从贸易效率与贸易潜力视角看RCEP 协定对中国食用菌出口的影响

荣诗焰 张俊飚 张开琼 颜廷武

（1. 华中农业大学经济管理学院，湖北 武汉 430070；2. 浙江省乡村振兴研究院，浙江 杭州 311300；3. 浙江农林大学经济管理学院，浙江 杭州 311300）

食用菌富含维生素、膳食纤维、蛋白质，味道鲜美，品类繁多，产品附加值高，且不与农争时、不与人争粮、不与粮争地、不与地争肥，占地少、用水少、投资小、见效快[1]，契合大食物观和农业绿色发展理念，推动其产业发展与产品出口对促进乡村振兴、提升农产品出口竞争力、助力农业绿色高质量发展具有重要意义，有助于进一步加快农业强国建设。然而，在当前逆全球化冲击和后疫情时代的现实背景下，中国食用菌出口贸易不可避免地受到诸多制肘。作为世界上最大的食用菌生产国与出口国[2]，中国应如何寻求机遇以促进食用菌出口贸易发展，成为值得进一步思考的重要议题。

在此背景下，RCEP（区域全面经济伙伴关系）协定的签订与生效无疑给中国食用菌出口贸易发展带来了新希望。2023 年第十四届全国人大一次会议指出，要推动RCEP 协定生效实施，建成全球最大的自由贸易区。作为全球最大的自由贸易协定，RCEP 协定囊括了中国、日本、韩国、澳大利亚、文莱、新西兰、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、柬埔寨、老挝、缅甸以及越南15 个国家，其生效实施无疑是中国农产品出口贸易发展的一个重要里程碑，意味着中国农产品出口贸易将迎来更为开放的营商环境。2022 年1 月1 日RCEP 协定生效后，区域内食用菌出口降至零关税，中国作为世界上最大的食用菌生产国与出口国[2]，成为首要受益者。但从量化视角来看，RCEP 协定国对中国食用菌出口贸易的重要程度有多大？协定生效后中国食用菌出口的受益程度有多深？未来的拓展空间有多广？这些问题仍值得进一步探讨。

目前，国内外学者对食用菌贸易的研究主要集中在贸易现状[3-4]、出口波动因素[5-9]、国际竞争力[10-13]等领域，如彭虹曾利用主成分分析法分析影响中国食用菌出口的主要因素，指出食用菌出口单价、中国的GDP 水平及农业总产值是构成影响中国食用菌出口的三大主要指标[7]；秦江楠等曾运用CMS 模型对2002—2020 年中国食用菌出口增长进行分解，指出中国食用菌出口竞争力仍相对较弱[9]。相比之下，关于中国食用菌出口贸易效率、潜力的研究则相对较少[12-13]。事实上，借助贸易效率与贸易潜力能更好地量化分析贸易国之间的贸易现状与贸易前景，对寻求贸易机遇、改善贸易情况具有重要意义。因此，本文将以贸易效率及贸易潜力为切入点，借助时变随机前沿引力模型及贸易非效率模型，探究RCEP 协定对中国食用菌出口存在的可能影响，以期进一步促进中国食用菌出口贸易发展。

1 RCEP 框架下中国食用菌出口现状分析

本文参考薛龙飞等[5]的研究，依据海关商品HS（商品名称及编码协调制度）分类方法，将食用菌出口类别分为罐头类食用菌（200310、200390）、鲜或冷藏类食用菌（070951、070959）、盐水腌制类食用菌（071151、071159）以及干货类食用菌（071231、071232、071233、071239）进行出口现状分析，分析所用原始数据皆源于联合国商品贸易数据库（UN Comtrade）。

1.1 整体出口情况分析

自2006 年以来，中国食用菌出口贸易不断发展，展现出蓬勃的发展劲头，对全球贸易出口总额由2006年的9.08 亿美元增长至2021 年的27.65 亿美元，整体涨幅高达204.52%（图1）。其中，除2008—2009年、2011—2012 年、2018—2020 年间受金融危机、中美贸易摩擦，以及新冠病毒感染疫情等因素影响，出口额出现短暂大幅缩减以外，其余年份均呈稳定增长趋势，并于2018 年达到贸易高峰42.96 亿美元。2018 年的中美贸易摩擦及2019 年的新冠病毒感染疫情对中国食用菌出口造成了极大的贸易冲击，导致2021 年中国食用菌出口贸易状况虽有好转，但增长幅度较小。为刺激中国食用菌出口贸易发展，亟需寻求更好的贸易机遇和贸易平台。

