中国与“一带一路”沿线国家水产品贸易潜力研究——基于异质性随机前沿引力模型

邵桂兰 庄竹青 李 晨,2

1.中国海洋大学经济学院青岛 266100 2.中国海洋大学海洋发展研究院青岛 266100

自习近平总书记提出共建 “一带一路” 倡议以来， 中国与沿线各国的资金融通能力提升显著， 贸易与投资合作发展迅猛， 为世界经济增长提供了新动能。 “一带一路” 建设有利于推动沿线各国完善基础设施， 增强国家间的政治互信。 由于 “一带一路” 沿线国家资源优势不一， 各国发展水平存在较大差异，因此贸易合作空间巨大。

2002 年起， 中国一直稳居全球水产品出口之首，根据UN Comtrade Database 统计， 中国2017 年的水产品总出口额达到132.52 亿美元， 水产品的总产量为6 938 万吨。 “一带一路” 建设的实施为中国与沿线各国的贸易合作创造了契机， 2003 年， 中国出口至“一带一路” 沿线各国的水产品贸易额约为1.72 亿美元， 占同年总出口额的5.2%。 2017 年， 中国出口至“一带一路” 沿线各国的水产品贸易额约为26.5 亿， 占同年总出口额的20.0%， 由此可见， “一带一路” 沿线贸易国在中国水产品贸易中的重要性逐渐增强。 但是，随着对外贸易日益密切， 贸易摩擦问题也不断增加， 中国水产品贸易阻力逐渐变大， 出口贸易也面临诸多挑战。因此， 研究贸易国的水产品贸易效率及潜力， 分析阻碍出口效率的因素， 对于扩大中国水产品贸易规模， 增强与“一带一路” 沿线贸易国的经济合作具有重大意义。

1 文献综述

从计量方法看， 学术界对于贸易出口效率和潜力的研究， 多数采用传统随机前沿引力模型， 并逐渐渗透到农产品[1]、 木质林产品[2]、 文化产品[3]、 农业机械产品[4]等各个领域。 谭秀杰等在用时变随机前沿模型分析国家间贸易效率的基础上， 采用一步法对效率影响因素进行计算， 结果显示关税等外生变量会影响贸易非效率项， 进而对贸易效率产生影响[5]。 雷洋等对随机前沿引力模型进行扩展， 利用随机扰动和非效率项的方差构建统计量检验模型稳健性[6]。 但是利用随机前沿引力模型测算的效率值没有考虑效率项的非单调性问题，导致实证结果存在偏误[7]。 因此， 考虑到非效率项的期望和方差均受外生变量的影响[8]， 王芳等利用异质性随机前沿引力模型， 研究影响非效率项大小及波动的因素， 实证结果显示基础设施建设及网络科技的应用等外生变量会对木质家具贸易效率的数值及波动产生影响[9]。

目前， 学术界关于水产品贸易的文献主要偏重的研究方向为水产品的贸易竞争力、 贸易成本及影响因素。 周昌仕等利用CMS 模型研究中泰水产品贸易竞争力， 并发现贸易竞争力的提升可以正向推动水产品出口速度的提高[10]。 张瑛等以中国水产品重点出口省份为研究对象， 通过整理山东省2010—2016 年水产品出口数据， 发现物流绩效指数是影响山东省与沿线各国贸易的重要因素， 并为增加山东省水产品出口额提供建设性建议[11]。 邵桂兰等通过对引力模型进行改进， 计算不同时期水产品的贸易成本， 强调降低贸易成本对推动水产品双边贸易增长的重要性[12]。

近年来， 学术界逐渐将“一带一路” 倡议与贸易发展潜力相结合， 为水产品出口政策的制定提供参考。 程玉洁等将“一带一路” 沿线贸易国划分为7 个区域， 分别对每个区域的工业制成品的贸易效率进行计算， 得出的结论是FTA 的建立有利于提高出口工业制成品贸易效率的稳定性[13]。 随后， 部分学者从国内视角出发， 研究“一带一路” 沿线的中国重点省份的贸易效率， 证实了非效率变量在出口贸易模型中的重要性[14]。

