李村璞 柏琳 趙娜

摘 要：運用時變隨機前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型，以1998-2016年中國及東南亞九個國家面板數(shù)據(jù)為樣本，測度中國對東南亞國家出口貿(mào)易潛力，并分析其主要影響因素。結(jié)果表明：1998-2016年中國對東南亞國家出口貿(mào)易潛力呈現(xiàn)先上升后下降趨勢，依然有較大提升空間，中國對東南亞國家出口貿(mào)易潛力差異較大。航空運輸貨運量、貨幣自由度、財務(wù)自由度、商業(yè)自由度及世界貿(mào)易組織成員國均對出口貿(mào)易非效率具有顯著的影響。

關(guān)鍵詞： 東南亞國家；貿(mào)易潛力；隨機前沿引力模型

中圖分類號：F125文獻標識碼： A文章編號：1003-7217（2018）05-0122-06

一、引 言

“一帶一路”是構(gòu)建人類命運共同體的具體體現(xiàn)，是中央根據(jù)國際國內(nèi)形勢變化，借用海上絲綢之路與陸上絲綢之路這兩個歷史符號，以經(jīng)貿(mào)合作為主要形式，提出的新時期我國應(yīng)對全球形勢深刻變化、也是基于共同新安全觀的周邊外交戰(zhàn)略①。2015年3月28日，由國家發(fā)改委、外交部、商務(wù)部聯(lián)合發(fā)布的《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》指出了“一帶一路”的范圍，不論是陸上還是海上絲綢之路，都離不開與東南亞國家的聯(lián)系②。黨的十九大提出，我國經(jīng)濟正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和轉(zhuǎn)換增長動力的關(guān)鍵期，加之2018年中美貿(mào)易摩擦加劇，在此大背景下，中國要加快調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，擴大開放力度，拓展“一帶一路”沿線國家出口市場，堅持走出去和引進來并重。東南亞國家已成為我國“一帶一路”戰(zhàn)略中最重要的貿(mào)易伙伴。2016年，我國與東南亞國家貿(mào)易額為4524.5億美元，占中國與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易總額的47.8%；但是中國與東南亞的貿(mào)易往來分布是不均衡的，其中印度尼西亞、泰國、馬來西亞、新加坡、越南與中國貿(mào)易往來比重最大，占到東南亞與中國貿(mào)易往來的80%以上；柬埔寨、老撾、緬甸、東帝汶與中國貿(mào)易往來比重小，只占不到5%。那么在“一帶一路”政策背景以及中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的趨勢下，中國與東南亞國家貿(mào)易潛力如何？是什么因素影響了貿(mào)易潛力？這正是本文研究的兩大主要問題。

二、文獻綜述

貿(mào)易引力模型是測算貿(mào)易潛力最常用的方法，早期國外學者Tinbergen（1962）和Pyhnen（1963）將引力模型應(yīng)用到國與國之間貿(mào)易流動的測算上[1，2]；隨后一些學者在該模型基礎(chǔ)上增加引力模型解釋變量研究國際貿(mào)易問題。Rahman（2004）以孟加拉及其主要貿(mào)易伙伴國的面板數(shù)據(jù)為研究對象，運用引力模型研究了雙邊貿(mào)易潛力，結(jié)果顯示：孟加拉國的雙邊貿(mào)易與經(jīng)濟規(guī)模和其貿(mào)易伙伴國的人均GNP正相關(guān)。孟加拉國的出口主要影響因素是匯率、伙伴國的總進口量和孟加拉國的經(jīng)濟開放度[3]；Mishra等（2015）以印度和其他金磚國家1990-2010年數(shù)據(jù)為例，采用引力模型研究發(fā)現(xiàn)各貿(mào)易量與GNP和人均GNP正相關(guān)，交通成本與貿(mào)易量負相關(guān)，而匯率、通貨膨脹和進口與GDP比例與貿(mào)易量相關(guān)性不大[4]；Ravishankar和Stack（2014）以1994-2007年17個西歐國家和10個新成員國的雙邊出口的面板數(shù)據(jù)為例，分析了歐洲地區(qū)貿(mào)易潛力，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易效率達到67%，貿(mào)易阻力較小[5]。

