李婷婷，陳玨穎，武舜臣，劉合光

（1.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟與發(fā)展研究所，北京 100081；2.中國社會科學(xué)院農(nóng)村發(fā)展研究所，北京 100732）

一、引 言

入世以來，中國積極參與國際經(jīng)濟分工合作，促進技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級，為中國經(jīng)濟發(fā)展注入強大動力。在“入世紅利”的影響下，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額大幅提升，由2001年的280億美元以2%的年均速度增長至2020年的2 468億美元，排名由第11位升至第2位，在國際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易市場中占據(jù)十分重要的位置。相應(yīng)的，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占國際市場的份額也不斷攀升，2001年中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額僅占世界總貿(mào)易額的3%，到了2020年這一占比提升至8.5%。中國出口的產(chǎn)品中，食品和活動物類農(nóng)產(chǎn)品常年占比75%以上，非食用原料類農(nóng)產(chǎn)品等產(chǎn)品占比常年穩(wěn)定在10%以上。近年來，國際貿(mào)易環(huán)境不確定性增加影響了中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展，中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差由2015年的458億美元上升至2020年的948 億美元，對前十大國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額占比常年處在75%左右，對外依存度和貿(mào)易集中度較高。而隨著新冠疫情的沖擊及俄烏沖突的爆發(fā)，全球農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易受到巨大沖擊。因此，在國際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易環(huán)境不穩(wěn)定性增加、中國“入世”初期部分承諾不再適用的情形下，加快推進WTO 新一輪農(nóng)業(yè)談判進展，努力爭取有助于中國現(xiàn)階段農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的新規(guī)則勢在必行。

當(dāng)前，圍繞農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易的研究成果較為豐富，針對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的研究主要從兩個方面展開。

一是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素研究。已有研究普遍認為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易主要受經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、兩國首都地理距離等因素的影響（丁世豪等，2019）。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，國家的經(jīng)濟規(guī)模和人口規(guī)模與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力呈正相關(guān)（沈飛，2015；郭連成等，2021）。而兩國之間的地理距離和地理邊界與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易呈負相關(guān)，即貿(mào)易國家間地理距離較大、不接壤等原因會加大運輸成本，從而抑制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易（廖明中，2015；王武林等，2021）。還有部分學(xué)者考慮了農(nóng)業(yè)貿(mào)易政策、貿(mào)易壁壘、匯率、自貿(mào)協(xié)定簽署情況等因素的影響（龔新蜀等，2015；羅屹等，2020；李俊茹等，2020；徐家越等，2021；曹芳芳等，2021）。已有研究發(fā)現(xiàn)，綠色貿(mào)易壁壘會對農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生負向影響（丁長琴，2010；孫紅雨等，2019）；匯率的波動對農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生不利影響，支持性農(nóng)業(yè)貿(mào)易政策對農(nóng)產(chǎn)品出口有促進作用（韓楊，2021）；自由貿(mào)易協(xié)定的簽署對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的開展具有重要推動作用（李金鍇等，2020；王如玉等，2021；李月娥等，2021）。此外，需求規(guī)模、貿(mào)易自由度、貿(mào)易格局和貿(mào)易風(fēng)險等因素同樣會對農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生一定程度的影響（劉合光等，2008；劉悅等，2021）。

二是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力研究。已有研究主要對中國與主要貿(mào)易國的貿(mào)易潛力進行分析，發(fā)現(xiàn)中國與主要貿(mào)易國之間存在較大的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力，但不同區(qū)域的貿(mào)易潛力存在差異。王瑞等（2016）研究表明，中國對俄羅斯和德國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力較大，且貿(mào)易效率逐漸提高；陳曦等（2022）發(fā)現(xiàn)，中國對日本、韓國、澳大利亞、東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力均較大，但潛力值依次減少。其中，中國對東盟的印度尼西亞的出口潛力最大，超過30 億美元，對泰國、越南和馬來西亞的出口潛力較大（閆超，2022）。