结合上述文献综述， 中国与 “一带一路” 沿线各贸易国的交流合作受到广泛关注， 也有不少学者对其贸易效率及贸易潜力进行研究， 但仍存在以下不足：首先， 以往文献大多采用传统的随机前沿引力模型研究贸易效率， 忽视了非效率项中期望和方差异质性问题。 其次， 虽然已经有大量文献对中国农产品的贸易进行研究， 但是水产品作为渔业经济研究的重点， 其出口贸易的文献却很少， 且大多为基于特定水产品出口省份的研究。 本文结合水产品贸易可能的影响因素， 引入影响非效率项期望和方差的外生变量， 建立异质性随机前沿引力模型， 将大大减少测算结果与实际情况之间的差距； 考虑到研究结果的准确性以及数据的可获得性， 本文以 “一带一路” 沿线44 个国家为研究对象， 考察2003—2017 年我国水产品出口贸易效率影响因素， 并测算贸易效率及潜力。

2 模型设定及方法说明

2.1 异质性随机前沿模型

自20 世纪80 年代开始， 引力模型被逐渐应用到贸易领域。 HELPMAN 等将规模经济引入引力模型，使二者相互结合[15]。 EVENETT 等利用不完全竞争理论重新解释引力模型的理论基础， 提出贸易引力模型的基本形式[16]为：

式中，Yi表示产出量，xi表示投入量，i为截面个体，β 为待估参数，vi为传统误差项。 AIGNER 认为， 上式中的传统误差项vi应该由两部分构成： 一部分是由随机误差引起， 称为随机误差项ui； 另一部分则是阻碍产值最大化的非效率项， 由此提出随机前沿分析法[17]。 随后， MEEUSEN 利用实证分析方法， 将非效率项引入经济学领域， 研究企业规模差异与企业低效率的关系[18]。 随机前沿模型的基本形式可以表示为：

GREENE 认为， 已有研究中 “固定效应” 含有大量未被观测的个体异质效应， 而这些效应被包含在无效率项中， 从而导致计算值与实际值之间存在较大偏差。 因此， 通过对模型进行扩展， 提出将无效率项与自变量的不可观测异质效应相分离， 得到以下两种随机前沿模型[19]：

其中， 假设uit服从N+（0， σu2） 的半正态分布，vit服从N （0， σv2） 的正态分布。 由于本文选取的数据是“一带一路” 特定国家， 因此这里考虑式 （3） 的固定效应模型来进行实证研究， 并在模型设定中进行Hausman 检验。 WANG 认为上式只考虑了自变量不可观测的异质性问题， 却忽视了非效率项本身的异质性， 个体异质性也会影响无效率项的均值和方差[7]，因此将无效率项uit的分布修正为：

此时uit服从截断分布， 均值μit和方差σit2均受外生变量zit的影响。 此假设充分考虑影响非效率项大小及其稳定性的因素， 可以更清晰地反映个体异质性对效率的影响作用。

2.2 考虑异质性的随机前沿引力模型的设定

ARMSTRONG 认为， 影响非效率项的外生变量包括制度环境、 贸易组织等[20]。 考虑到 “一带一路”沿线国家的发展水平存在较大差异， 本文选择用异质性随机前沿引力模型进行研究， 同时结合影响水产品贸易的因素， 将班轮运输相关指数引入模型， 考察各变量对水产品贸易效率的影响。 模型设定如下：

公式 （6） 为影响中国水产品出口额因素的随机前沿引力模型。 其中，Yijt表示2003—2017 年中国出口至 “一带一路” 沿线贸易国的水产品贸易额；GDPit与GDPjt为经济规模变量， 反映了各国的经济水平， 分别用贸易国和中国的国民生产总值来衡量；Compijt是要素禀赋差异变量， 用中国与伙伴国人均GDP （国内生产总值） 差值的绝对值来衡量；Disij为距离变量， 用中国北京与对应贸易国首都之间的地理距离来衡量；Contigij与Langij分别表示中国与贸易国领土接壤以及共同语言情况， 二者均为虚拟变量。 式（7） 为随机误差项vijt和考虑异质性的无效率项uijt服从的分布， 其中无效率项uijt的均值μijt和方差σijt2均受到外生变量zijt的影响。 式 （8） 对影响无效率项均值和方差的因素进行设定， 综合考虑贸易相关性及数据可得性， 本文主要从制度环境、 基础设施情况、 贸易组织及协定3 方面分析。 其中，Voicejt，Stabilityjt，Governmentjt，Lawjt分别代表言论自由程度、 政治稳定程度、 政府效率以及法律规制， 反映出口贸易国的制度环境；Transportationjt为班轮运输条件， 反映与沿线贸易国的贸易化便利程度；FTAijt和WTOjt代表出口国加入经济组织及协定签订的情况。 式 （9） 为出口贸易效率公式， εijt表示复合误差。 式（10） 为贸易潜力公式， 当不存在贸易阻力（u=0） 时， 贸易效率实现最大化（TE=1）。 随着贸易摩擦的出现（u>0），贸易效率逐渐下降， 贸易潜力增大。