中國學者利用引力模型對經(jīng)濟和貿(mào)易也進行了大量的研究：莊麗娟（2007）運用擴展的引力模型測算出廣東省出口東盟農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易潛力，并分析和檢驗雙方農(nóng)產(chǎn)品出口的影響因素[6]；楊捷和單文婷（2007）運用引力模型分析了中國與歐盟、東盟之間貿(mào)易的影響因素，并測算出中國與東盟更具有貿(mào)易潛力，與歐盟更具有貿(mào)易的互補性[7]；唐宜紅和林發(fā)勤（2009）研究了距離與中國雙邊直接投資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)距離與中國雙邊直接投資負相關(guān)，隨著時間的推移，負相關(guān)會逐漸變?nèi)鮗8]；宋晶恩（2011）運用擴展的引力模型研究了FTA合作協(xié)議的簽訂對中韓之間的貿(mào)易具有促進作用[9]；龔新蜀等（2016）利用隨機前沿引力模型，測算出“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易潛力和貿(mào)易非效率[10]；耿曄強（2016）運用擴展的引力模型，從初級產(chǎn)品、總產(chǎn)品和工業(yè)制成品這三個方面研究中國與新興市場國家貿(mào)易影響因素和貿(mào)易潛力[11]；原瑞玲（2014）根據(jù)引力模型所構(gòu)建的FTA貿(mào)易效應(yīng)事后評價方法，對中國-東盟自貿(mào)區(qū)的建立對我國農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易影響進行分析[12]；高志剛（2015）利用擴展的引力模型測算中國與中亞五國的貿(mào)易潛力[13]；舒燕（2013）運用擴展的引力模型，研究了2000-2008年中國和19個OECD國家雙邊服務(wù)貿(mào)易和直接投資[14]；文淑惠和張昕（2017）運用隨機前沿引力模型研究發(fā)現(xiàn)中國對中南半島國家的出口效率逐漸下降[15]；張劍光和張鵬（2017）綜合考慮貿(mào)易吸引力、貿(mào)易推力和貿(mào)易阻力的APR模型分析框架下，說明貿(mào)易吸引力決定經(jīng)濟體間的理論貿(mào)易量，貿(mào)易推力和阻力決定經(jīng)濟體間的實際貿(mào)易量[16]；熊彬和王夢嬌（2018）運用2005—2015年中國對沿線48個國家直接投資的數(shù)據(jù)構(gòu)建空間面板模型，實證檢驗中國在絲綢之路經(jīng)濟帶沿線國家對外直接投資的第三國效應(yīng)及其影響因素[17]。本文擬采取隨機前沿引力模型探析中國與東南亞國家出口貿(mào)易潛力，在此基礎(chǔ)上引入貿(mào)易非效率模型進一步分析出口貿(mào)易非效率的影響因素，這對于實現(xiàn)出口貿(mào)易增效，加快“一帶一路”建設(shè)和經(jīng)濟升級意義重大。

三、中國與東南亞國家貿(mào)易關(guān)系

（一）我國與東南亞國家貿(mào)易現(xiàn)狀

近幾年，中國與東南亞各國的進出口總額呈下降趨勢。2014年中國與東南亞各國的進出口總額為4802.6億美元，而2015-2016年，中國與東南亞各國的進出口總額分別為4719.9億美元和4524.5億美元，比上年分別減少了1.72%和4.14%。

與此同時，中國與東南亞各國貿(mào)易市場分布③不平衡。圖1顯示，1998-2016年中國與東南亞國家的貿(mào)易主要集中在印度尼西亞、馬來西亞、泰國和新加坡。占到中國與東南亞十一國貿(mào)易的77%。而與文萊、老撾、柬埔寨、緬甸和東帝汶貿(mào)易往來較少，其貿(mào)易往來所占比重僅為1.18%。由此可見，印度尼西亞、馬來西亞、泰國和新加坡是中國在東南亞地區(qū)的主要貿(mào)易伙伴。

（二）我國與東南亞國家貿(mào)易密集度指數(shù)

貿(mào)易密集度指數(shù)（TII）最早由Brown（1947）提出，后經(jīng)小島清等做了改進，是反映雙邊貿(mào)易緊密程度的重要指標，表示為：

