莊 博 洪晨翔

(浙江工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310023)

貿(mào)易便利化是當(dāng)今各國(guó)促進(jìn)貿(mào)易往來(lái)的關(guān)鍵，全面實(shí)施貿(mào)易便利化協(xié)定可使貿(mào)易成本平均降低14.3%(World Trade Report, 2015)。同時(shí)，黨的十八大明確提出“主動(dòng)擴(kuò)大進(jìn)口”以實(shí)現(xiàn)貿(mào)易均衡發(fā)展，同時(shí)有助于滿(mǎn)足高端消費(fèi)需求、倒逼產(chǎn)業(yè)升級(jí)和人民幣國(guó)際化(潘家棟，2019)。另一方面，中國(guó)與東盟國(guó)家進(jìn)口額從2002年簽署框架協(xié)議籌建自貿(mào)區(qū)開(kāi)始的312億美元猛增至2018年的2686億美元，年增長(zhǎng)率高達(dá)14.4%，同期占中國(guó)總進(jìn)口額由10.57%增至12.58%。隨著2013年“一帶一路”倡議的提出和2019年中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)升級(jí)《協(xié)定書(shū)》對(duì)所有協(xié)定成員的全面生效，中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)(CAFTA)的合作模式進(jìn)入了一個(gè)嶄新階段。因此，研究貿(mào)易便利化水平是否促進(jìn)中國(guó)-東盟進(jìn)口及測(cè)算兩地區(qū)進(jìn)口潛力具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

本文的框架：第一部分為貿(mào)易便利化綜合指標(biāo)體系構(gòu)建及測(cè)算；第二部分為隨機(jī)前沿引力模型的設(shè)定；第三部分為實(shí)證結(jié)果及貿(mào)易潛力測(cè)算；第四部分為結(jié)論與建議。

1 貿(mào)易便利化綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系構(gòu)建及其測(cè)算

1.1 貿(mào)易便利化綜合指標(biāo)體系構(gòu)建

本文沿用Wilson、Mann和Otsuki(2003)貿(mào)易便利化綜合指標(biāo)構(gòu)建的基本思想，在原四個(gè)方面的基礎(chǔ)之上做出適當(dāng)修改，以適應(yīng)當(dāng)前國(guó)際貿(mào)易環(huán)境變化與國(guó)內(nèi)環(huán)境發(fā)展的普遍狀況。出于指標(biāo)體系的簡(jiǎn)潔性考慮，本文并未將指標(biāo)體系拓展到三級(jí)，總共設(shè)定四個(gè)一級(jí)指標(biāo)：邊境口岸效率(P)、邊境海關(guān)管理(C)、國(guó)內(nèi)制度環(huán)境(S)、國(guó)內(nèi)金融及信息技術(shù)環(huán)境(F)。同時(shí)為進(jìn)一步深入考察國(guó)內(nèi)綜合大環(huán)境，本文還引入了政策透明度、產(chǎn)權(quán)保護(hù)、風(fēng)險(xiǎn)資本可得性、銀行健全度等指標(biāo)，旨在構(gòu)建高質(zhì)量貿(mào)易便利化體系(見(jiàn)表1)。

表1 貿(mào)易便利化綜合指標(biāo)評(píng)測(cè)體系構(gòu)成

對(duì)于樣本的選取，參照魯曉東和趙奇?zhèn)?2010)、謝娟娟和岳靜(2011)的研究，充分考慮樣本的覆蓋程度以接近真實(shí)的狀況，最終選取2010—2018年中國(guó)與包含東盟國(guó)家在內(nèi)的共37個(gè)貿(mào)易伙伴的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，這些國(guó)家或地區(qū)與中國(guó)的雙邊貿(mào)易接近中國(guó)總貿(mào)易額約85%，因此極具代表性。而文萊、緬甸和老撾三個(gè)東盟國(guó)家存在數(shù)據(jù)缺失的問(wèn)題，本文在后面未進(jìn)行分析。

1.2 貿(mào)易便利化水平的測(cè)算與評(píng)價(jià)