2.3 数据来源及样本选取说明

本文以UN Comtrade 中HS 标准下的03 类产品数据作为中国水产品出口额（Yijt） 的数据来源， 此类产品包含鱼类、 甲壳类、 软体类及其他无脊椎水生生物， 可以比较全面地涵盖水产品出口的种类。 中国及水产品出口国的国内生产总值 （GDP） 数据及班轮运输指数 （Transportationjt） 均来源于the World Bank Group 网站， 与中国的地理距离 （Disij） 数据、 是否与中国接壤 （Contigij） 数据及是否存在共同语言（Langij） 数据均通过CEPII 整理获取。 言论自由程度（Voicejt）、 政治稳定（Stabilityjt）、 政治效率（Governmentjt）和法律规则 （Lawjt） 数据均来源于全球治理指数（WGI） 数据库，FTA数据信息来源于商务部网站，WTO 数据来源于https://www.wto.org/网站。

本文以国家电子政务外网管理中心网发布的 “一带一路” 沿线国家名单为初始样本国， 为提高研究结果的准确性， 本文的样本时间区间为2003—2017 年。由于“一带一路” 沿线某些国家水产品贸易观测值缺失较严重， 予以剔除， 因此本文的研究样本为44 个国家， 分别是阿拉伯联合酋长国、 保加利亚、 巴林、波斯尼亚和黑塞哥维那、 白俄罗斯、 文莱、 捷克、 埃及、 爱沙尼亚、 格鲁吉亚、 克罗地亚、 匈牙利、 印度、 印度尼西亚、 伊朗、 伊拉克、 以色列、 约旦、 哈萨克斯坦、 吉尔吉斯斯坦、 科威特、 黎巴嫩、 斯里兰卡、 立陶宛、 拉脱维亚、 马尔代夫、 马其顿、 黑山、马来西亚、 阿曼、 菲律宾、 波兰、 卡塔尔、 罗马尼亚、 俄罗斯、 沙特阿拉伯、 新加坡、 塞尔维亚、 斯洛伐克、 斯洛文尼亚、 泰国、 土耳其、 乌克兰、 越南。

3 实证分析

3.1 考虑异质性的随机前沿引力模型结果分析

本文共设置6 个模型， 第1 个模型和第2 个模型分别为固定效应模型和随机效应模型， 通过对引力模型进行效应分析， 并进行Hausman 检验。 得到的结论为： Hausman 检验在1%的水平上显著拒绝 “系数无差异” 的原假设， 接受备择假设， 因此使用固定效应模型更合理。 真实固定效应模型 （TFE） 是在固定效应模型FE 的基础上考虑随机前沿的特征， 能够揭示不随时间变化的解释变量的作用。 模型3 设定μijt=0，即非效率项μijt的期望为0 并服从半正态分布。 模型4设定ω=0， 此时μijt服从期望为μ0的截断正态分布。模型5 设定γ=0， 此模型将影响非效率项均值的因素考虑在内， 但忽视了方差的异质性问题。 模型6 为无任何约束条件的模型， 该模型同时将非效率项期望和方差的异质性考虑在内。 LR1 的原假设为： 非效率项不存在。 表1 中LR1 结果表明， 应接受备择假设，因此证明了效率损失是存在的。 LR2 的原假设为： 不存在具有完全异质的非效率部分。 表1 结果显示，LR2 显著拒绝了约束条件存在的原假设， 因此证明模型6 比其他TFE 模型更优。 故本文将模型6 作为分析水产品贸易及其效率的模型， 并据此测算贸易潜力值。

表1 异质性随机前沿引力模型的估计结果

续表1 异质性随机前沿引力模型的估计结果

在随机前沿部分， 模型6 中GDPit与GDPjt系数为正且均在1%的水平上通过显著性检验， 说明经济总规模对水产品贸易有正向推动作用。 变量Compijt的检验结果不显著说明两国之间要素禀赋的差距对水产品贸易的影响不明显。Disij与出口额高度负相关，说明距离越远， 越不利于两国之间的水产品贸易。contigij在5%的水平上显著且系数符号为负， 即与中国接壤的国家反而和中国的水产品贸易较少。 可能的原因是与我国接壤的国家多采用陆路运输的方式进行贸易， 且陆路运输极为不便， 和其他与中国不接壤国家的海路运输相比， 成本费用可能更高一些。langij未通过显著性检验， 表明贸易双方有无共同语言对中国水产品出口的影响作用较小， 这可能得益于经济全球化程度的不断深化， 语言沟通逐渐不再成为国际贸易的主要难题。