其中，TIIij為i國和j國的貿(mào)易密集指數(shù)，Xij表示i國向j國的出口，Xi為i國的總出口量，Mj為j國的總進口，Mi為i國的總進口，Mw為全球的總進口。若TIIij>1，表明兩國的貿(mào)易密集度高，若TIIij<1，表明兩國的貿(mào)易密集度低。根據(jù)式（1）測算得到2009-2016年中國與東南亞十一國的貿(mào)易密集度指數(shù)（見表1）。從表1可以看出，中國與東南亞各國的貿(mào)易往來較為密集，并且大多數(shù)國家的貿(mào)易隨著時間的推移越來越密切。除了文萊個別年份和東帝汶之外，中國與東南亞國家都保持了較高的貿(mào)易往來。其中貿(mào)易往來最為密集的國家有越南、菲律賓、柬埔寨、老撾和緬甸，貿(mào)易密集度指數(shù)在2016年分別達到了3.36、5.18、3.83、3.11和7.13。其他國家相較于這些國家貿(mào)易密集度較低，但指數(shù)結(jié)果都大于1。總體來看，中國與東南亞國家的貿(mào)易關(guān)系依然很緊密，與越南、菲律賓、柬埔寨、老撾和緬甸的貿(mào)易密集度長期保持在較高水平，與印度尼西亞、馬來西亞、新加坡、泰國、菲律賓緬甸的貿(mào)易緊密程度呈上升趨勢。（三）我國與東南亞國家貿(mào)易互補性指數(shù)

貿(mào)易互補性（TCI）指數(shù)是用來分析一國或地區(qū)與伙伴國或地區(qū)產(chǎn)品之間的貿(mào)易是互補的還是替代的。單個產(chǎn)品的貿(mào)易互補性指數(shù)計算公式如下：

其中RCAaxi和RCAamj分別代表用出口來衡量i國在商品a的顯性比較優(yōu)勢及用進口來衡量j國在商品a的顯性比較劣勢。此時：

其中xai和xaw分別代表國家i與世界w商品a出口額，xi和xw分別代表國家i與世界w商品a出口總額，Maj、Mj分別為國家j和世界w商品a進口額和進口總額。

TCIaij指數(shù)越大，代表出口國和進口國之間的貿(mào)易互補性越強，a類產(chǎn)品貿(mào)易合作潛力就越大。進一步，兩國多行業(yè)間的貿(mào)易互補性指數(shù)可以表示為：

若TCIij>1，表明i國與j國的綜合貿(mào)易互補性較強，反之則較弱。根據(jù)式（5）測算得出中國與東南亞國家的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)（見表2）。從表2可以看出：中國與東南亞大多數(shù)國家的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)都大于1，其中包括印尼、馬來西亞、新加坡、泰國、菲律賓、文萊和老撾，從時間動態(tài)的發(fā)展來看，馬來西亞、新加坡和文萊的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)不斷呈上升趨勢。越南和柬埔寨一直以來的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)都小于1，但接近1。而緬甸在2010-2014年間的綜合貿(mào)易互補性指數(shù)都大于1，2015年和2016年開始下降到0.96和0.95。但總體來看，中國與東南亞國家有著較強的貿(mào)易互補性，這有利于雙邊貿(mào)易的開展。

四、模型設(shè)定

（一）隨機前沿引力模型設(shè)定

隨機前沿分析方法（SFA）最早由Meeusen和Broeck（1997）[18]以及Aigner等（1997）[19]提出，用以分析生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)效率。該模型的一般形式表示為：

其中tradeijt表示t年中國向東南亞j國的出口貿(mào)易額。pgdpit、pgdpjt分別表示中國和東南亞j國的人均GDP。popit、popjt分別表示中國和東南亞j國的人口總量。disit表示中國和東南亞j國的地理距離。Xit為其他因素，包括邊界borderit和語言lanit。如果中國與進口國接壤，則borderit=1，反之則borderit=0，如果中國與進口國擁有共同語言，則lanit=1，反之則lanit=0。vijt為隨機項，表示隨機誤差。uijt為貿(mào)易非效率項，表示導(dǎo)致貿(mào)易非效率的不可觀察因素。

（二）貿(mào)易非效率模型設(shè)定

參考譚秀杰和周茂榮（2015）[22]及刁莉等（2017）[23]，遴選三大類影響貿(mào)易非效率的因素：基礎(chǔ)設(shè)施（航空運輸貨運量）、經(jīng)濟制度（包括貨幣自由度、貿(mào)易自由度、財務(wù)自由度、商業(yè)自由度）和區(qū)域組織方面（世界貿(mào)易組織）。采用一步法構(gòu)建貿(mào)易非效率模型。具體形式如下：

