邵桂蘭 莊竹青 李 晨,2

1.中國海洋大學經(jīng)濟學院青島 266100 2.中國海洋大學海洋發(fā)展研究院青島 266100

自習近平總書記提出共建 “一帶一路” 倡議以來， 中國與沿線各國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)濟增長提供了新動能。 “一帶一路” 建設(shè)有利于推動沿線各國完善基礎(chǔ)設(shè)施， 增強國家間的政治互信。 由于 “一帶一路” 沿線國家資源優(yōu)勢不一， 各國發(fā)展水平存在較大差異，因此貿(mào)易合作空間巨大。

2002 年起， 中國一直穩(wěn)居全球水產(chǎn)品出口之首，根據(jù)UN Comtrade Database 統(tǒng)計， 中國2017 年的水產(chǎn)品總出口額達到132.52 億美元， 水產(chǎn)品的總產(chǎn)量為6 938 萬噸。 “一帶一路” 建設(shè)的實施為中國與沿線各國的貿(mào)易合作創(chuàng)造了契機， 2003 年， 中國出口至“一帶一路” 沿線各國的水產(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， 中國出口至“一帶一路” 沿線各國的水產(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)易國在中國水產(chǎn)品貿(mào)易中的重要性逐漸增強。 但是，隨著對外貿(mào)易日益密切， 貿(mào)易摩擦問題也不斷增加， 中國水產(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， 對于擴大中國水產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模， 增強與“一帶一路” 沿線貿(mào)易國的經(jīng)濟合作具有重大意義。

1 文獻綜述

從計量方法看， 學術(shù)界對于貿(mào)易出口效率和潛力的研究， 多數(shù)采用傳統(tǒng)隨機前沿引力模型， 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)機械產(chǎn)品[4]等各個領(lǐng)域。 譚秀杰等在用時變隨機前沿模型分析國家間貿(mào)易效率的基礎(chǔ)上， 采用一步法對效率影響因素進行計算， 結(jié)果顯示關(guān)稅等外生變量會影響貿(mào)易非效率項， 進而對貿(mào)易效率產(chǎn)生影響[5]。 雷洋等對隨機前沿引力模型進行擴展， 利用隨機擾動和非效率項的方差構(gòu)建統(tǒng)計量檢驗?zāi)Ｐ头€(wěn)健性[6]。 但是利用隨機前沿引力模型測算的效率值沒有考慮效率項的非單調(diào)性問題，導致實證結(jié)果存在偏誤[7]。 因此， 考慮到非效率項的期望和方差均受外生變量的影響[8]， 王芳等利用異質(zhì)性隨機前沿引力模型， 研究影響非效率項大小及波動的因素， 實證結(jié)果顯示基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)及網(wǎng)絡(luò)科技的應(yīng)用等外生變量會對木質(zhì)家具貿(mào)易效率的數(shù)值及波動產(chǎn)生影響[9]。

目前， 學術(shù)界關(guān)于水產(chǎn)品貿(mào)易的文獻主要偏重的研究方向為水產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力、 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)易競爭力， 并發(fā)現(xiàn)貿(mào)易競爭力的提升可以正向推動水產(chǎn)品出口速度的提高[10]。 張瑛等以中國水產(chǎn)品重點出口省份為研究對象， 通過整理山東省2010—2016 年水產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)， 發(fā)現(xiàn)物流績效指數(shù)是影響山東省與沿線各國貿(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]。 邵桂蘭等通過對引力模型進行改進， 計算不同時期水產(chǎn)品的貿(mào)易成本， 強調(diào)降低貿(mào)易成本對推動水產(chǎn)品雙邊貿(mào)易增長的重要性[12]。

近年來， 學術(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)易國劃分為7 個區(qū)域， 分別對每個區(qū)域的工業(yè)制成品的貿(mào)易效率進行計算， 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， 部分學者從國內(nèi)視角出發(fā)， 研究“一帶一路” 沿線的中國重點省份的貿(mào)易效率， 證實了非效率變量在出口貿(mào)易模型中的重要性[14]。