图1 2006—2021 年RCEP 框架下中国食用菌出口额、增长率及出口比例情况

一直以来，RCEP 协定国都是中国最主要的食用菌出口市场，也是中国最重要的食用菌贸易伙伴，对其出口的食用菌贸易份额常年稳定在50%以上（图1），占绝对主导优势。其中，各年出口额增长率虽呈不同幅度波动式下降趋势，但高于0值的年份仍占多数，意味着中国对RCEP 协定国食用菌出口整体呈上升趋势，但增速有所放缓。近几年，受新冠病毒感染疫情等因素的影响，中国对RCEP 协定国食用菌出口额增长率均跌破0值。在此情况下，RCEP 协定的生效则显得意义不凡，贸易壁垒及非贸易壁垒的削减将在很大程度上为中国食用菌出口寻得转机。

1.2 出口产品结构分析

从食用菌分类出口情况来看（图2），中国对RCEP 协定国食用菌出口以干货类为主，罐头类次之，鲜或冷藏类第三，盐水腌制类所占份额最小，且呈逐年下降趋势，而其他品类出口额则在2006—2018 年间呈不同幅度波动式增长，贸易份额不断攀升。相比之下，2018—2021 年间，干货类食用菌出口则一反常态，在其他品类（除盐水腌制类）贸易额不断增长的同时展现出了不断缩减的发展态势，显示出随人们消费观念的改变，食用菌消费结构在不断变化。

图2 2006—2021 年RCEP 框架下中国食用菌产品分类出口情况

1.3 出口市场结构分析

由图3 可知，RCEP 框架下，中国食用菌出口的主要市场分别为越南、日本、马来西亚、泰国以及韩国，其余9 国所占份额则相对较小。此外，从产品分类出口市场来看（表1），罐头类出口市场在前期主要以日本、马来西亚等国为主，但在2015 年后，越南、韩国等国逐渐占据市场主导地位。鲜或冷藏类与罐头类市场情况类似，前期以日本、韩国为主，2018 年前后被越南、泰国等东南亚国家赶超。相比之下，盐水腌制类市场则较为稳定，日本始终占据市场主导地位，马来西亚、越南、泰国等国则相互赶超。干货类市场除早期以日本为主外，2012 年后始终以东南亚越南、泰国、马来西亚市场为主导。

表1 2006—2021 年RCEP 框架下中国食用菌分类出口市场情况

图3 2006—2021 年RCEP 框架下中国食用菌出口市场情况

2 模型、变量与数据

2.1 模型设定

（1）理论模型。随机前沿分析最早由Aigner 等[14]、Meeusen 等[15]于1977 年提出，用来测算生产领域的技术效率。随后，Kalirajan 等[16-17]又将其引入了贸易引力模型来分析贸易效率和贸易潜力。随机前沿引力模型的基本设定如下：

其中，式（1）Tijt表示i国对j国在t年的实际贸易水平。νijt为随机误差项，表示不易观测的影响因素，服从N（0，δ2）的正态分布；μijt为贸易非效率项，表示贸易效率的阻碍因素，服从截断正态分布、半正态分布或对数分布[18]，β 为待估参数。式（2）中的T*ijt表示贸易潜力，即无贸易摩擦下可能达到的最大贸易水平，即前沿贸易额，单位为亿美元。式（3）中，TEijt为贸易效率，即实际贸易水平与贸易潜力之比，取值范围为0～1。当μijt= 0 时，TEijt= 1，实际贸易水平达到前沿值，贸易效率最优；当μijt＞0时，TEijt＜1，此时存在效率损失，实际贸易水平低于前沿值。