本文采用主成分分析法對(duì)中國(guó)與37個(gè)貿(mào)易伙伴的指標(biāo)進(jìn)行權(quán)重賦值，以減少賦權(quán)方面的主觀(guān)隨意性。借助SPSS 26.0軟件，首先對(duì)經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理的各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行KMO和巴特利特檢驗(yàn)，結(jié)果顯示KMO取樣適切性量數(shù)達(dá)到0.816，表明各指標(biāo)間具有較強(qiáng)相關(guān)性，數(shù)據(jù)適用于主成分分析法進(jìn)行處理。經(jīng)SPSS軟件分析，最終提取3個(gè)特征值大于1的主成分，包含原始20個(gè)指標(biāo)共83.44%的信息，且使得各主成分兩兩互不相關(guān)(見(jiàn)表2)。在綜合評(píng)測(cè)模型各指標(biāo)系數(shù)的計(jì)算中，將各主成分的每個(gè)指標(biāo)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)分別乘上該主成分的貢獻(xiàn)率，相加后再除以三個(gè)主成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率，最終得到貿(mào)易便利化綜合評(píng)測(cè)體系表達(dá)式，各一級(jí)指標(biāo)的權(quán)重(分別為0.161、0.226、0.305、0.306)可由下屬二級(jí)指標(biāo)系數(shù)相加而得。貿(mào)易便利化綜合測(cè)評(píng)模型如下：

表2 主成分各個(gè)指標(biāo)系數(shù)構(gòu)成

TFI=0.043P1-0.011P2+0.053P3+0.040P4+0.036P5+0.073C1+0.051C2+0.056C3+0.047C4+0.065S1+0.060S2+0.056S3+0.053S4+0.018S5+0.052S6+0.080F1+0.068F2+0.093F3+0.046F4+0.019F5

考慮到文章篇幅，文中僅列出了部分便利化水平較高的國(guó)家或地區(qū)的貿(mào)易便利化綜合得分情況及排名，從表3可以發(fā)現(xiàn)：(1)CAFTA成員國(guó)的貿(mào)易便利化水平偏低，地區(qū)差異化顯著，增長(zhǎng)乏力。新加坡處于世界領(lǐng)先地位(多年位列第1)；馬來(lái)西亞的便利化水平也在0.7以上，排名由2010年的第18位升至第12位；其余6個(gè)國(guó)家的便利化水平均處在中下游且增長(zhǎng)動(dòng)力不足；中國(guó)的便利化水平同期由0.632微增至0.657，2018年位列第21位。(2)發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)的貿(mào)易便利化水平處于前列，美國(guó)、日本表現(xiàn)搶眼。中國(guó)香港、歐洲的瑞士、荷蘭、德國(guó)、英國(guó)的便利化水平排名穩(wěn)居前十，而美國(guó)與日本貿(mào)易便利化水平顯著提升，分別由0.717、0.708增至0.820、0.787，排名由第16、17位升至第2、7位。

表3 2010—2018年中國(guó)與東盟國(guó)家及部分其他國(guó)家地區(qū)的貿(mào)易便利化水平和排名

2 隨機(jī)前沿引力模型設(shè)定

2.1 隨機(jī)前沿分析理論

隨機(jī)前沿方法最早由Meeusen和Broeck(1977)提出，首次將傳統(tǒng)模型中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)區(qū)分為相互獨(dú)立的隨機(jī)誤差項(xiàng)和非效率項(xiàng)兩部分。此后，學(xué)者們更進(jìn)一步將隨機(jī)前沿分析方法引入貿(mào)易引力模型，構(gòu)建出隨機(jī)前沿引力模型，以解決傳統(tǒng)引力模型無(wú)法解決的被忽視的貿(mào)易阻力因素困擾。由于同時(shí)兼具隨機(jī)前沿方法的優(yōu)點(diǎn)，模型可以計(jì)算出當(dāng)前貿(mào)易的效率水平和貿(mào)易的潛力水平。在隨機(jī)前沿貿(mào)易引力模型中，隨機(jī)誤差項(xiàng)v表示貿(mào)易過(guò)程中出現(xiàn)的外界隨機(jī)沖擊，因而被假定服從均值為零的正態(tài)分布，而非負(fù)的貿(mào)易非效率項(xiàng)u表示所有無(wú)法觀(guān)測(cè)的非效率因素帶來(lái)的影響。面板數(shù)據(jù)中的隨機(jī)前沿模型一般可表示為

(1)

Yijt=f(Xijt，β)exp(vijt)exp(-uijt),uijt≥0

(2)

(3)

