制度环境对中国水产品出口RCEP 伙伴国贸易效率的影响——基于时变随机前沿引力模型的实证分析

陈尾云，王灿雄，彭虹

（福建农林大学 金山学院 经济与管理系，福建 福州 350002）

2020 年11 月15 日全面经济伙伴关系协定（RCEP）包含有东盟十国、澳大利亚、新西兰、日本、韩国及中国等15 个国家的区域终于达成协定，并于2022 年1 月1 日正式生效。其中农产品贸易是RCEP多年谈判的主要成果之一和重点，而水产品出口又是中国农产品出口的最重要的组成部分之一。根据联合国商品贸易统计数据库（UN Comtrade）统计，中国出口至RCEP 主要国家的水产品交易额在2010-2021年的11 年间增长近20 亿美元，年均增长5.1%，但从2015 年开始出口市场份额增长乏力，甚至出现下滑趋势，主要影响因素有RCEP 国家的经济发展水平、人口规模、消费需求及制度环境等，其中制度环境对水产品出口贸易效率的影响较大[1]，而目前制度环境对水产品贸易效率影响见报道的研究较少。从理论和实践两个方面研究制度环境对中国水产品出口RCEP其他成员国的贸易效率提升的影响机制进行研究十分必要。

1 中国对RCEP 国家的水产品出口贸易状况

根据联合国商品贸易数据库数据（UN Comtrade）统计，中国对RCEP 国家的水产品出口交易额从2010年的34.2 亿美元增长到2021 年的53.4 亿美元，总体呈微小的波动上升，出口的增长比较平稳。双方水产品贸易发展主要经历了3 个阶段：第1 阶段是2010—2014 年，这阶段由于中国与RCEP 成员国中的东盟国家建立自贸区的合作前期，对东盟水产品出口额极速攀升，后期到2015 年由于受到欧债危机的影响对RCEP 主要成员国水产品出口呈先上升后下降趋势；第2 阶段2015—2019 年，前期随着“一带一路”倡议的推进，水产品出口额呈增长趋势，但后期受到国内水产品消费需求的增长以及国家对渔业资源保护工作力度的加大，水产品出口呈波动下滑态势；第3 阶段是2020—2021 年，受新冠疫情的影响，2020 年水产品出口额呈先下降后上升趋势。从贸易占比的数据来看，2015—2021 年间，中国对RCEP 成员国的水产品出口量对中国水产品的出口量的占比变化趋势比较小，基本接近30%左右，这表明RCEP 国家在中国水产品出口贸易中的重要性（见图1）。

2 研究方法与数据说明

2.1 随机前沿引力理论模型

最早是由Aigner 等[2]、Meeusen&Broeck[3]分别提出利用随机前沿引力模型对企业生产的前沿水平进行分析,此后，被进一步拓展，目前，应用比较普遍的是由Battese&Coelli[4]建立的使用平衡面板数据进行分析随机前沿生产函数为

对（1）式两侧取自然对数，得到的函数形式为

式中：Tijt为第t 时期i 国对j 国的实际贸易额，Xijt是实际贸易额的主要影响因素如经济规模、人口总数、贸易两国间的地理距离等，β 是未知参数，即影响系数，vijt为随机误差项，μijt为随机扰动项，即贸易非效率项，与随机误差项彼此互不影响。当μijt=0 时，两国间的贸易额不存在阻力因素，i 国对j 国的贸易额达到最高水平。

2.2 贸易非效率理论模型

为进一步分析贸易非效率的影响因素，即分析影响阻碍贸易效率的因素，Battese&Coelli[5]提出的“一步法”，将贸易非效率项模型加入随机前沿引力主模型同时进行回归。在“一步法”中贸易非效率项被定义为：

式中：α 为贸易非效率影响因素的待估参数，Zijt为影响贸易非效率的因素，εijt为随机误差项，μijt服从均值为αZijt的截断正态分布。将式（3）带入式（2），总体模型可表示为：

为了准确衡量贸易效率是否随时间变化，在模型中加入时间因素，具体公式如下：

式中：T 表示观察期数，η 表示贸易效率随时间变化的特征值。当η＞0 时，表示贸易非效率μijt随时间逐渐增加；当η＜0 时，表示贸易非效率μijt随时间逐渐减少[6]。即当η＞0 或η＜0 时，μijt会随时间而变化，此时模型为时变模型，而当η=0 时，μijt是不会随时间变化，此时模型即为时不变模型。