在早期研究中，通常假设贸易非效率项μ不随时间变化而变化，但随着研究的推进，这一假设不再符合现实情景，因此，为弥补这一不足，Battese 和Coelli 于1992 年提出了更为合理的时变模型[19]，并逐渐成为了主流研究方法，其具体形式如下：

其中，η为待估参数，T为总时间跨度。η= 0 时表示贸易非效率项不随时间变化，即时变模型不成立；η＞0 时表示贸易非效率项随时间增加而递减，η＜0 时则递增。

目前，采用随机前沿引力模型测算贸易效率的方法主要为“一步法”和“两步法”，相较于“两步法”，“一步法”对无效率项分布的假设更为严谨，在估计时产生的偏误更小，且可以通过构建贸易非效率模型同时进行效率测算和影响因素分析，因此，本文选择“一步法”进行研究。其贸易非效率模型基本形式如下：

其中，α为待估参数，Zijt表示影响贸易效率的外生变量，εijt表示随机扰动项。α＜0 时表示Zijt对贸易效率具有促进作用；α＞0 时表示Zijt对贸易效率具有阻碍作用。

（2）经验模型。为研究RCEP 框架下我国食用菌出口效率及潜力情况，本文借鉴Armstrong[20]提出的经典随机前沿引力模型，将GDP、人口、地理距离等短期不可变的客观因素纳入时变随机前沿引力模型，短期内可变的人为因素如贸易自由度、是否签订自贸协定等纳入贸易非效率模型，采用一步法进行实证研究。其模型具体形式设定如下：

模型（6）为时变随机前沿引力模型，预期符号为正的变量对出口贸易效率具有促进作用。其中，i表示中国，j表示RCEP 各协定国，t表示时间，β表示待估参数；模型（7）为贸易非效率模型，预期符号为正的变量对出口贸易效率具有阻碍作用，其中，i、j、t含义同上，α为待估参数，ɛijt为随机误差项。各变量具体含义及预期符号见表2。

表2 各变量解释说明

2.2 样本国选择与数据来源

（1）样本国选择。包括中国在内RCEP 协定国共15 个国家，其中，由于文莱数据缺失过多，因此，本文将其剔除。选取RCEP 框架下日本、韩国、澳大利亚、新西兰、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、柬埔寨、老挝、缅甸以及越南等13 个国家为样本国，采用2006—2021 年面板数据，借助软件Frontier 4.1 进行实证研究。

（2）数据来源。中国食用菌出口数据依据联合国商品贸易数据库（UN Comtrade）整理而得，鉴于老挝食用菌出口额0 值过多，因此，本文在进行实证分析时首先对食用菌出口额进行整体加1 处理，再取对数；GDP（经济规模）和POP（人口）数据来源于世界银行数据库；DIST（地理距离）、Contig（是否有共同边界）等数据来源于CEPII-GRAVITY 数据库。PR（产权）、TF（贸易自由度）、IF（投资自由度）、FF（金融自由度）数据来源于美国传统基金会和华尔街日报联合发布的经济自由度指数报告；FTA（是否与中国签订自贸协定）数据依据中国自由贸易区服务网整理；INU（互联网使用者占比）、AIR（航空运输量）来源于世界银行数据库，其中对于个别年份缺失数据，本文采用均值法予以补充。

3 实证结果及分析

3.1 基准回归结果分析

如表3 所示，“一步法”时变随机前沿引力模型及贸易非效率模型的基准回归结果中，γ 值为0.955，且在1%水平上显著，表明贸易非效率项是影响中国食用菌出口贸易效率的主要因素。模型中的大部分变量在统计学上显著，可具体解释如下：

GDPit系数为1.029，且在1%的水平上显著，说明中国经济发展水平对中国食用菌出口贸易效率具有正向的促进作用。GDPjt系数为0.101，但不显著，说明协定国的经济发展水平有拉动中国食用菌出口贸易效率作用，但影响不大。

POPit（人口）系数为 - 9.975，且在1%的水平上显著，说明中国人口增长对中国食用菌出口贸易效率具有负面影响，与预期不符，这可能是因为中国人口增长会提高国内食用菌消费需求，从而使食用菌出口贸易相对减少。POPjt（人口）系数为0.354，且在1%的水平上显著，说明协定国人口增长会促进食用菌需求的提高，能有效推动中国食用菌出口贸易效率的提升。