从表中模型6 可以看出， 在非效率项均值的影响因素研究中，Voicejt在5%的水平上显著， 表明民众言论自由程度的提高对贸易效率的提高具有促进作用， 合理的解释为提高民众言论自由程度有利于提高资源的整合程度， 从而拓宽贸易渠道。Stabilityjt在10%的显著性水平下通过检验， 说明政治越稳定的国家， 对中国水产品的出口越有利， 即改善制度环境在一定程度上可以降低市场准入门槛， 促进中国水产品出口贸易的发展。Governmentjt和Lawjt对于水产品贸易的影响不明显， 可能的原因为政府效率以及法律规则的调整主要作用于本国市场秩序的规制， 而对提高国家间贸易效率的作用影响较小。WTOjt在10%的检验水平上显著且系数为负， 表明加入WTO 有利于减少贸易效率损失， 提高水产品出口效率。FTA对效率损失的影响不明显， 合理的解释为从中国进口水产品的国家主要有美国、 日本和韩国， 而这些国家在2017年之前并不属于 “一带一路” 建设范围。

与非效率项期望相比， 非效率项方差受外生变量的影响更加显著， 表明非效率项影响因素会对u的波动程度产生影响， 异质效应更加明显。Stabilityjt系数为正且在1%水平下高度显著， 表明政治稳定性越高的国家， 出口效率的波动程度越大。Governmentjt的系数为负数， 说明政府工作效率越高， 越有利于稳定出口效率， 从而减少贸易效率的波动。Transportationjt系数为负且通过1%的显著性检验， 表明班轮运输条件的改善虽然不能显著提高水产品贸易效率， 但是可以提高水产品贸易效率的稳定性。Lawjt的高度显著说明完善的法律规则的制定不能对贸易效率起到明显的促进作用， 而且会增加出口效率的不确定性， 可能的解释为法律规则的完善一定程度起到保护本国经济的作用， 从而使出口贸易效率充满不确定性。WTOjt和FTAijt对非效率项方差的作用未通过10%的显著性检验， 表明是否加入WTO或FTA对水产品贸易效率的波动程度没有明显影响。

3.2 沿线国家贸易效率及贸易潜力分析

结合式 （9） 对中国出口至样本国的水产品贸易效率进行测算。 结果如图1 所示： 2003—2017 年水产品出口效率介于0.150 和0.348 之间， 平均值为0.264， 贸易出口效率的整体水平偏低， 总体趋势为“波动上升”； 2003—2006 年水产品贸易效率增长速度较快， 可能的原因是2004 年禽流感的暴发， 使水产品作为家禽产品的一种替代品被广泛消费， 中国作为水产品出口大国， 水产品贸易效率得到大幅度提高；2007—2008 年中国水产品出口效率下降的可能原因为各国贸易壁垒限制的增加以及受到金融危机冲击的影响； 2008 年以后水产品出口效率呈稳中上升的态势，2017 年水产品出口贸易效率的均值为0.326， 未来仍存在67.4%的提升空间。

图1 2003—2017 年中国与 “一带一路” 沿线国家水产品出口贸易效率图

为了便于更清晰地呈现中国与 “一带一路” 沿线贸易国的水产品贸易效率情况， 表2 对 “一带一路”沿线水产品贸易国按照地区进行贸易额统计， 展示各区域的水产品贸易效率及潜力值。

由表2 可知， 2017 年“一带一路” 沿线各区域水产品贸易潜力值由大到小依次为东南亚地区、 中亚地区、 南亚地区、 西亚北非地区、 东欧地区。 东南亚地区的水产品贸易潜力值最大， 且贸易效率为0.391，明显高于其他地区效率值， 原因是东南亚一直是中国的重要合作伙伴， 地理位置具有明显优势， 且中国—东盟自贸区的设定对中国与东南亚地区的贸易合作具有极大的促进作用。 中国出口至西亚北非的水产品贸易效率均值在样本期内仅次于中国出口至东南亚的水产品贸易效率均值， 但贸易潜力值较低， 贸易潜力不足， 可能的原因是西亚北非地区的经济规模较小， 水产品消费需求不足， 对水产品贸易产生一定的负面影响， 进而影响贸易潜力值。 中亚地区贸易潜力值位居第2， 因此， 中亚地区是中国扩大水产品贸易的重点突破区域， 中国应进一步加强同东南亚与中亚地区的水产品出口贸易， 扩展水产品出口市场。