2.3 计量模型设定与数据说明

2.3.1 随机前沿引力模型构建

为分析中国水产品对RCEP 国家出口效率的影响因素，在构建随机前沿引力模型时选取RCEP 国家的GDP、中国渔业生产总值、两国的人口总量、进出口国的地理距离作为关键解释变量，同时将是否与中国有共同边界、是否与中国有共同语言，设定为虚拟变量。根据以上变量选取情况将随机前沿引力模型做出如下设定：

式中：i 代表中国，j 代表RCEP 国家,t 为年份，Tijt为中国对RCEP 国家的水产品出口额。βi为待估计参数。各变量经济含义解释如下。

（1）GDPjt代表RCEP 国家在t 时期的国内生产总值，代表着RCEP 国家的经济规模；一般经济规模越大，出口贸易额越大，预计与Tijt正相关，符号为正[7]。

（2）FOPit为中国渔业生产总值，本文借鉴聂红隆等[8]的做法，用中国渔业生产总值代替国内的生产总值，能够更好的反应出口国的水产品生产能力，预计与Tijt正相关，符号为正。

（3）POPjt和POPit分别为t 时期RCEP 国家和中国的人口总数，POPjt反映RCEP 国家的市场规模，人口越多，需求越大，而POPit反映中国的市场规模，人口越多，出口能力越强，预计两者与Tijt都为正相关，符号为正。

（4）DISijt为中国与RCEP 国家间的运输距离，反映两国间的贸易成本，中国水产品的出口大部分是以海运方式为主，距离越远，成本越高，越不利于中国水产品的出口[9]。预计与Tijt负相关，符号为负。

（5）BORij和LANij都是虚拟变量，BORij表示中国是否与RCEP 国家有共同边界，如果有取值为1，否则取值为0；LANij表示中国是否与RCEP 国家有共同语言，如果有，取值为1，否则取值为0。一般认为贸易两国拥有共同边界和共同语言能够促进贸易的顺利开展，预计都与Tijt正相关，符号为正。

2.3.2 随机前沿引力模型

为进一步分析制度环境下的贸易非效率对中国水产品出口RCEP 国家的影响，从7 个角度对RCEP国家的制度环境进行度量，并作为影响贸易非效率的关键解释变量，构建贸易非效率模型如下：

式中：μijt表示贸易非效率，αi为待估计参数，各变量解释及预估结果如下：

（1）FTAjt为虚拟变量，代表t 时期中国与j 国是否签订FTA，如果签订取值为1，否则取值为0。反映了出口目的国的贸易制度环境，一般认为FTA 的签订能够促进两国间的进出口贸易，预计与μijt负相关，符号为负[9]。

（2）BFjt、TFjt、GSjt、FFjt、PSjt、GEjt分别为j 国在t 时期的商业自由度、贸易自由度、政府财政支出、金融自由度、政府稳定性及政府效率，反映了出口目的国的社会经济制度环境[10]，各指标取值范围在0～100 之间，指标越高说明社会经济制度环境越好，预计全部都是与μijt负相关，符号为负。

2.4 样本选择及数据来源

在研究中，选取的样本时间为2010—2020 年，其中缅甸、文莱、老挝的数据缺失严重，因此选取了除缅甸、文莱和老挝以外的东盟7 国和另外4 个RCEP 成员国作为中国水产品的出口目的国的数据，并使用Frontier4.1 软件进行回归分析。

随机前沿引力模型中的中国对RCEP 国家水产品出口交易额来自联合国贸易数据库（UN Comtrade）;RCEP 国家的GDPjt、POPjt及中国的POPit均来自世界银行WDI 数据库；中国渔业生产总值FOPit来自于中国国家统计局；关于贸易两国间的运输距离DISijt，本文借鉴郑春芳等[11]的做法，采用两国的首都之间的距离乘以当年布伦特原油价格，其数据来自于CEPII 的数据库及美国能源信息署计算所得。BORij和LANij数据由CEPII 数据库整理所得；FTAjt来自于中国自由贸易区服务网；BFjt、TFjt、GSjt、FFjt数据均来自美国传统基金会和华尔街日报发布的经济自由度指数；PSjt和GEjt数据来自世界治理指数WGI 数据库。