DISTij（地理距离）系数为 - 1.431，且在1%的水平上显著，说明地理距离对中国食用菌出口贸易效率具有阻碍作用，地理距离越远，越不利于出口贸易的开展。Contigij（共同边界）的系数在1%的水平上显著为正，说明具有共同边界能有效促进中国食用菌出口贸易效率。

此外，在贸易非效率模型中，PRjt（产权）系数为 - 0.231，在1%的水平上显著为负，说明产权保护水平对贸易非效率具有明显的阻碍作用，协定国良好的产权保护环境能有效促进中国食用菌出口贸易效率的提高。

而就经济自由度层面而言，贸易自由度、投资自由度和金融自由度等因素都对中国食用菌出口贸易效率产生了不同程度的影响。其中，TFjt（贸易自由度）系数为 - 0.224，在5%的水平上显著，表明协定国良好的贸易自由程度能有效缓解贸易壁垒，从而促进出口贸易效率提升。IFjt（投资自由度）系数为0.256，在1%的水平上显著为正，与预期不符，这可能与投资自由度增加导致贸易竞争加剧等因素有关，会在一定程度上阻碍中国食用菌出口贸易效率的提升。FFjt（金融自由度）系数为 - 0.361，且在1%的水平上显著，说明金融自由度对中国食用菌出口贸易效率具有显著的正向影响，协定国金融自由度越高，则越有利于促进中国食用菌出口贸易效率的提升。

FTAijt（是否与中国签订自贸协定）系数为 - 1.030，与预期相符，但不显著，表明中国与协定国之间曾经签订的自贸协定对中国食用菌出口贸易效率具有正向的促进作用，但影响程度还有待加强。

另外，就基础设施层面而言，AIRjt（航空运输量）系数为 - 2.646，在1%的水平上显著为负，表明协定国航空基础设施建设对中国食用菌出口贸易效率具有显著促进作用，其完善将进一步推动中国食用菌出口贸易发展。INUjt（互联网使用者占比）系数为 - 0.010，与预期相符，但不显著，说明协定国通信基础设施建设对中国食用菌出口贸易的影响程度不大，因此，需进一步加强互联网通信设施建设。

3.2 稳健性检验

为进一步检验实证估计结果的稳健性，本文采取更换模型的方法进行稳健性检验。由表3 结果可知，除地理距离、共同边界、航空运输量等个别变量的系数符号与显著性水平发生较大变动以外，其余变量的显著性和相关系数方向都呈现出了高度吻合状态，表明该模型具有较高的稳健性。

4 中国食用菌出口贸易效率、潜力分析

通过时变随机前沿引力模型及贸易非效率模型，采用一步分析法，本文得出了RCEP 框架下，2006—2021 年中国食用菌出口贸易效率、潜力及拓展空间（表4、表5）①依托联合国商品贸易数据库，本文计算得出RCEP 框架下越南、日本、马来西亚、泰国以及韩国为中国食用菌出口的主要市场，其余9 国所占份额相对较小。因此，限于篇幅，表格仅展示对这五个主要进口国的食用菌出口效率、潜力及贸易拓展情况。表格所示效率由Frontier4.1 软件计算而得，贸易效率介于0.6～1 为高水平贸易合作，0.4～0.6 为中端水平贸易合作，0～0.4 为低层次贸易合作。贸易拓展空间 =（前沿贸易额/实际贸易额）- 1。。如表4 所示，从时间序列维度及横向对比角度来看，2019 年以前，除日本以外，中国与韩国、马来西亚、泰国、越南等国的贸易效率皆呈波动式增长趋势。其中，与马来西亚、泰国两国的效率值始终维持在0.6～0.8 之间，属于高水平贸易合作阶段，展现了中马、中泰之间的良好合作关系。相比之下，在0.5～0.7 之间浮动变化的中日效率值以及在0.01～0.7 之间浮动变化的中越效率值则显得不那么稳定，但中国与日本的贸易效率绝大部分处于高层次合作水平，与越南的贸易则不断从低层次合作步入中高层次合作，表明中国对日本、越南的食用菌出口贸易合作情况良好。此外，相对较低的韩国效率值也从2006年的0.197上升至2019 年的0.461，不断提升。2019 年以后，受新冠疫情等因素的影响，中国对日本、韩国、马来西亚、泰国以及越南等国的食用菌出口贸易效率皆有不同幅度的下降趋势，但也只是暂时现象，随着疫情的退散，中国食用菌出口贸易效率将有望进一步回升。