從研究方法看，貿(mào)易潛力測算運用的主要方法有兩種。一種是傳統(tǒng)指數(shù)計算法，包括顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、貿(mào)易互補性指數(shù)和貿(mào)易競爭性指數(shù)等。林清泉等（2021）采用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、產(chǎn)品相似性指數(shù)、市場相似性指數(shù)和貿(mào)易互補性指數(shù)對2000～2017 年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭性與互補性進行分析，發(fā)現(xiàn)中國與RCEP 其他成員國具有較大貿(mào)易潛力。李慧等（2016）、詹淼華（2018）也進行了相關(guān)研究。另一種是計量模型法，如貿(mào)易引力模型、恒定市場份額模型等。早期的相關(guān)研究大多運用傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型（Boughanmi，2008）。多數(shù)學(xué)者采用貿(mào)易引力模型研究農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易潛力及其影響因素（曹宏成，2007；譚秀杰等，2015）。但由于傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型存在一定的缺陷，不能較好地測算貿(mào)易潛力影響因素的大?。ˋmstrong，2007）。因此，較多學(xué)者采用傳統(tǒng)指數(shù)法與計量模型法相結(jié)合的方法研究貿(mào)易潛力及其影響因素，例如擴展的引力模型、CMS 模型、隨機前沿引力模型等（舒慧娟，2007；耿曄強，2015；林玲等，2018；陳繼勇等，2019）。

現(xiàn)有研究為開展本研究提供了參考，但已有成果尚存在拓展空間。第一，已有研究較少將班輪連通指數(shù)、關(guān)稅水平等貿(mào)易便利條件和制度因素納入農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力的影響因素研究中，而這些因素的加入可更準(zhǔn)確地研究貿(mào)易潛力。第二，已有研究運用傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型較多，而傳統(tǒng)引力模型本身存在一定缺陷，同時將隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型相結(jié)合可使研究結(jié)果更準(zhǔn)確。基于此，本文立足于入世20 周年的背景，以入世后的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展為研究對象，進一步厘清與界定加入WTO的時代背景下我國農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易發(fā)展制約因素。通過研究有助于整體把握入世20年來中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展特點，進而為我國主動參與和影響世界農(nóng)業(yè)規(guī)則制定、建立更加公平合理農(nóng)業(yè)國際經(jīng)貿(mào)新秩序、以及為中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放發(fā)展?fàn)I造良好環(huán)境提供支撐。

二、中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易現(xiàn)狀

（一）中國對主要國家（地區(qū)）出口農(nóng)產(chǎn)品分國別貿(mào)易額及貿(mào)易總額變化

中國加入世界貿(mào)易組織20年以來農(nóng)產(chǎn)品出口額呈現(xiàn)快速增長態(tài)勢，尤其是中國農(nóng)產(chǎn)品對主要國家（地區(qū)）的出口額更是連續(xù)躍升幾個臺階（見圖1）。2001年中國農(nóng)產(chǎn)品對前十大國家（地區(qū)）出口總額為118.53億美元，而2020年出口額已達到近500億美元，總增幅為304.5%，年均增幅為7.63%?？傮w而言，根據(jù)中國農(nóng)產(chǎn)品對主要國家出口額變化情況大致可以2010年為界前后分為兩個階段，2001～2009年為低位高速增長期，年均增幅為9.85%，2011～2020 年為高位緩增期，年均增幅為2.35%。由入世20年來中國農(nóng)產(chǎn)品向主要國家（地區(qū)）出口額變化可知，日本、中國香港和美國長期位居我國農(nóng)產(chǎn)品出口主要目的地前三位。其中日本一直以來都是中國農(nóng)產(chǎn)品出口的第一大對象國，貿(mào)易地位常年穩(wěn)定。中國香港增幅最顯著，對其總出口額由2001 年的18.78 億美元增長至87.96 億美元，總增幅達到368%。美國在2012年以前長期位居中國農(nóng)產(chǎn)品出口對象國（地區(qū)）貿(mào)易額第二位，但在2012年后出口額增長停滯，在2018年后出現(xiàn)了“斷崖式”下跌態(tài)勢，表明中美貿(mào)易摩擦對兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的顯著負面影響。中國對越南農(nóng)產(chǎn)品的出口自2016年以來呈快速增加態(tài)勢，這主要是因為中國和越南均為《中國-東盟自貿(mào)協(xié)定》成員，中國出口越南的農(nóng)產(chǎn)品稅率大幅降低，從而對其農(nóng)產(chǎn)品出口額大幅增長。