TEijt為t時(shí)期i、j兩國(guó)間貿(mào)易的效率，可分別考察其出口與進(jìn)口兩方面的效率。引起貿(mào)易量無(wú)法達(dá)到貿(mào)易潛在水平的因素被定義為非效率項(xiàng)，若uijt總是表現(xiàn)為大于0，則TEijt即兩國(guó)間的貿(mào)易效率總是小于1，當(dāng)貿(mào)易非效率項(xiàng)不存在時(shí)兩國(guó)間貿(mào)易的摩擦阻力變?yōu)?，可以達(dá)到貿(mào)易的潛在水平。對(duì)式(2)兩端取自然對(duì)數(shù)，可得：

lnYijt=lnf(Xijt，β)+vijt-uijt,uijt≥0

(4)

式(4)即本文主要使用的隨機(jī)前沿模型的基本形式。非負(fù)的貿(mào)易非效率項(xiàng)uijt一般被假定存在多種分布形式，包括半正態(tài)分布、截?cái)嗾龖B(tài)分布、指數(shù)分布以及伽馬分布，在本文中假定其服從大多數(shù)學(xué)者采用的截?cái)嗾龖B(tài)分布形式。在早期隨機(jī)前沿分析中常假定貿(mào)易非效率項(xiàng)不隨時(shí)間發(fā)生變化，稱(chēng)該種假定下的模型為時(shí)不變隨機(jī)前沿模型，然而，當(dāng)模型中采用數(shù)據(jù)的時(shí)間維度較長(zhǎng)時(shí)，應(yīng)當(dāng)將非效率項(xiàng)的時(shí)間變化趨勢(shì)考慮在內(nèi)，這與現(xiàn)實(shí)情況更為相符。學(xué)者Battese和Coelli(1992)提出非效率項(xiàng)uijt隨時(shí)間而變的時(shí)變隨機(jī)前沿模型TVD，參照其思路本文假定uijt的形式如下：

uijt={exp[-η(t-T)]}uij

(5)

式(5)中，uij的系數(shù)整體被表示為指數(shù)函數(shù)，以保證其符號(hào)為正，其中η為待估計(jì)的時(shí)變參數(shù)，當(dāng)η=0時(shí)，非效率項(xiàng)uijt=uij，表示其不隨時(shí)間發(fā)生變化，模型轉(zhuǎn)化為時(shí)不變隨機(jī)前沿引力模型，當(dāng)η>0、η<0時(shí)，則分別表示非效率水平隨時(shí)間降低、升高，即貿(mào)易的阻力隨時(shí)間降低、升高。

2.2 隨機(jī)前沿部分模型設(shè)定

參考Armstrong(2007)分別對(duì)隨機(jī)前沿部分與貿(mào)易非效率部分的模型設(shè)定形式做出區(qū)分，將短時(shí)間內(nèi)不易隨時(shí)間而改變的相關(guān)核心變量視為自然變量，引入隨機(jī)前沿部分，比如國(guó)家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、首都地理距離、共同邊界、官方語(yǔ)言、需求供給互補(bǔ)性、內(nèi)陸國(guó)與否等，同時(shí)將一定時(shí)期內(nèi)可以按照人的意愿改變的人為因素，諸如關(guān)稅水平、貿(mào)易便利化水平、直接投資、簽訂自由貿(mào)易協(xié)定等因素，放入非效率模型中予以分析，以衡量貿(mào)易中的阻力。

本文借鑒魯曉東和趙奇?zhèn)?2010)、張會(huì)清(2017)的研究構(gòu)建進(jìn)口隨機(jī)前沿引力模型如下：

lnIMijt=β0+β1lnPGDPit+β2lnPGDPjt+β3lnPOPit+β4lnPOPjt+β5lnDISTij+β6Compijt+β7Boundij+β8Landlockj+β9Langij+vijt-uijt

(6)

其中：被解釋變量IMijt表示t時(shí)期中國(guó)i對(duì)j國(guó)的進(jìn)口額；解釋變量PGDPit為t時(shí)期中國(guó)的人均GDP；PGDPit為t時(shí)期j國(guó)的人均GDP；POPit為t時(shí)期中國(guó)的人口總量；POPjt為t時(shí)期j國(guó)的人口總量；DISTij表示中國(guó)i首都北京與j國(guó)首都的地理距離；Compijt為t時(shí)期中國(guó)與j國(guó)的要素互補(bǔ)性指標(biāo)，用雙方人均GDP的自然對(duì)數(shù)之差求得；虛擬變量Boundij、Langij、Landlockj分別表示中國(guó)與j國(guó)是否有共同邊界、共同語(yǔ)言以及j國(guó)是否為內(nèi)陸國(guó)家，取1表示肯定，否則取0。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