式（9）和（10）主要變量的含義及數(shù)據(jù)來源見表3。

（三）樣本及數(shù)據(jù)說明

為了剔除通貨膨脹，人均GDP及GDP均以2010年為基期進行平減。為了保證研究的全面性和準確性，本文選擇盡可能多的國家和較長時間跨度，但是由于文萊和東帝汶數(shù)據(jù)的缺失，最終選取東南亞九個國家1998—2016年數(shù)據(jù)作為研究對象，探討中國與東南亞國家的出口貿(mào)易潛力及其影響因素。

五、回歸結(jié)果及分析

（一）時變隨機前沿引力模型

1.模型適用性檢驗。

隨機前沿引力模型分為時變和非時變模型，為了選擇正確的函數(shù)形式，對模型的適用性進行似然比（LR）檢驗，LR統(tǒng)計量計算如下：LR=-2[L（H0）-L（H1）]，L（H0）、L（H1）分別表示零假設(shè)和備選假設(shè)下的對數(shù)似然值，LR～χ2（J），J代表約束數(shù)量。如果零假設(shè)被拒絕，則接受備選假設(shè)。假設(shè)順序分別是：假設(shè)1：η=0，即貿(mào)易效率不隨時間變化；假設(shè)2：lan=0，即式（1）中不引入語言變量；假設(shè)3：border=0，即式（1）中不引入邊界變量。

使用Frontier4.1軟件進行分析，表4列出了檢驗的結(jié)果。從表4可以看出：假設(shè)1在1%的顯著性水平下被拒絕，而假設(shè)2和假設(shè)3在1%的顯著性水平被接受，這表明：貿(mào)易非效率隨時間而變化；不應(yīng)引入語言變量；不應(yīng)引入邊界變量。

2.模型估計結(jié)果分析。

在確定模型形式后，為了體現(xiàn)估計結(jié)果的穩(wěn)定性，對1998—2016年中國對東南亞國家出口貿(mào)易額進行估計，分別得出時變和時不變模型的回歸結(jié)果（見表5）。中國時變模型顯示η通過了1%的顯著性水平檢驗，表明時變模型比時不變模型更加適用。同時η系數(shù)為負，意味著中國對東南亞國家的出口貿(mào)易阻力逐年上升。此外，人均GDP（PGDP）系數(shù)估計值均在1%顯著性水平下為正，這表明中國和東南亞國家的經(jīng)濟總量越大，越能促進我國對東南亞國家的出口貿(mào)易額。這主要是因為中國相對于東南亞國家的技術(shù)創(chuàng)新能力較強，與中國進行貿(mào)易往來可以節(jié)約貿(mào)易成本，促進本國經(jīng)濟發(fā)展。比較而言，出口國經(jīng)濟發(fā)展水平對出口的影響要大于進口國，這意味著出口國經(jīng)濟發(fā)展水平越高，越能促進我國出口。首都間距離（DIS）的系數(shù)在5%的顯著性水平下為負，這意味地理距離越遠，則交易成本越高，出口越少，不利于出口貿(mào)易的開展。出口國人口總量（POP）系數(shù)在1%的水平下顯著為正，這表明中國市場容量越大越有助于擴大出口貿(mào)易。而進口國人口總量（POP）的系數(shù)不顯著，這表明人口規(guī)模的增加并不能促進我國對其的出口。再者在時變模型下，γ值為82%，這表明實際出口貿(mào)易水平與貿(mào)易潛力間差距的82%是由貿(mào)易非效率造成的。因此應(yīng)進一步研究貿(mào)易非效率影響因素。

（二）貿(mào)易非效率模型

1.模型檢驗。

在實證分析之前，對模型形式設(shè)定的準確性進行似然比檢驗。首先對模型設(shè)定進行假設(shè)檢驗： 假設(shè)1：γ=α1=α2=α3=α4=α5=α6=0。即不存在式（3），此時實際貿(mào)易水平與貿(mào)易潛力的偏差主要來自白噪聲，直接運用OLS方法估計。假設(shè)2：模型設(shè)定有誤，即α1=α2=α3=α4=α5=α6=0。檢驗結(jié)果見表6?？梢钥闯觯嘿Q(mào)易非效率是存在的，有必要進行無效率分析，模型設(shè)定正確。