圖1 2001～2020年中國對主要國家（地區(qū)）出口農(nóng)產(chǎn)品分國別貿(mào)易額及總額

（二）中國與主要國家（地區(qū)）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)分析

本文依據(jù)《聯(lián)合國國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類》（SITC）對農(nóng)產(chǎn)品進行分類，將UN comtrade數(shù)據(jù)庫中的農(nóng)產(chǎn)品分為四類（見圖2），分別為第0類（食品和活動物類農(nóng)產(chǎn)品）、第1類（飲料和煙草類農(nóng)產(chǎn)品）、第2類（除燃料外的非食用原料類農(nóng)產(chǎn)品）和第4類（動植物油、脂肪及蠟類農(nóng)產(chǎn)品）①第0類農(nóng)產(chǎn)品包括：活動物、肉類及肉制品、奶制品、鳥蛋、魚類、甲殼類、軟體類、谷物及谷物制品、蔬菜、水果、糖及糖制品、蜂蜜、咖啡、茶、可可、香料、動物飼料、雜項食用制品等。第1類農(nóng)產(chǎn)品包括：飲料、煙草及煙草制造。第2類農(nóng)產(chǎn)品包括：皮革、生皮、生膠、油籽、含油果實、天然橡膠、軟木及木材、紙漿和廢紙、紡織纖維等。第4類農(nóng)產(chǎn)品包括：動物油、植物油、油脂和蠟等。。為進一步探討中國農(nóng)產(chǎn)品出口主要國家貿(mào)易結(jié)構(gòu)變化情況，按照商品具體編碼進一步得出各農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)表（見表1）。

表1 2001～2020年中國對主要國家（地區(qū)）出口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)(%)

圖2 2001～2020年中國對主要國家（地區(qū)）出口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額及不同類別占比

入世20 年以來，中國農(nóng)產(chǎn)品對前十大國家（地區(qū)）出口總額由2001 年的125 億美元增長至2020 年的近500億美元，總增幅達到295%。其中食品和活動物類農(nóng)產(chǎn)品由2001年的100億美元增長至2020年的426億美元，增幅達326%；非食用原料類農(nóng)產(chǎn)品出口額由2001年的17.9億美元增長至2020年的48億美元；飲料和煙草類農(nóng)產(chǎn)品由2001年的8.1億美元增長至2020年的15億美元，增幅為129%。而除燃料外的非食用原料類農(nóng)產(chǎn)品占出口額比例較低，但近20年來出口絕對量也在不斷增加。根據(jù)表1我國農(nóng)產(chǎn)品出口商品結(jié)構(gòu)占比變化可知，入世20年來中國農(nóng)產(chǎn)品對主要國家出口中魚類、甲殼類等及其制品（編碼03）和水果、蔬菜（編號05）兩者總占比超過我國農(nóng)產(chǎn)品出口的一半，且水果、蔬菜出口量呈逐年增加趨勢。此外，入世20年來在所有農(nóng)產(chǎn)品中肉類及肉制品（編碼01）出口在其中的占比下降較多，而谷物及其制品（編碼04）和軟木及木材（編碼24）出口占比也分別下降近5個百分點和2.5個百分點。

三、理論模型與數(shù)據(jù)來源

（一）理論框架

引力模型是研究貿(mào)易問題常用的模型之一。最初運用引力模型研究國際貿(mào)易問題只是以現(xiàn)實貿(mào)易特征作為主要依據(jù)，缺少相關(guān)經(jīng)濟理論作為支撐。隨著貿(mào)易問題研究的重要性與日劇增，多數(shù)學(xué)者依據(jù)要素稟賦理論和規(guī)模報酬遞增理論，對基于貿(mào)易理論的引力模型進行推導(dǎo)，通過調(diào)整解釋變量進一步拓展引力模型，使其能夠?qū)ΜF(xiàn)實中的貿(mào)易問題和現(xiàn)象進行有效解釋。但由于傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型具有無貿(mào)易摩擦的假設(shè)條件，且選取部分核心變量作為解釋變量，其他變量均歸入擾動項，易造成研究結(jié)果的無偏性失效。