本文基于2010—2018年中國(guó)與其他37個(gè)貿(mào)易伙伴的數(shù)據(jù)，其中包含7個(gè)東盟國(guó)家。為了結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，對(duì)于樣本的選取同時(shí)考慮數(shù)據(jù)的可得性與樣本個(gè)體前后的一致性，并將范圍拓展到與中國(guó)貿(mào)易往來(lái)較為靠前的若干國(guó)家或地區(qū)，觀(guān)測(cè)值總量達(dá)到333。

在隨機(jī)前沿引力模型中，進(jìn)口貿(mào)易額來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，人均GDP以2010年不變價(jià)美元表示來(lái)源于世界銀行，總?cè)丝赑OP來(lái)源于世界銀行世界發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)，互補(bǔ)性指數(shù)Comp通過(guò)人均GDP計(jì)算求得，首都間地理距離DIST、是否接壤、是否有共同語(yǔ)言、內(nèi)陸國(guó)家與否等數(shù)據(jù)來(lái)源于法國(guó)世界經(jīng)濟(jì)研究中心CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)。

3 實(shí)證結(jié)果及貿(mào)易非效率模型

在隨機(jī)前沿引力模型及貿(mào)易非效率模型的參數(shù)估計(jì)中，本文主要采用STATA13軟件。通過(guò)時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型計(jì)算得到的貿(mào)易效率值，可以衡量中國(guó)-東盟自由貿(mào)易區(qū)的貿(mào)易發(fā)展水平及潛力。

3.1 模型形式選擇的似然比檢驗(yàn)

對(duì)隨機(jī)前沿引力模型的估計(jì)屬于參數(shù)估計(jì)，其估算結(jié)果受模型形式的影響較大，因此在利用模型進(jìn)行系數(shù)估計(jì)之前首先需要對(duì)引力模型的形式進(jìn)行檢驗(yàn)篩選，以找出較合適的引力模型函數(shù)形式。本文在此設(shè)置兩個(gè)原假設(shè)：(1)貿(mào)易非效率項(xiàng)不存在；(2)貿(mào)易非效率項(xiàng)不隨時(shí)間變化。引入似然比檢驗(yàn)，若增加約束條件使得約束模型的似然函數(shù)最大值有明顯降低，則拒絕原假設(shè)。本文對(duì)進(jìn)口引力模型的形式做出相應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。從表4中可以看出，對(duì)于進(jìn)口模型，似然比檢驗(yàn)的結(jié)果均顯示為拒絕原假設(shè)，因此隨機(jī)前沿引力模型的采用是合理的，同時(shí)隨機(jī)前沿模型的非效率項(xiàng)隨時(shí)間而變化，采用時(shí)變隨機(jī)前沿模型TVD予以分析更為合適，因此在研究2010—2018年中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)貿(mào)易效率時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮各國(guó)的貿(mào)易效率在這些年中發(fā)生了變化。

表4 隨機(jī)前沿引力模型似然比檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 隨機(jī)前沿引力模型參數(shù)估計(jì)

通過(guò)似然比檢驗(yàn)確定隨機(jī)前沿引力模型的具體形式后，本文依據(jù)2010—2018年中國(guó)與37個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)口相關(guān)數(shù)據(jù)利用STATA軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，便于對(duì)比本文的同時(shí)給出了時(shí)變模型TVD與廣義最小二乘法GLS的回歸結(jié)果(見(jiàn)表5)。