2. 模型估計結(jié)果分析。

采用一步法對貿(mào)易非效率模型進行估計，結(jié)果見表7，由表7可以看出，隨機前沿模型的γ值達到0.9999并且顯著，說明貿(mào)易非效率普遍存在。進口國的航空貨物運輸量（air）與貿(mào)易非效率負相關(guān)，說明良好的基礎(chǔ)設(shè)施可以降低貿(mào)易成本，對出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響。進口國貿(mào)易自由度（trad）對出口貿(mào)易影響不顯著。進口國的金融自由度（fina）、貨幣自由度（mon）和商業(yè)自由度（busi）均在1%的顯著性水平下與貿(mào)易非效率負相關(guān)，即與出口正相關(guān)。這表明金融開放、較輕的價格管制和自由的商業(yè)環(huán)境均為中國與東南亞國家的經(jīng)貿(mào)合作提供了巨大的金融支付需求、寬松的政策環(huán)境及自由的市場氛圍，由此縮減了貿(mào)易效率損失。世界貿(mào)易組織（wto）與貿(mào)易非效率在1%的顯著性水平下負相關(guān)，表明世貿(mào)組織能極大地消除雙邊貿(mào)易的貿(mào)易壁壘，促進實際出口貿(mào)易額的增加。

（三）貿(mào)易效率分析

基于上述模型參數(shù)估計結(jié)果，利用式（8）可以計算出1998-2016年中國與東南亞九個主要國家的出口貿(mào)易效率，其具有以下特征：

第一，從時間趨勢看，中國對東南亞九個國家的出口貿(mào)易效率呈現(xiàn)先上升再下降的趨勢（圖2）。出口貿(mào)易效率平均值在2004年上升到39%，隨后呈下降趨勢，2016年下降到21%。造成這一結(jié)果的主要原因可能是金融危機的爆發(fā)對實體經(jīng)濟的影響及各國貿(mào)易保護主義的興起。

第二，中國對東南亞各個國家的出口貿(mào)易效率差距較大，表現(xiàn)出兩級分化的態(tài)勢。一方面，中國與馬來西亞、泰國、新加坡的出口貿(mào)易效率較高，這可能是因為這些國家基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)比較完善，與中國的文化差異較少；另一方面，中國與柬埔寨、老撾和緬甸的出口貿(mào)易效率較低，這可能是因為柬埔寨和老撾經(jīng)濟發(fā)展水平落后、地理距離比較遠、緬甸政局不穩(wěn)定有關(guān)。

六、結(jié)論與建議

本文選取1998-2016年中國與東南亞國家數(shù)據(jù)，首先測算了貿(mào)易競爭性和互補性，然后構(gòu)建時變隨機前沿引力模型測算了中國與東南亞國家之間的出口貿(mào)易潛力及其影響因素，得出以下結(jié)論：首先，中國與東南亞九個主要國家的出口貿(mào)易效率呈現(xiàn)先下降后上升趨勢；其次，中國與東南亞國家出口貿(mào)易效率排名前三位的國家為馬來西亞、泰國、新加坡，排名后三位的國家為柬埔寨、老撾和緬甸。再次，進口國的航空貨物運輸量、金融自由度、貨幣自由度和商業(yè)自由度均和中國對東南亞國家的出口貿(mào)易效率正相關(guān)。基于上述結(jié)論，要提升中國對東南亞國家出口貿(mào)易效率，應(yīng)從以下幾個方面做出努力：

其一，完善中國與東南亞國家運輸通道和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。為了推進貿(mào)易便利化，降低距離成本，應(yīng)建成中國—東南亞統(tǒng)一交通物流網(wǎng)絡(luò)。其二，充分發(fā)揮中國—東盟自貿(mào)區(qū)的合作機制，減少關(guān)稅壁壘，為地區(qū)間貿(mào)易提供較為便利的條件。其三，積極促進中國—東南亞國際合作，加強政府間溝通交流，并積極推廣雙邊貿(mào)易的人民幣結(jié)算。

注釋：

① 新華網(wǎng) “習式外交”新理念打造中國周邊命運共同體，http：//www.xinhuanet.com/politics/2015-08/06/c_128099495.htm

② 中華人民共和國商務(wù)部綜合司http：//zhs.mofcom.gov.cn/article/xxfb/201503/20150300926644.shtml.