為彌補傳統(tǒng)貿(mào)易引力模型的不足，多數(shù)學(xué)者采用隨機前沿法對貿(mào)易問題展開研究。隨機前沿引力模型將隨機擾動項分為隨機誤差項v和貿(mào)易非效率項u，其中v和u分別包括貿(mào)易過程中的不確定影響因素和無法觀測的人為影響因素（Amstrong，2007）。隨機前沿引力模型可估計出給定貿(mào)易投入的情況下所能達到的最優(yōu)貿(mào)易規(guī)模，即貿(mào)易潛力。

隨機前沿引力模型的基本形式如下：

式（1）與式（2）的比值可得到貿(mào)易效率TE：

將式（1）進行對數(shù)化處理可得到：

其中，xijt分別表示影響貿(mào)易額的因素和貿(mào)易非效率項；β和vijt分別表示參數(shù)向量和隨機擾動項，其中，uijt與vijt相互獨立，包含未納入模型的貿(mào)易阻力因素；Tijt和Ti*jt分別表示i國對j國第t年的實際貿(mào)易額和貿(mào)易潛力，貿(mào)易潛力越大，表明國家間貿(mào)易越密切，則貿(mào)易往來動力越大；TEijt是貿(mào)易效率，表示實際貿(mào)易額與貿(mào)易潛力（最優(yōu)貿(mào)易規(guī)模）比值，可用來評價現(xiàn)有貿(mào)易政策的效果和貿(mào)易發(fā)展?jié)摿?，若uijt=0，表明兩國間無貿(mào)易摩擦，此時TEijt=1，說明貿(mào)易水平達到最優(yōu)水平，則貿(mào)易潛力相對較小。

隨機前沿模型中，時不變模型是指貿(mào)易非效率項不隨時間發(fā)生改變。1992年，Coelli 等提出時變模型，即貿(mào)易非效率項會隨著時間發(fā)生改變，其基本形式如下：

其中，η是待估參數(shù)，t和T為年份和期數(shù)，當(dāng)η＞0時，uij隨時間遞減，貿(mào)易效率逐漸增大；當(dāng)η=0時，時變模型轉(zhuǎn)變?yōu)闀r不變模型。

為了分析貿(mào)易效率影響因素，需構(gòu)建貿(mào)易非效率模型。Battese等（1995）采用“一步法”構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，將u定義為：

其中，Zijt為影響貿(mào)易非效率的因素，α和εijt分別為待估參數(shù)和隨機擾動項。當(dāng)α＜0時，表明解釋變量對貿(mào)易非效率產(chǎn)生負向影響。將式（6）代入式（4）中可得：

式（7）為“一步法”構(gòu)建的貿(mào)易非效率模型，依此模型可得貿(mào)易效率值。

（二）模型設(shè)定與變量選取

1.隨機前沿引力模型

隨機前沿引力模型以傳統(tǒng)引力模型為基礎(chǔ)，在變量選取時要以引力模型的發(fā)展為依據(jù)，傳統(tǒng)引力模型主要包括的解釋變量為GDP與地理距離，分別表示貿(mào)易國的經(jīng)濟規(guī)模與貿(mào)易運輸成本。隨著貿(mào)易引力模型的不斷發(fā)展，學(xué)者將人口數(shù)量納入模型，這主要是由于人口因素影響著需求市場規(guī)模，進而影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模。此外，隨著地理邊界等因素引入模型，模型擁有更多的貿(mào)易影響因素。根據(jù)已有研究可知，在模型設(shè)定時，雖然不同學(xué)者會對模型的解釋變量進行調(diào)整，但核心解釋變量一般不選擇短期內(nèi)具有較大波動的客觀因素。因此，本文選用短期內(nèi)不易改變的客觀變量作為核心解釋變量（Gazi 等，2014；Igbekele 等，2006），如經(jīng)濟規(guī)模、人口總數(shù)、兩國首都間地理距離等。模型設(shè)定的具體形式如下：