從表5可知，貿(mào)易非效率項(xiàng)在總體擾動(dòng)中的占比用γ表示，在進(jìn)口模型中γ的值達(dá)到0.99左右，說(shuō)明在中國(guó)對(duì)東盟各國(guó)以及其他部分國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)口貿(mào)易中，貿(mào)易間的非效率因素是造成雙方貿(mào)易額無(wú)法達(dá)到潛在最大貿(mào)易值的主要原因，同時(shí)也表明采用隨機(jī)前沿法進(jìn)行分析的合理性。η能夠反映非效率項(xiàng)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)，在回歸結(jié)果中呈現(xiàn)出高度統(tǒng)計(jì)顯著性，表明采用TVD模型確實(shí)是合理的，各個(gè)國(guó)家與我國(guó)的貿(mào)易效率的確呈現(xiàn)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)。進(jìn)口隨機(jī)前沿引力模型的η系數(shù)為0.02且顯著，表明中國(guó)對(duì)來(lái)自東盟各國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易效率在不斷增加，貿(mào)易阻力呈現(xiàn)出降低趨勢(shì)。隨著“一帶一路”倡議的不斷推進(jìn)與擴(kuò)大進(jìn)口戰(zhàn)略的穩(wěn)步實(shí)施，我國(guó)與主要貿(mào)易伙伴間的進(jìn)口在平臺(tái)培育、創(chuàng)新示范區(qū)建設(shè)、進(jìn)口環(huán)節(jié)不合理收費(fèi)清理等種種措施實(shí)施下呈現(xiàn)良好的發(fā)展態(tài)勢(shì)。

表5 隨機(jī)前沿引力模型估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)口引力模型的基本變量中：(1)人均GDP系數(shù)顯著為正，與理論預(yù)期相符，同時(shí)中國(guó)的人均GDP對(duì)貿(mào)易的正向影響更大，表明我國(guó)市場(chǎng)具有巨大的發(fā)展?jié)摿?，我?guó)人均收入、消費(fèi)水平的提升，能夠顯著提升進(jìn)口需求水平；(2)貿(mào)易伙伴人口總量的系數(shù)顯著為正，伙伴國(guó)的市場(chǎng)越大意味著在我國(guó)產(chǎn)生有效需求的可能性越大；(3)中國(guó)人口總量的系數(shù)顯著為負(fù)，可能原因是我國(guó)人口總量的提升在增加了需求的同時(shí)也增加了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)供給能力，最終減少了進(jìn)口依賴(lài)度；(4)首都間地理距離DIST系數(shù)顯著為負(fù)，表明國(guó)際貿(mào)易中地理距離確實(shí)是阻礙貿(mào)易進(jìn)行的重要因素，而東盟國(guó)家是我國(guó)東南亞鄰國(guó)，因而進(jìn)出口貿(mào)易受距離的影響相對(duì)有限；(5)Comp系數(shù)在TVD模型中顯著為正，表明貿(mào)易雙方的人均收入差距增大所產(chǎn)生的貿(mào)易互補(bǔ)性更強(qiáng)，由比較優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生的國(guó)際分工更明顯，從而促進(jìn)了進(jìn)口貿(mào)易；(6)共同語(yǔ)言L(fǎng)ang系數(shù)顯著為正，表明文化間距離越小，貿(mào)易訂單的成功率越大，而我國(guó)與新加坡、馬來(lái)西亞的貿(mào)易一定程度上的確受益于語(yǔ)言因素；(7)Bound系數(shù)為負(fù)表明具有相鄰的邊界會(huì)阻礙我國(guó)對(duì)該貿(mào)易伙伴的進(jìn)口，部分文獻(xiàn)顯示許多國(guó)界線(xiàn)分布在地理?xiàng)l件較為惡劣的地區(qū)，若直接以邊界貿(mào)易為主則會(huì)引起貿(mào)易不便。

3.3 貿(mào)易非效率模型的估計(jì)

在使用引力模型基本影響因素對(duì)隨機(jī)前沿部分進(jìn)行分析之后，本文利用貿(mào)易非效率模型對(duì)2010—2018年中國(guó)與東盟國(guó)家的進(jìn)口非效率因素做深入分析，探究貿(mào)易中的人為因素對(duì)貿(mào)易潛力的影響，同時(shí)得出各國(guó)在2010—2018年的貿(mào)易效率估計(jì)值。對(duì)Armstrong(2007)的方法進(jìn)行拓展，并參考國(guó)內(nèi)相關(guān)學(xué)者的模型設(shè)定，本文在貿(mào)易非效率模型中引入貿(mào)易便利化水平、關(guān)稅水平、直接投資、簽訂自由貿(mào)易協(xié)定等外生因素，考慮到為避免“兩步法”使用時(shí)可能存在的不足，本文采用“一步法”對(duì)下述貿(mào)易非效率模型進(jìn)行系數(shù)估計(jì)：

uijt=α0+α1TFIjt+α2FTAijt+α3lnFDIijt+α4BRjt+α5TAFit+εijt

(7)