表4 2006—2021 年RCEP 框架下中国与主要进口国家食用菌贸易效率情况

如表5 所示，中国对日本、韩国、马来西亚、泰国以及越南等国皆有较大的贸易潜力及贸易拓展空间。整体而言，中越之间的贸易潜力最大，前沿贸易额始终维持在较高水平；中韩之间的贸易拓展空间最大，始终维持在70%以上。其中，中日之间的前沿贸易额始终在3.2 亿～4.7 亿美元之间浮动，具有46.6%～71.2%的贸易拓展空间；中韩之间的前沿贸易额始终在1.4 亿～5 亿美元之间浮动，具有77.6%～474.7%的贸易拓展空间；中马、中泰之间的贸易前沿额始终在0.6 亿～6.5 亿美元之间浮动，具有25.9%～64.7%的贸易拓展空间；中越之间的贸易前沿额始终在2 亿～22 亿美元之间浮动，具有49%～6150%的贸易拓展空间。由此可见，中国与RCEP 协定国在食用菌出口领域的贸易潜力与贸易拓展空间较大，RCEP协定的生效将有效促进中国食用菌出口贸易的发展。

5 研究结论与展望

5.1 研究结论

本文基于RCEP 框架下2006—2021 年中国食用菌出口贸易现状，通过时变随机前沿引力模型及贸易非效率模型，采用一步法对中国食用菌出口贸易效率、潜力及影响因素进行了详细分析，并得出了以下研究结果：第一，RCEP 协定国是中国最重要的食用菌出口市场，在中国食用菌出口份额中占主导地位；第二，RCEP 协定国的产权、贸易自由度、金融自由度、航空运输量、互联网使用者占比、是否与中国签订自贸协定等因素对中国食用菌出口效率具有正向影响，投资自由度等因素对中国食用菌出口具有阻碍作用，中国应进一步加强通信等基础设施建设，推动更大范围、更加深入的自贸协定的生效以促进食用菌出口贸易效率提升；第三，中国对RCEP 协定国的贸易效率皆呈不同幅度的波动式增长或变化，同时具有较大的贸易潜力及贸易拓展空间。其中，中越之间的贸易潜力最大，中韩之间的贸易拓展空间最大。

5.2 展望

由研究结果可知，历经8 年谈判，经过各方努力，涉及关税、金融、投资、电商、知识产权保护、通信建设等不同维度的RCEP（区域全面经济伙伴关系）协定将在极大程度上改善各协定国之间的贸易、金融、投资、基建、产权保护等营商环境，从而促进中国食用菌出口贸易效率的提升。因此，中国应积极采取措施大力推进RCEP 协定的生效与实施，努力把握这一涵盖全球近一半人口和近三分之一贸易量的贸易发展平台，深入发掘与协定国之间的食用菌贸易发展潜力，争取将营养丰富、绿色低碳、产品附加值高的食用菌产品推广至更多的海外消费者，实现出口新突破。

为实现这一目标，可从以下方面努力：第一，加大交通运输基础设施建设，建立健全铁路、航空、航运、网络基础设施体系，夯实食用菌出口贸易发展基础；第二，完善产权、金融、投资等领域的法律法规制度，保障RCEP 协定条款的有效实施，营造更加安全、开放的食用菌出口贸易环境；第三，依托国内国际双循环发展背景，出台相关优惠与扶持政策，打造良好的电商发展平台与发展环境，鼓励国内食用菌生产商积极与RCEP 协定国开展食用菌出口贸易，以进一步拓宽食用菌出口贸易渠道，发掘食用菌出口贸易潜力，促进食用菌出口贸易循环和高质量发展。