式（8）中，i國和j國分別表示中國和進口國，EXPijt表示t時期中國對進口國j的農(nóng)產(chǎn)品出口總額。其中，GDPit和GDPjt衡量中國和進口國的經(jīng)濟發(fā)展水平，出口國的經(jīng)濟水平越高，表明該國的出口供給和生產(chǎn)能力較強；而進口國的經(jīng)濟水平越高，意味著該國的進口需求和購買能力較強。POPit和POPjt表示中國和進口國的人口規(guī)模，一個國家人口規(guī)模越大則市場需求越大，其農(nóng)產(chǎn)品進口規(guī)模隨之?dāng)U大。DISij和Borderij衡量兩國首都間的地理距離和是否接壤情況，主要用于衡量貿(mào)易成本，地理距離越大或不接壤，會使貿(mào)易成本增加，不利于兩國之間貿(mào)易。

2.貿(mào)易非效率模型

關(guān)于貿(mào)易非效率模型的設(shè)定，依據(jù)Amstrong（2007）的研究，將對于貿(mào)易流量產(chǎn)生影響的人為因素納入隨機前沿引力模型的非效率項，作為模型的解釋變量。從理論上看，貿(mào)易便利化和經(jīng)濟制度環(huán)境越好，或關(guān)稅水平越低，貿(mào)易效率會有所提高。此外，貿(mào)易效率也受到班輪運輸指數(shù)、貿(mào)易自由度等因素的影響。依據(jù)以上理論和研究成果，本文采用“一步法”構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，選取關(guān)稅水平、貿(mào)易自由度和貨幣自由度等為解釋變量。構(gòu)建貿(mào)易非效率模型具體形式如下：

式（9）中，uijt表示t時期中國對進口國j的貿(mào)易非效率。其中，TAFjt表示關(guān)稅水平，關(guān)稅水平越高表明貿(mào)易壁壘越大，不利于貿(mào)易開展；TRAjt和MONjt分別為貿(mào)易自由度和貨幣自由度，兩者數(shù)值越大，越有利于開展貿(mào)易活動和提高貿(mào)易效率；班輪運輸連通性指數(shù)（SHPjt）用于衡量兩國的航運網(wǎng)絡(luò)連通能力；而兩國間自由貿(mào)易協(xié)定的簽署（FTAijt），有助于降低貿(mào)易壁壘；進口國加入世界貿(mào)易組織（WTOjt）對于提升貿(mào)易效率具有重要作用。模型指標(biāo)變量體系及描述性統(tǒng)計如表2。

表2 各指標(biāo)變量及描述性統(tǒng)計

（三）數(shù)據(jù)來源及樣本說明

本文選取的研究對象為中國農(nóng)產(chǎn)品出口額排名前十的主要貿(mào)易伙伴國，分別為日本、中國香港、美國、韓國、越南、泰國、馬來西亞、德國、印度尼西亞、俄羅斯。中國對主要貿(mào)易國的農(nóng)產(chǎn)品出口額數(shù)據(jù)來自UN comtrade 數(shù)據(jù)庫；GDP、人口總數(shù)、關(guān)稅和班輪運輸連通性指數(shù)數(shù)據(jù)均來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫；邊界和兩國首都間地理距離數(shù)據(jù)均來自CEPII數(shù)據(jù)庫；貿(mào)易自由度和貨幣自由度均來自全球遺產(chǎn)基金會；兩國是否簽署自由貿(mào)易協(xié)定和是否加入世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)分別來自中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)和WTO數(shù)據(jù)庫。對于個別國家缺少的部分年份數(shù)據(jù)，運用插值法對缺失值進行填補。本文采用計量軟件Frontier 4.1分析2001～2020年中國的主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)。

四、實證分析

（一）模型實用性檢驗

采用LR檢驗法對隨機前沿引力模型的有效性進行以下四種檢驗：貿(mào)易非效率項存在性檢驗；貿(mào)易非效率項時變性檢驗；距離變量引入檢驗；邊界變量引入檢驗。以上四種檢驗均運用Frontier 4.1軟件完成，結(jié)果如表3。