式(7)為本文設(shè)定的進(jìn)口貿(mào)易非效率模型。在貿(mào)易非效率項(xiàng)的影響因素選取中，本文主要考慮三種外生的人為因素：貿(mào)易便利化、貿(mào)易自由化以及直接投資。解釋變量分為三個(gè)部分說(shuō)明：貿(mào)易便利化因素主要由上文測(cè)算出的各國(guó)貿(mào)易便利化綜合指數(shù)TFIjt表示，為t年貿(mào)易伙伴j的貿(mào)易便利化評(píng)分，以往學(xué)者大多在貿(mào)易便利化因素的選取中選擇部分代表便利化程度的外生變量，缺乏一定的整體性，本文使用綜合便利化指數(shù)對(duì)個(gè)體的便利化程度進(jìn)行衡量，貿(mào)易自由化因素用FTA、BR、TAF表示。其中：FTAijt表示t年中國(guó)i與j國(guó)或地區(qū)是否存在自由貿(mào)易協(xié)定，存在自貿(mào)協(xié)定取1，否則為0，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)商務(wù)部；BRjt表示t年j國(guó)或地區(qū)是否處于我國(guó)提出的“一帶一路”框架體系之內(nèi)，本文僅考慮“一帶一路”最初的65個(gè)國(guó)家或地區(qū)，取1表示該國(guó)或地區(qū)位于“一帶一路”框架體系之內(nèi)，否則取0，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)“一帶一路”官方網(wǎng)站；TAFit表示t年中國(guó)i的平均關(guān)稅水平，數(shù)據(jù)來(lái)源于《全球競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》；直接投資由FDIijt代表，表示t年中國(guó)i對(duì)j國(guó)或地區(qū)的直接投資存量，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

在對(duì)貿(mào)易非效率模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前，本文同樣需要先對(duì)模型的函數(shù)形式進(jìn)行檢驗(yàn)，利用似然比檢驗(yàn)確定非效率模型的設(shè)定是否有誤。原假設(shè)為式(7)中所有解釋變量之前的系數(shù)全部為零(見(jiàn)表6)。

表6 貿(mào)易非效率模型似然比檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)似然比檢驗(yàn)結(jié)果可知，貿(mào)易非效率模型中的解釋變量設(shè)置是合理的。接著本文采用“一步法”以37個(gè)國(guó)家或地區(qū)為樣本對(duì)2010—2018年中國(guó)與東盟國(guó)家的進(jìn)口非效率因素進(jìn)行系數(shù)估計(jì)(見(jiàn)表7)。

表7 貿(mào)易非效率模型估計(jì)結(jié)果

從結(jié)果中可以看出γ值達(dá)到0.63說(shuō)明貿(mào)易非效率因素在模型的擾動(dòng)中起到主要作用，非效率因素的存在使得實(shí)際貿(mào)易額難以達(dá)到最優(yōu)的前沿貿(mào)易量。

從理論模型的推導(dǎo)可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)貿(mào)易非效率項(xiàng)起到抑制作用的因素將會(huì)對(duì)實(shí)際貿(mào)易存在正面影響。首先考慮貿(mào)易便利化因素對(duì)非效率項(xiàng)的影響，結(jié)果顯示TFI貿(mào)易便利化水平的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明提升貿(mào)易便利化水平可以顯著降低貿(mào)易中存在的阻力。因此，完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、提升海關(guān)效率、優(yōu)化國(guó)內(nèi)制度環(huán)境和金融互聯(lián)網(wǎng)環(huán)境對(duì)促進(jìn)貿(mào)易具有重大意義。