③ 采用中國與各國進出口總額占中國與東南亞所有國家進出口總額的比重表示。

參考文獻：

[1] Tinbergen J. Shaping the world economy：suggestions for an international economic policy [M].The Twentieth Century Fund，1962.

[2] Pyhnen P. A tentative model for the volume of trade between countries[J]. Weltwirtschaftliches Archiv， 1963，90：93-100.

[3] Rahman M M. The determinants of Bangladeshs trade： evidences from the generalized gravity model[C].Proceedings of the 33rd Australian Conference of Economists （ACE 2004）. Economic Society of Australia， 2004： 1-54.

[4] Mishra A K， Gadhia J N， Kubendran N， et al. Trade flows between india and other BRICS countries：an empirical analysis using bravity model[J]. Global Business Review， 2015， 16（1）： 107-122.

[5] Ravishankar G， Stack M M. The gravity model and trade efficiency： A stochastic frontier analysis of Eastern European countries' potential trade[J]. The World Economy， 2014， 37（5）： 690-704.

[6] 莊麗娟，姜元武，劉娜.廣東省與東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量與貿(mào)易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿(mào)易問題，2007（6）：81-86.

[7] 楊捷，單文婷.中國與歐盟和東盟的貿(mào)易特點及影響因素比較——基于引力模型的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2007（11）：21-24.

[8] 唐宜紅，林發(fā)勤.距離對中國雙邊直接投資的影響及其動態(tài)變化[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009（4）：70-79.

[9] 宋晶恩.基于貿(mào)易引力模型的中韓自由貿(mào)易協(xié)定研究[J].當代經(jīng)濟研究，2011（5）：81-85.

[10]龔新蜀，喬姍姍，胡志高.絲綢之路經(jīng)濟帶：貿(mào)易競爭性、互補性和貿(mào)易潛力——基于隨機前沿引力模型[J].經(jīng)濟問題探索，2016（10）：145-154.

[11]耿曄強.中國與新興市場國家雙邊貿(mào)易的影響因素與潛力研究——基于商品分類視角，2016（2）：100-108.

[12]原瑞玲，田志宏.中國-東盟自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效應(yīng)的實證研究[J].國際貿(mào)易探索，2014（4）：65-74.

[13]高志剛.“一帶”背景下中國與中亞五國貿(mào)易潛力測算及前景展望[J].山東大學學報：哲學社會科學版，2015（5）：24-34.

[14]舒燕，林龍新.外商直接投資對中國雙邊服務(wù)貿(mào)易流量的影響研究——基于服務(wù)貿(mào)易引力模型的實證分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2013（4）：71-75.

[15]文淑惠，張昕.中南半島貿(mào)易潛力及其影響因素——基于隨機前沿模型的實證分析[J].國際貿(mào)易問題，2017（10）：97-108.

[16]張劍光，張鵬.中國與“一帶一路”國家的貿(mào)易效率與影響因素研究[J].國際經(jīng)貿(mào)探索，2017（8）：4-23.

[17]熊彬，王夢嬌.基于空間視角的中國對“一帶一路”沿線國家直接投資的影響因素研究[J].國際貿(mào)易問題，2018（2）：102-112.

[18]Meeusen W， van Den Broeck J. Efficiency estimation from Cobb-douglas production functions with composed error[J]. International Economic Review， 1977，18（2）： 435-444.

[19]Aigner D， Lovell C A K， Schmidt P. Formulation and estimation of stochastic frontier production function models[J]. Journal of Econometrics， 1977， 6（1）： 21-37.

[20]Battese G E， Coelli T J. A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data[J]. Empirical Economics， 1995， 20（2）： 325-332.

[21]Armstrong S. Measuring trade and trade potential： a survey[R]. East Asian Bureau of Economic Research， 2007.

[22]刁莉，羅培，胡娟.絲綢之路經(jīng)濟帶貿(mào)易潛力及影響因素研究[J].統(tǒng)計研究，2017，34（11）：56-68.

[23]譚秀杰，周茂榮.21世紀“海上絲綢之路”貿(mào)易潛力及其影響因素——基于隨機前沿引力模型的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2015（2）：3-12.

（責任編輯：王鐵軍）