表2 中国与 “一带一路” 沿线各区域水产品贸易效率

由于所选样本中各地区的国家数目不尽相同， 因此地区间的贸易额存在较大差距， 列明具体国家的贸易效率及潜力值， 有利于为贸易发展政策的制定提供更多参考价值。 表3 列明样本中与中国水产品贸易潜力值排名前10 位和后10 位的国家， 其中， 排名前6位的国家均为东南亚国家， 其次为中亚国家。 由此可见， 中亚地区虽然包含的国家数目较少， 但是哈萨克斯坦和吉尔吉斯斯坦两国是中国重要的水产品出口国， 具有很大的贸易合作潜力。 排名后10 位的国家大多数属于东欧地区和西亚北非地区， 结合表2 这两个地区的贸易效率水平可知， 提高水产品贸易额是扩大其贸易潜力值的主要策略。

表3 中国与 “一带一路” 沿线国家2017 年水产品贸易效率及潜力

4 结论与建议

“一带一路” 倡议的提出， 促进了中国与沿线国家的经济繁荣发展， 为世界各国的贸易往来提供诸多便利。 但是， 由于“一带一路” 沿线各国地理环境和经济发展水平等存在不同程度的差异。 因此， 中国在与各国进行水产品贸易时， 应综合考虑贸易合作国的现状， 制定具体方案， 实现合作共赢。 本文在测算中国水产品出口贸易效率的基础上， 分析影响贸易效率的因素， 并对“一带一路” 沿线贸易国的贸易效率进行计算， 得到相关结论并提出具体对策。

4.1 结论

本文利用异质性随机前沿引力模型对影响出口贸易非效率项均值和方差的因素进行分析， 并计算各国水产品贸易效率和贸易潜力值， 通过分析比较各地区水产品贸易效率和贸易潜力， 所得结论如下。

在与“一带一路” 沿线贸易国的经济往来中， 民众言论自由程度、 政治稳定性的提高以及WTO 的加入均会对水产品出口贸易非效率项的均值产生负面影响， 表明我国在与民众言论自由度和政治稳定性较高的国家进行水产品贸易时， 出口贸易效率的损失较小； 制度环境和班轮运输条件均会对水产品出口贸易非效率项的方差产生不同程度的影响， 政府效率的提高和班轮运输条件的改善有利于稳定水产品出口贸易效率的波动， 但FTA 协定的签订对 “一带一路” 沿线国家水产品贸易效率的作用不明显。

中国出口至“一带一路” 沿线各国的水产品贸易效率的水平偏低， 总体均值为0.264， 整体趋势为“波动上升”， 贸易效率有待提升， 具有较大的贸易发展潜力。 不同区域贸易效率差异较大， 东南亚地区水产品贸易效率水平最高， 平均值为0.391， 贸易潜力值最大， 南亚地区水产品贸易效率水平最低， 平均值为0.167， 存在较大的贸易发展潜力。 “一带一路”沿线国家中， 泰国、 菲律宾、 马来西亚和越南等东南亚国家有更大的贸易提升空间， 水产品贸易潜力值较高， 而格鲁吉亚、 波黑、 马其顿和马尔代夫的水产品贸易发展空间较小， 贸易潜力值偏低。

4.2 建议

首先， 中国要合理选择出口市场， 提高水产品出口贸易流量。 结合“一带一路” 倡议， 进一步增强与“一带一路” 沿线贸易国的交流与经济合作， 加快水产品产业结构的优化。 同时， 中国在出口前应综合考虑贸易国的经济规模、 距离及地缘政治等问题，加强与贸易便利化程度较高国家的水产品贸易的合作。

其次， 中国要提高物流建设水平及便利化程度，减少水产品贸易效率损失。 实证结果显示， 班轮运输条件的改善对稳定水产品贸易效率具有促进作用。 因此， 中国应不断提高物流方面的设施建设水平， 同时要加强与“一带一路” 沿线贸易国的合作谈判， 建立国际互联物流体系， 加快水产品运输速度， 提高水产品贸易效率。

最后， 中国要结合不同市场的特点， 通过制定差异化出口贸易方针， 充分挖掘贸易潜力。 中国应根据各国贸易效率实际情况， 制定具有针对性的贸易策略。 对于贸易潜力较大的国家， 中国应继续保持现有优势， 并通过增加水产品多样化以提高竞争力， 维持已有市场份额； 对于贸易潜力不足的国家， 中国应通过加快贸易合作谈判， 深入了解贸易国的市场需求，优化产业结果， 避免与贸易国之间的产品同质性， 最大化挖掘“一带一路” 沿线贸易国的水产品贸易发展潜力。