有利于為貿(mào)易發(fā)展政策的制定提供更多參考價(jià)值。 表3 列明樣本中與中國(guó)水產(chǎn)品貿(mào)易潛力值排名前10 位和后10 位的國(guó)家， 其中， 排名前6位的國(guó)家均為東南亞國(guó)家， 其次為中亞國(guó)家。 由此可見， 中亞地區(qū)雖然包含的國(guó)家數(shù)目較少， 但是哈薩克斯坦和吉爾吉斯斯坦兩國(guó)是中國(guó)重要的水產(chǎn)品出口國(guó)， 具有很大的貿(mào)易合作潛力。 排名后10 位的國(guó)家大多數(shù)屬于東歐地區(qū)和西亞北非地區(qū)， 結(jié)合表2 這兩個(gè)地區(qū)的貿(mào)易效率水平可知， 提高水產(chǎn)品貿(mào)易額是擴(kuò)大其貿(mào)易潛力值的主要策略。

表3 中國(guó)與 “一帶一路” 沿線國(guó)家2017 年水產(chǎn)品貿(mào)易效率及潛力

4 結(jié)論與建議

“一帶一路” 倡議的提出， 促進(jìn)了中國(guó)與沿線國(guó)家的經(jīng)濟(jì)繁榮發(fā)展， 為世界各國(guó)的貿(mào)易往來(lái)提供諸多便利。 但是， 由于“一帶一路” 沿線各國(guó)地理環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等存在不同程度的差異。 因此， 中國(guó)在與各國(guó)進(jìn)行水產(chǎn)品貿(mào)易時(shí)， 應(yīng)綜合考慮貿(mào)易合作國(guó)的現(xiàn)狀， 制定具體方案， 實(shí)現(xiàn)合作共贏。 本文在測(cè)算中國(guó)水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率的基礎(chǔ)上， 分析影響貿(mào)易效率的因素， 并對(duì)“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的貿(mào)易效率進(jìn)行計(jì)算， 得到相關(guān)結(jié)論并提出具體對(duì)策。

4.1 結(jié)論

本文利用異質(zhì)性隨機(jī)前沿引力模型對(duì)影響出口貿(mào)易非效率項(xiàng)均值和方差的因素進(jìn)行分析， 并計(jì)算各國(guó)水產(chǎn)品貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力值， 通過(guò)分析比較各地區(qū)水產(chǎn)品貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力， 所得結(jié)論如下。

在與“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的經(jīng)濟(jì)往來(lái)中， 民眾言論自由程度、 政治穩(wěn)定性的提高以及WTO 的加入均會(huì)對(duì)水產(chǎn)品出口貿(mào)易非效率項(xiàng)的均值產(chǎn)生負(fù)面影響， 表明我國(guó)在與民眾言論自由度和政治穩(wěn)定性較高的國(guó)家進(jìn)行水產(chǎn)品貿(mào)易時(shí)， 出口貿(mào)易效率的損失較小； 制度環(huán)境和班輪運(yùn)輸條件均會(huì)對(duì)水產(chǎn)品出口貿(mào)易非效率項(xiàng)的方差產(chǎn)生不同程度的影響， 政府效率的提高和班輪運(yùn)輸條件的改善有利于穩(wěn)定水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率的波動(dòng)， 但FTA 協(xié)定的簽訂對(duì) “一帶一路” 沿線國(guó)家水產(chǎn)品貿(mào)易效率的作用不明顯。

中國(guó)出口至“一帶一路” 沿線各國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易效率的水平偏低， 總體均值為0.264， 整體趨勢(shì)為“波動(dòng)上升”， 貿(mào)易效率有待提升， 具有較大的貿(mào)易發(fā)展?jié)摿Α?不同區(qū)域貿(mào)易效率差異較大， 東南亞地區(qū)水產(chǎn)品貿(mào)易效率水平最高， 平均值為0.391， 貿(mào)易潛力值最大， 南亞地區(qū)水產(chǎn)品貿(mào)易效率水平最低， 平均值為0.167， 存在較大的貿(mào)易發(fā)展?jié)摿Α?“一帶一路”沿線國(guó)家中， 泰國(guó)、 菲律賓、 馬來(lái)西亞和越南等東南亞國(guó)家有更大的貿(mào)易提升空間， 水產(chǎn)品貿(mào)易潛力值較高， 而格魯吉亞、 波黑、 馬其頓和馬爾代夫的水產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展空間較小， 貿(mào)易潛力值偏低。

4.2 建議

首先， 中國(guó)要合理選擇出口市場(chǎng)， 提高水產(chǎn)品出口貿(mào)易流量。 結(jié)合“一帶一路” 倡議， 進(jìn)一步增強(qiáng)與“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的交流與經(jīng)濟(jì)合作， 加快水產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。 同時(shí)， 中國(guó)在出口前應(yīng)綜合考慮貿(mào)易國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、 距離及地緣政治等問(wèn)題，加強(qiáng)與貿(mào)易便利化程度較高國(guó)家的水產(chǎn)品貿(mào)易的合作。

其次， 中國(guó)要提高物流建設(shè)水平及便利化程度，減少水產(chǎn)品貿(mào)易效率損失。 實(shí)證結(jié)果顯示， 班輪運(yùn)輸條件的改善對(duì)穩(wěn)定水產(chǎn)品貿(mào)易效率具有促進(jìn)作用。 因此， 中國(guó)應(yīng)不斷提高物流方面的設(shè)施建設(shè)水平， 同時(shí)要加強(qiáng)與“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的合作談判， 建立國(guó)際互聯(lián)物流體系， 加快水產(chǎn)品運(yùn)輸速度， 提高水產(chǎn)品貿(mào)易效率。

最后， 中國(guó)要結(jié)合不同市場(chǎng)的特點(diǎn)， 通過(guò)制定差異化出口貿(mào)易方針， 充分挖掘貿(mào)易潛力。 中國(guó)應(yīng)根據(jù)各國(guó)貿(mào)易效率實(shí)際情況， 制定具有針對(duì)性的貿(mào)易策略。 對(duì)于貿(mào)易潛力較大的國(guó)家， 中國(guó)應(yīng)繼續(xù)保持現(xiàn)有優(yōu)勢(shì)， 并通過(guò)增加水產(chǎn)品多樣化以提高競(jìng)爭(zhēng)力， 維持已有市場(chǎng)份額； 對(duì)于貿(mào)易潛力不足的國(guó)家， 中國(guó)應(yīng)通過(guò)加快貿(mào)易合作談判， 深入了解貿(mào)易國(guó)的市場(chǎng)需求，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)果， 避免與貿(mào)易國(guó)之間的產(chǎn)品同質(zhì)性， 最大化挖掘“一帶一路” 沿線貿(mào)易國(guó)的水產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展?jié)摿Α?/p>