3 实证结果与分析

3.1 适用性检验

为使实证分析结果更加科学，本文借鉴程云洁等[7]的做法，通过最大似然比对模型进行三次适用性检验，第一次检验是否存在贸易非效率项μ，即H0∶γ=μ=η=0；第二次检验贸易非效率项是否随时间改变，即H0∶η=0；第三次是检验是否需要引入边界BOR 和语言LAN 两个虚拟变量。回归结果如表1 所示。根据结果可以看出不存在贸易非效率和贸易非效率是否随时间变化的两个检验的LR 统计量分别为93.6 和76.7，都通过了1%的显著性水平，即不存在“贸易非效率不存在”和“贸易非效率不随时间变化”的假设。此外，在不引入边界变量BOR 和语言变量LAN 的两个检验结果中，LR 统计量分别为79.16 和79.26，也均通过了1%的显著性水平，说明该模型包含有边界和语言两个虚拟变量的假设是存在的。综上，说明设定的含有边界和语言两个虚拟变量的随机前沿引力的贸易非效率时变模型是合适的。

表1 似然比检验结果Tab.1 Likelihood ratio test results

此外，在检验是否存在贸易非效率项的同时进一步分析随机扰动项中贸易非效率项所占的比重大小γ,γ 越接近于1，说明贸易非效率项比重越大，越有可能是引起实际出口额与最优贸易水平差距的关键因素。如表2 所示，时变模型中的γ 值为0.91，且在1%的水平上显著，说明的确存在贸易非效率项，并且具有显著的影响。同时时变模型的η 值通过了1%的显著水平，说明贸易非效率项存在随时间变化，适合采用随机前沿引力时变模型。

表2 时变模型与时不变模型的回归结果Tab.2 Regression results of time varying and time invariant models

根据表2 中时变模型的估计结果可以看出：

1.RCEP 国家的经济规模ln GDPjt的系数为正，同时在1%水平上显著，表明RCEP 其他国家的经济发展水平的提高能够促进中国水产品的出口，与预期相符。

2.中国渔业生产总值ln FOPit的系数为负，说明中国渔业生产总值的增长并不能够促进中国水产品的出口。这个与预期相反，有可能是因为随着中国经济的发展，中国对水产品的需求也日益加强，而中国渔业生产总值的增加更多是为了满足国内日益增长的需求。

3.RCEP 国家的人口规模ln POPjt、中国人口规模ln POPit的两个系数同时为正，特别是中国的人口规模在1%的水平上显著，说明中国人口规模的扩大能够为水产品生产提供优质的劳动力资源，以促进中国水产品对RCEP 国家的出口，这与预期相符；而ln POPjt虽然系数为正，但并不显著，可能原因是由于一方面RCEP 国家人口规模的增长会导致对中国水产品需求的增加，但另一方面RCEP 国家人口数量的增长也可能提高该国水产品的供应能力，而对中国水产品的需求增长不显著。

4.RCEP 国家与中国的地理距离ln DISijt的系数是显著为负，与预期吻合，表明两国间距离影响中国水产品的出口，即距离增加会提高两国间贸易成本。

5.虚拟变量共同边界BORij和共同语言LANij的系数为负，其中共同边界在5%的水平上显著，说明两国间有共同边界会阻碍中国水产品出口RCEP 国家，这是由于中国与其有共同边界的RCEP 国家间水产品品种有可能存在相似，在一定程度上减少对中国的水产品的需求。而共同语言变量虽然系数为负，但并不显著，说明语言差异可能不利于中国水产品的出口，但并不明显。

3.2 贸易非效率项模型回归结果

在模型通过适用性检验的前提下，借鉴Battese&Coelli 等提出的“一步法”估计贸易非效率项模型。应用Frontier4.1 软件对模型进行回归，包含有随机前沿引力模型和贸易非效率模型两部分，结果如表3 所示。其中γ 为0.95，并通过了1%的显著水平，LR 值为188.65，说明贸易非效率项对贸易效率的影响达到95%，表明模型设定比较合理，明显存在贸易非效率项，并且阻碍我国水产品出口RCEP 国家。具体回归结果分析如下：