表3 假設(shè)檢驗結(jié)果

根據(jù)似然比檢驗后結(jié)果可知，以上四種檢驗均拒絕了原假設(shè)，表明原假設(shè)不存在貿(mào)易非效率項不成立，在建立隨機前沿引力模型時需要考慮貿(mào)易非效率因素；而拒絕貿(mào)易非效率不變化原假設(shè)，意味著貿(mào)易非效率項隨時間而發(fā)生變化；同樣，拒絕了不引入距離變量和不引入邊界變量原假設(shè)，意味著在建立隨機前沿引力模型時應(yīng)同時考慮距離和邊界因素對貿(mào)易潛力的影響。因此，經(jīng)過LR檢驗后隨機前沿引力模型的最終形式如下：

（二）隨機前沿引力模型結(jié)果分析

在經(jīng)過模型有效性檢驗后，結(jié)合檢驗結(jié)果構(gòu)建包含貿(mào)易非效率項的隨機前沿引力模型，并對中國對主要國家和地區(qū)出口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額進行時變模型和時不變模型的回歸，模型結(jié)果如表4所示。

表4 模型計量結(jié)果

由模型回歸結(jié)果分析可知，多數(shù)變量通過顯著性檢驗，時變、時不變隨機前沿引力模型構(gòu)建的有效性和模型自身的穩(wěn)健型得以驗證。從時變和時不變模型回歸結(jié)果可知，大多數(shù)系數(shù)和統(tǒng)計值均較為一致，進一步驗證了變量選取的有效性。

從模型計量結(jié)果分析可得：

（1）中國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPit）通過1%顯著性檢驗，且系數(shù)為正，表明中國農(nóng)產(chǎn)品的出口額與其GDP 總量有較為顯著的正相關(guān)關(guān)系。加入WTO 二十年來，我國經(jīng)濟快速發(fā)展，農(nóng)業(yè)的發(fā)展基礎(chǔ)與外部環(huán)境逐步優(yōu)化，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值逐年增加。由此表現(xiàn)為我國GDP對中國農(nóng)產(chǎn)品的出口產(chǎn)生積極的促進作用。

（2）主要出口目的地的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPjt）通過1%顯著性檢驗，且系數(shù)為正，說明主要出口目的地的GDP總量對其進口中國農(nóng)產(chǎn)品有較為顯著的正向促進作用。目的地的經(jīng)濟總量越大，對我國農(nóng)產(chǎn)品的需求量也會越大，說明加入WTO對中國穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品進口渠道和保障基本食物安全起重要作用。

（3）中國與主要農(nóng)產(chǎn)品出口目的地人口總數(shù)（POPit和POPjt）均通過1%顯著性檢驗，且系數(shù)為負，說明隨著中國和主要出口目的地人口規(guī)模增加，我國對主要國家農(nóng)產(chǎn)品的出口會有所減少。中國人口規(guī)模擴大，使中國農(nóng)產(chǎn)品需求增大，從而出口供給減少，而主要進口國人口的增長可提升本國農(nóng)產(chǎn)品的自給能力。

（4）地理距離（DISij）系數(shù)為負值，且通過1%顯著性檢驗，但系數(shù)較小，說明我國和主要出口目的地的地理距離與農(nóng)產(chǎn)品出口額有微弱的負相關(guān)關(guān)系。表明農(nóng)產(chǎn)品作為一種附加值和質(zhì)價比較低的貿(mào)易產(chǎn)品，地理距離因素仍然對其出口存在不可忽視的影響。

（5）地理邊界（Borderij）通過1%顯著性檢驗，且系數(shù)為正，表明中國和主要農(nóng)產(chǎn)品出口國國界相鄰對中國農(nóng)產(chǎn)品的出口有較為顯著的正向促進作用。與我國國界接壤的國家間有著較為相近的文化、風(fēng)俗、制度和經(jīng)濟條件，能在較為相似的制度環(huán)境下，共謀農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展，共同推動農(nóng)產(chǎn)品更好走向國際市場。

（三）貿(mào)易非效率模型結(jié)果分析

本文運用貿(mào)易非效率模型對影響貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力的因素進行分析，采用似然比分別進行貿(mào)易非效率項是否存在檢驗和貿(mào)易非效率是否隨時間改變檢驗。由表5可知，兩種假設(shè)均在1%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明模型存在貿(mào)易非效率項且隨時間改變。