結(jié)合上述文獻綜述， 中國與 “一帶一路” 沿線各貿(mào)易國的交流合作受到廣泛關(guān)注， 也有不少學者對其貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力進行研究， 但仍存在以下不足：首先， 以往文獻大多采用傳統(tǒng)的隨機前沿引力模型研究貿(mào)易效率， 忽視了非效率項中期望和方差異質(zhì)性問題。 其次， 雖然已經(jīng)有大量文獻對中國農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易進行研究， 但是水產(chǎn)品作為漁業(yè)經(jīng)濟研究的重點， 其出口貿(mào)易的文獻卻很少， 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， 引入影響非效率項期望和方差的外生變量， 建立異質(zhì)性隨機前沿引力模型， 將大大減少測算結(jié)果與實際情況之間的差距； 考慮到研究結(jié)果的準確性以及數(shù)據(jù)的可獲得性， 本文以 “一帶一路” 沿線44 個國家為研究對象， 考察2003—2017 年我國水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率影響因素， 并測算貿(mào)易效率及潛力。

2 模型設(shè)定及方法說明

2.1 異質(zhì)性隨機前沿模型

自20 世紀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)濟引入引力模型，使二者相互結(jié)合[15]。 EVENETT 等利用不完全競爭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。 AIGNER 認為， 上式中的傳統(tǒng)誤差項vi應(yīng)該由兩部分構(gòu)成： 一部分是由隨機誤差引起， 稱為隨機誤差項ui； 另一部分則是阻礙產(chǎn)值最大化的非效率項， 由此提出隨機前沿分析法[17]。 隨后， MEEUSEN 利用實證分析方法， 將非效率項引入經(jīng)濟學領(lǐng)域， 研究企業(yè)規(guī)模差異與企業(yè)低效率的關(guān)系[18]。 隨機前沿模型的基本形式可以表示為：

GREENE 認為， 已有研究中 “固定效應(yīng)” 含有大量未被觀測的個體異質(zhì)效應(yīng)， 而這些效應(yīng)被包含在無效率項中， 從而導致計算值與實際值之間存在較大偏差。 因此， 通過對模型進行擴展， 提出將無效率項與自變量的不可觀測異質(zhì)效應(yīng)相分離， 得到以下兩種隨機前沿模型[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” 特定國家， 因此這里考慮式 （3） 的固定效應(yīng)模型來進行實證研究， 并在模型設(shè)定中進行Hausman 檢驗。 WANG 認為上式只考慮了自變量不可觀測的異質(zhì)性問題， 卻忽視了非效率項本身的異質(zhì)性， 個體異質(zhì)性也會影響無效率項的均值和方差[7]，因此將無效率項uit的分布修正為：

此時uit服從截斷分布， 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大小及其穩(wěn)定性的因素， 可以更清晰地反映個體異質(zhì)性對效率的影響作用。

2.2 考慮異質(zhì)性的隨機前沿引力模型的設(shè)定

ARMSTRONG 認為， 影響非效率項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”沿線國家的發(fā)展水平存在較大差異， 本文選擇用異質(zhì)性隨機前沿引力模型進行研究， 同時結(jié)合影響水產(chǎn)品貿(mào)易的因素， 將班輪運輸相關(guān)指數(shù)引入模型， 考察各變量對水產(chǎn)品貿(mào)易效率的影響。 模型設(shè)定如下：

公式 （6） 為影響中國水產(chǎn)品出口額因素的隨機前沿引力模型。 其中，Yijt表示2003—2017 年中國出口至 “一帶一路” 沿線貿(mào)易國的水產(chǎn)品貿(mào)易額；GDPit與GDPjt為經(jīng)濟規(guī)模變量， 反映了各國的經(jīng)濟水平， 分別用貿(mào)易國和中國的國民生產(chǎn)總值來衡量；Compijt是要素稟賦差異變量， 用中國與伙伴國人均GDP （國內(nèi)生產(chǎn)總值） 差值的絕對值來衡量；Disij為距離變量， 用中國北京與對應(yīng)貿(mào)易國首都之間的地理距離來衡量；Contigij與Langij分別表示中國與貿(mào)易國領(lǐng)土接壤以及共同語言情況， 二者均為虛擬變量。 式（7） 為隨機誤差項vijt和考慮異質(zhì)性的無效率項uijt服從的分布， 其中無效率項uijt的均值μijt和方差σijt2均受到外生變量zijt的影響。 式 （8） 對影響無效率項均值和方差的因素進行設(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)易國的制度環(huán)境；Transportationjt為班輪運輸條件， 反映與沿線貿(mào)易國的貿(mào)易化便利程度；FTAijt和WTOjt代表出口國加入經(jīng)濟組織及協(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， 當不存在貿(mào)易阻力（u=0） 時， 貿(mào)易效率實現(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)來源及樣本選取說明