表3 为随机前沿引力模型的回归结果Tab.3 Regression results of random frontier gravity model

（1）在表3 的随机前沿引力模型部分，大部分变量的影响方向与表2 中的结果一致，不同的是共同语言变量LANij的系数是显著为正，说明两国间存在共同语言是能够促进中国水产品的出口，这个与预期结果相符。但在显著性方面RCEP 国家的人口规模lnPOPjt在1%水平上显著为正，说明RCEP 国家人口规模的增长有利于中国水产品的出口，与预期结果相符。

（2）在表3 的贸易非效率模型部分，从贸易制度的影响角度来看，FTA 对贸易非效率的影响是负的，并通过1%的显著水平，说明加入自由贸易协定有利于中国水产品出口到RCEP 国家，与预期结果一致。

（3）从社会经济制度的影响角度来看，与预期方向有所差异。出口目的国的财政支出和贸易自由度对贸易非效率产生了明显的积极影响，不利于贸易效率的提升。RCEP 其他成员国中，东盟国家的政府财政支出的评价指标并不高，可能是由于在财政支出状况较差情况下，政府会考虑通过提高税率来增加财政收入，而过重的税收负担，会对贸易效率产生负面影响，进而阻碍中国水产品对RCEP 国家的出口。贸易自由度对贸易效率的影响与预期结果相反，这与程云洁等研究结果相同[7]，分析其原因主要是RECP 中东盟是我国的第一大贸易伙伴，而东盟中多数属于发展中国家，很多国家为了保持自己的优势，在贸易上使用不规则方式进行保护主义，以及各种形式的贸易壁垒等引发的贸易限制，阻碍了贸易的发展。而出口目的国商业自由度、政府效率对贸易非效率的影响是负的，并通过1%的显著水平，说明RCEP 国家的商业自由度和政府效率越高，越有利于消除中国水产品出口RCEP 国家的贸易障碍，促进中国水产品的出口，与预期的结果相符。而金融自由度对贸易效率的影响系数与预期相反，但不具有统计学意义，这可能是由于RCEP 国家里面多数是发展中国家尚未建立强大稳定的金融体系，金融自由度越高反而使得对外贸易更容易受到冲击[12]。政府稳定性的系数为负，说明RCEP 国家的政治稳定性是能够促进贸易效率的提升，以利于中国水产品出口。

4 结论与启示

4.1 结论

第一，在影响中国对RCEP 国家的水产品出口贸易效率的因素中，RCEP 国家的经济规模和人口数量及中国的人口规模对中国水产品出口有正向作用。中国渔业生产总值和两国之间的运输距离对中国水产品出口具有明显负面作用，其中中国渔业生产总值对中国水产品出口RCEP 国家的影响结果与预期相反，这可能是由于随着中国经济的发展，中国国内对水产品的需求也持续增强，使得近几年中国渔业生产总值虽然不断增加，但出口量却呈现下滑趋势。两国间存在共同边界能够阻碍中国水产品的出口，而两国间存在共同语言是可以促进中国水产品的出口。

第二，从贸易制度环境来看，中国与RCEP 国家间签订自由贸易协定能够提高中国水产品出口的效率，有利于中国水产品出口到RCEP 国家。从社会经济制度来看，RCEP 国家的商业自由度、政府效率、政府稳定性对中国水产品出口效率有提升作用，特别是商业自由度和政府效率越高，越能够显著促进中国水产品的出口。而财政支出、贸易自由度和金融自由度不利于提升出口效率，特别是财政支出和贸易自由度对中国水产品出口RCEP 国家的贸易效率产生显著负面影响，阻碍贸易效率的提升，不利于中国水产品出口。

4.2 启示

为更好实现对RCEP 国家的水产品出口，提高出口效率，应综合考虑进口国的贸易制度和社会经济制度环境。首先加入自由贸易协定能够有效促进中国水产品出口RCEP 国家的效率，随着RCEP 协定的各项措施的落实，将有利于中国拓展更大的水产品出口市场。其次中国应该与RCEP 各成员国加强合作，进行多边双边磋商，提高和增强中国与RCEP 国家的经济一体化和贸易往来，共同采取措施提高出口目的国的商业自由度、政府效率和政府稳定性，改善水产品贸易的社会经济制度环境，从而更有针对性的促进中国水产品出口RCEP 国家的贸易效率的提高，以利于中国水产品的出口。