表5 貿(mào)易非效率模型假設(shè)檢驗結(jié)果

從模型計量結(jié)果分析可得：

（1）主要出口目的地關(guān)稅水平（TAFjt）系數(shù)為負值，且系數(shù)值較小未通過顯著性檢驗。說明農(nóng)產(chǎn)品進口國關(guān)稅水平可降低中國與進口國間的貿(mào)易非效率，促進農(nóng)產(chǎn)品出口效率的提升。這是由于隨著中國加入WTO，在貿(mào)易協(xié)定約束下各成員國都進行了關(guān)稅減讓，使得作為傳統(tǒng)貿(mào)易壁壘手段的關(guān)稅對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的影響程度日益減弱。

（2）主要出口目的地貿(mào)易自由度（TRAjt）和貨幣自由度（MONjt）系數(shù)均為正值，其中，貨幣自由度通過1%顯著性水平檢驗，而貿(mào)易自由度的系數(shù)值較小且未通過顯著性檢驗。表明貿(mào)易自由度和貨幣自由度的提升會導(dǎo)致貿(mào)易非效率的上升，其中，出口目的地貨幣自由度對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易非效率的影響較為顯著，而貿(mào)易自由度的影響作用不顯著。

（3）主要進口國的班輪運輸連通性指數(shù)（SHPjt）系數(shù)為負值，且通過1%顯著性水平檢驗，表示班輪運輸連通性指數(shù)能夠顯著降低中國與進口國間的貿(mào)易非效率，提升貿(mào)易效率。在中國入世以后，中國與各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來更趨頻繁，貿(mào)易運輸條件也不斷完善，有助于貿(mào)易效率提升和農(nóng)產(chǎn)品出口。

（4）中國和出口目的地自貿(mào)協(xié)定簽訂情況（FTAijt）系數(shù)為負值，且在1%水平上顯著，說明中國與貿(mào)易國自由貿(mào)易協(xié)定的簽訂能夠顯著降低中國與進口國間的貿(mào)易非效率，有助于出口貿(mào)易效率提升。

（5）主要進口國的世界貿(mào)易組織加入情況（WTOjt）系數(shù)為負值，且在1%水平上顯著，表示加入世界貿(mào)易組織對貿(mào)易效率的提升有較為顯著的推動作用，有利于促進農(nóng)產(chǎn)品出口。當(dāng)出口目的地同為WTO成員時，對于農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率提升有重要作用（見表6）。

表6 貿(mào)易非效率模型計量結(jié)果

（四）貿(mào)易潛力分析

本文采用Frontier 4.1軟件測算不同年份中國農(nóng)產(chǎn)品主要進口國的貿(mào)易效率，參照陳繼勇等（2019）研究方法，即貿(mào)易潛力值等于實際貿(mào)易額與貿(mào)易效率之比，貿(mào)易潛力值與實際貿(mào)易額的差值可計算出待拓展貿(mào)易潛力值。從貿(mào)易效率值看（見圖3），2001～2020年，中國對日本、韓國、俄羅斯的貿(mào)易效率整體呈波動下降趨勢，日本的貿(mào)易效率值由0.91 下降至0.41，韓國和俄羅斯的貿(mào)易效率值分別從0.62、0.22降至0.37、0.13；越南、泰國、馬來西亞、印度尼西亞的貿(mào)易效率總體呈波動上升趨勢，其中，馬來西亞的貿(mào)易效率值由0.74上升至0.92，平均效率值位居首位；而中國香港、美國、德國的貿(mào)易效率整體上呈較為穩(wěn)定的態(tài)勢，貿(mào)易效率值始終位于0.70、0.44和0.19以上，其中，中國香港和美國的平均貿(mào)易效率值較大，分別為0.83和0.75，而德國的平均貿(mào)易效率值較小，僅為0.26。

圖3 2001～2020年中國對主要國家（地區(qū)）農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率

從貿(mào)易潛力值看（見表7），2020年，中國對日本的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力最大，潛力值為230.61億美元，其次為韓國、美國、中國香港、俄羅斯和德國，這四個目的地的貿(mào)易潛力值均大于90億美元，同時，日本、俄羅斯、韓國、德國和美國的待拓展貿(mào)易潛力值也比較大，表明中國對這些國家的農(nóng)產(chǎn)品出口具有較大的貿(mào)易增長空間；而越南、泰國、印度尼西亞和馬來西亞的貿(mào)易潛力值和待拓展貿(mào)易潛力值均較小。