本文以UN Comtrade 中HS 標準下的03 類產(chǎn)品數(shù)據(jù)作為中國水產(chǎn)品出口額（Yijt） 的數(shù)據(jù)來源， 此類產(chǎn)品包含魚類、 甲殼類、 軟體類及其他無脊椎水生生物， 可以比較全面地涵蓋水產(chǎn)品出口的種類。 中國及水產(chǎn)品出口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP） 數(shù)據(jù)及班輪運輸指數(shù) （Transportationjt） 均來源于the World Bank Group 網(wǎng)站， 與中國的地理距離 （Disij） 數(shù)據(jù)、 是否與中國接壤 （Contigij） 數(shù)據(jù)及是否存在共同語言（Langij） 數(shù)據(jù)均通過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)均來源于全球治理指數(shù)（WGI） 數(shù)據(jù)庫，F(xiàn)TA數(shù)據(jù)信息來源于商務(wù)部網(wǎng)站，WTO 數(shù)據(jù)來源于https://www.wto.org/網(wǎng)站。

本文以國家電子政務(wù)外網(wǎng)管理中心網(wǎng)發(fā)布的 “一帶一路” 沿線國家名單為初始樣本國， 為提高研究結(jié)果的準確性， 本文的樣本時間區(qū)間為2003—2017 年。由于“一帶一路” 沿線某些國家水產(chǎn)品貿(mào)易觀測值缺失較嚴重， 予以剔除， 因此本文的研究樣本為44 個國家， 分別是阿拉伯聯(lián)合酋長國、 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、 土耳其、 烏克蘭、 越南。

3 實證分析

3.1 考慮異質(zhì)性的隨機前沿引力模型結(jié)果分析

本文共設(shè)置6 個模型， 第1 個模型和第2 個模型分別為固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型， 通過對引力模型進行效應(yīng)分析， 并進行Hausman 檢驗。 得到的結(jié)論為： Hausman 檢驗在1%的水平上顯著拒絕 “系數(shù)無差異” 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)上考慮隨機前沿的特征， 能夠揭示不隨時間變化的解釋變量的作用。 模型3 設(shè)定μijt=0，即非效率項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μijt服從期望為μ0的截斷正態(tài)分布。模型5 設(shè)定γ=0， 此模型將影響非效率項均值的因素考慮在內(nèi)， 但忽視了方差的異質(zhì)性問題。 模型6 為無任何約束條件的模型， 該模型同時將非效率項期望和方差的異質(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)此測算貿(mào)易潛力值。

表1 異質(zhì)性隨機前沿引力模型的估計結(jié)果

續(xù)表1 異質(zhì)性隨機前沿引力模型的估計結(jié)果

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

從表中模型6 可以看出， 在非效率項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貿(mào)易效率的提高具有促進作用， 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檢驗， 說明政治越穩(wěn)定的國家， 對中國水產(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準入門檻， 促進中國水產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展。Governmentjt和Lawjt對于水產(chǎn)品貿(mào)易的影響不明顯， 可能的原因為政府效率以及法律規(guī)則的調(diào)整主要作用于本國市場秩序的規(guī)制， 而對提高國家間貿(mào)易效率的作用影響較小。WTOjt在10%的檢驗水平上顯著且系數(shù)為負， 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對效率損失的影響不明顯， 合理的解釋為從中國進口水產(chǎn)品的國家主要有美國、 日本和韓國， 而這些國家在2017年之前并不屬于 “一帶一路” 建設(shè)范圍。

與非效率項期望相比， 非效率項方差受外生變量的影響更加顯著， 表明非效率項影響因素會對u的波動程度產(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)定性越高的國家， 出口效率的波動程度越大。Governmentjt的系數(shù)為負數(shù)， 說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。Transportationjt系數(shù)為負且通過1%的顯著性檢驗， 表明班輪運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的高度顯著說明完善的法律規(guī)則的制定不能對貿(mào)易效率起到明顯的促進作用， 而且會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本國經(jīng)濟的作用， 從而使出口貿(mào)易效率充滿不確定性。WTOjt和FTAijt對非效率項方差的作用未通過10%的顯著性檢驗， 表明是否加入WTO或FTA對水產(chǎn)品貿(mào)易效率的波動程度沒有明顯影響。