表7 貿(mào)易非效率模型計量結(jié)果

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

基于2001～2020年中國和主要農(nóng)產(chǎn)品出口目的地貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型分析中國入世20年間農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素和貿(mào)易潛力。主要研究結(jié)論如下：

一是中國農(nóng)產(chǎn)品出口不同國家的貿(mào)易效率受不同因素的影響存在差異。研究發(fā)現(xiàn)，GDP、地理邊界因素對中國農(nóng)產(chǎn)品出口有較為顯著的正向影響，而人口規(guī)模、兩國間首都距離與農(nóng)產(chǎn)品出口成反比，基礎(chǔ)設(shè)施水平?jīng)Q定貿(mào)易交易成本的高低，對貿(mào)易的發(fā)展具有較為直接的影響；班輪運輸連通性指數(shù)、關(guān)稅、自貿(mào)協(xié)定和世貿(mào)組織加入情況可顯著促進貿(mào)易效率提升，而貿(mào)易自由度和貨幣自由度對貿(mào)易效率提升有阻礙作用。

二是中國農(nóng)產(chǎn)品出口主要國家貿(mào)易效率具有較明顯的區(qū)域異質(zhì)性。整體而言，中國對日本、韓國、俄羅斯等發(fā)達或較發(fā)達經(jīng)濟體之間農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易效率波動下降；與之相反，和越南、泰國、馬來西亞、印度尼西亞等東南亞國家的貿(mào)易效率總體呈上升趨勢；而對中國香港、美國、德國等發(fā)達經(jīng)濟體農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易效率較為穩(wěn)定。其中，對中國香港和美國的農(nóng)產(chǎn)品出口平均貿(mào)易效率最高。

三是中國對發(fā)達國家出口農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易潛力較大，對東南亞國家的貿(mào)易潛力有待挖掘。從中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力值看，中國對日本的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力最大，其次為韓國、美國、中國香港、俄羅斯和德國，且中國對日本、俄羅斯、韓國等農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易具有較大的增長空間，而中國對越南、泰國、印度尼西亞和馬來西亞四國的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力有待進一步挖掘。

（二）政策建議

根據(jù)以上結(jié)論，為進一步促進中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展提出以下三點建議：

第一，順應(yīng)并推動貿(mào)易便利化發(fā)展，利用好WTO 新一輪談判的契機，加強與各國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作。在WTO 框架下，我國進一步降低和主要農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國家之間的貿(mào)易壁壘，通過平等互利的談判積極推動其他國家建立自貿(mào)區(qū)，進一步降低中國農(nóng)產(chǎn)品出口關(guān)稅水平，最大程度推動中國農(nóng)產(chǎn)品更好走出去，深入?yún)⑴c全球農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易分工。

第二，不斷降低我國與其他國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的交易費用，大力推進農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，與各國共同打造高效暢通便捷的農(nóng)產(chǎn)品立體交通貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)。通過各國GDP的持續(xù)增長打牢農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)發(fā)展的堅實基礎(chǔ)，借助亞投行和絲路基金等國際融資平臺，與各國一道積極完善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施，努力實現(xiàn)不同國家間交通網(wǎng)絡(luò)的順暢、通達，提升農(nóng)產(chǎn)品出口效率水平。

第三，進一步挖掘?qū)Πl(fā)達國家農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易潛力，積極推進與東南亞國家的貿(mào)易合作，努力提升與各國間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率。中國應(yīng)提升與日本、韓國和美國等發(fā)達國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作水平。通過互利共贏努力維持好與越南、泰國、印尼等東南亞國家現(xiàn)有的貿(mào)易水平，鞏固好中國與東南亞國家間的傳統(tǒng)貿(mào)易伙伴關(guān)系，并在此基礎(chǔ)之上采取更有力的措施進一步挖掘潛力，打造更高水平、更高質(zhì)量的國際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易伙伴關(guān)系。