3.2 沿線國家貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力分析

結(jié)合式 （9） 對中國出口至樣本國的水產(chǎn)品貿(mào)易效率進行測算。 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， 總體趨勢為“波動上升”； 2003—2006 年水產(chǎn)品貿(mào)易效率增長速度較快， 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， 中國作為水產(chǎn)品出口大國， 水產(chǎn)品貿(mào)易效率得到大幅度提高；2007—2008 年中國水產(chǎn)品出口效率下降的可能原因為各國貿(mào)易壁壘限制的增加以及受到金融危機沖擊的影響； 2008 年以后水產(chǎn)品出口效率呈穩(wěn)中上升的態(tài)勢，2017 年水產(chǎn)品出口貿(mào)易效率的均值為0.326， 未來仍存在67.4%的提升空間。

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

為了便于更清晰地呈現(xiàn)中國與 “一帶一路” 沿線貿(mào)易國的水產(chǎn)品貿(mào)易效率情況， 表2 對 “一帶一路”沿線水產(chǎn)品貿(mào)易國按照地區(qū)進行貿(mào)易額統(tǒng)計， 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的重要合作伙伴， 地理位置具有明顯優(yōu)勢， 且中國—東盟自貿(mào)區(qū)的設(shè)定對中國與東南亞地區(qū)的貿(mào)易合作具有極大的促進作用。 中國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)濟規(guī)模較小， 水產(chǎn)品消費需求不足， 對水產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生一定的負面影響， 進而影響貿(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)是中國擴大水產(chǎn)品貿(mào)易的重點突破區(qū)域， 中國應(yīng)進一步加強同東南亞與中亞地區(qū)的水產(chǎn)品出口貿(mào)易， 擴展水產(chǎn)品出口市場。

表2 中國與 “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值。 表3 列明樣本中與中國水產(chǎn)品貿(mào)易潛力值排名前10 位和后10 位的國家， 其中， 排名前6位的國家均為東南亞國家， 其次為中亞國家。 由此可見， 中亞地區(qū)雖然包含的國家數(shù)目較少， 但是哈薩克斯坦和吉爾吉斯斯坦兩國是中國重要的水產(chǎn)品出口國， 具有很大的貿(mào)易合作潛力。 排名后10 位的國家大多數(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)易額是擴大其貿(mào)易潛力值的主要策略。

表3 中國與 “一帶一路” 沿線國家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， 促進了中國與沿線國家的經(jīng)濟繁榮發(fā)展， 為世界各國的貿(mào)易往來提供諸多便利。 但是， 由于“一帶一路” 沿線各國地理環(huán)境和經(jīng)濟發(fā)展水平等存在不同程度的差異。 因此， 中國在與各國進行水產(chǎn)品貿(mào)易時， 應(yīng)綜合考慮貿(mào)易合作國的現(xiàn)狀， 制定具體方案， 實現(xiàn)合作共贏。 本文在測算中國水產(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“一帶一路” 沿線貿(mào)易國的貿(mào)易效率進行計算， 得到相關(guān)結(jié)論并提出具體對策。

4.1 結(jié)論

本文利用異質(zhì)性隨機前沿引力模型對影響出口貿(mào)易非效率項均值和方差的因素進行分析， 并計算各國水產(chǎn)品貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力值， 通過分析比較各地區(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)易國的經(jīng)濟往來中， 民眾言論自由程度、 政治穩(wěn)定性的提高以及WTO 的加入均會對水產(chǎn)品出口貿(mào)易非效率項的均值產(chǎn)生負面影響， 表明我國在與民眾言論自由度和政治穩(wěn)定性較高的國家進行水產(chǎn)品貿(mào)易時， 出口貿(mào)易效率的損失較??； 制度環(huán)境和班輪運輸條件均會對水產(chǎn)品出口貿(mào)易非效率項的方差產(chǎn)生不同程度的影響， 政府效率的提高和班輪運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， 但FTA 協(xié)定的簽訂對 “一帶一路” 沿線國家水產(chǎn)品貿(mào)易效率的作用不明顯。

中國出口至“一帶一路” 沿線各國的水產(chǎn)品貿(mào)易效率的水平偏低， 總體均值為0.264， 整體趨勢為“波動上升”， 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”沿線國家中， 泰國、 菲律賓、 馬來西亞和越南等東南亞國家有更大的貿(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， 中國要合理選擇出口市場， 提高水產(chǎn)品出口貿(mào)易流量。 結(jié)合“一帶一路” 倡議， 進一步增強與“一帶一路” 沿線貿(mào)易國的交流與經(jīng)濟合作， 加快水產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。 同時， 中國在出口前應(yīng)綜合考慮貿(mào)易國的經(jīng)濟規(guī)模、 距離及地緣政治等問題，加強與貿(mào)易便利化程度較高國家的水產(chǎn)品貿(mào)易的合作。

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

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