對(duì)于貿(mào)易自由化因素：FTA的系數(shù)為負(fù)但不顯著，這是因?yàn)榻陙?lái)各國(guó)簽署的自貿(mào)協(xié)定相當(dāng)多，關(guān)稅在WTO框架下已處于較低水平，從而降低了FTA提高貿(mào)易效率的顯著程度；接著在一般FTA的基礎(chǔ)上，參考李曉鐘和呂培培(2019)將“一帶一路”倡議虛擬變量BR引入非效率模型，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)在進(jìn)口方程中該變量系數(shù)顯著為正，說(shuō)明其會(huì)對(duì)進(jìn)口效率產(chǎn)生阻礙作用，與理論預(yù)期相悖。結(jié)合具體國(guó)家樣本發(fā)現(xiàn)可能是因?yàn)樵S多沿線(xiàn)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，同時(shí)部分“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的交通基礎(chǔ)設(shè)施、貿(mào)易限制等障礙尚未消除，“一帶一路”建設(shè)在打通基礎(chǔ)設(shè)施瓶頸后將對(duì)經(jīng)貿(mào)往來(lái)產(chǎn)生重大促進(jìn)作用；最后引入中國(guó)關(guān)稅平均水平TAF系數(shù)顯著為負(fù)，表明我國(guó)仍需堅(jiān)持?jǐn)U大開(kāi)放的政策，逐步消除貿(mào)易壁壘。

對(duì)于直接投資，回歸結(jié)果表明我國(guó)對(duì)外直接投資存量的增長(zhǎng)顯著提升了我國(guó)與伙伴國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易效率。我國(guó)通過(guò)市場(chǎng)尋求、技術(shù)尋求、資源尋求的跨國(guó)公司企業(yè)內(nèi)貿(mào)易形式，有效促進(jìn)了國(guó)內(nèi)消費(fèi)者的進(jìn)口需求水平提升，這也充分體現(xiàn)出國(guó)際投資合作在中國(guó)-東盟自貿(mào)區(qū)運(yùn)行中起到的重要作用。

3.4 貿(mào)易效率及潛力測(cè)算

最后根據(jù)式(3)得出了各國(guó)或地區(qū)2010—2018年的貿(mào)易效率估計(jì)值和中國(guó)對(duì)部分貿(mào)易伙伴的進(jìn)口效率，進(jìn)口效率越高表明阻礙貿(mào)易發(fā)生因素的影響越小，實(shí)際發(fā)生的貿(mào)易額越接近貿(mào)易的潛在值，反之亦然。從表8可以看出：(1)中國(guó)與東盟國(guó)家的進(jìn)口效率呈上升態(tài)勢(shì)，進(jìn)口潛力相當(dāng)大，尤其是柬埔寨、新加坡、菲律賓和印度尼西亞，2018年的進(jìn)口潛力分別達(dá)0.97、0.69、0.61和0.53，表明在未來(lái)保持CAFTA開(kāi)放的合作模式下，削弱人為阻力因素將有利于持續(xù)發(fā)揮自貿(mào)區(qū)對(duì)貿(mào)易的促進(jìn)作用。(2)中國(guó)與非東盟國(guó)家或地區(qū)的進(jìn)口效率也呈上升態(tài)勢(shì)，與荷蘭、英國(guó)、阿聯(lián)酋、中國(guó)香港、加拿大具有較大的進(jìn)口潛力，2018年分別達(dá)0.87、0.81、0.81、0.77和0.73，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高，基建等方面相對(duì)成熟的國(guó)家或地區(qū)依然存在較大的人為阻力，制約著中國(guó)的進(jìn)口潛力。

表8 中國(guó)對(duì)部分國(guó)家與地區(qū)貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用滯后變量分析方法對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？紤]到國(guó)際貿(mào)易業(yè)務(wù)的發(fā)生通常具有時(shí)滯性，本文參考李文霞(2019)的做法，將貿(mào)易便利化的一期滯后項(xiàng)作為代替指標(biāo)引入進(jìn)口隨機(jī)前沿引力模型的貿(mào)易非效率部分。由表9可見(jiàn)，滯后項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù)，表明前期的便利化水平也會(huì)產(chǎn)生一定的正面影響，同時(shí)其他變量的系數(shù)符號(hào)基本一致，故模型是穩(wěn)健的。

表9 進(jìn)口模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文利用2010—2018年中國(guó)與東盟及部分典型國(guó)家和地區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)，基于隨機(jī)前沿引力模型研究貿(mào)易便利化對(duì)中國(guó)進(jìn)口潛力的影響。研究發(fā)現(xiàn)：(1)除新加坡和馬來(lái)西亞外，CAFTA其他成員國(guó)的貿(mào)易便利化水平偏低，地區(qū)差異化顯著，增長(zhǎng)乏力，中國(guó)的貿(mào)易便利化水平處于中下游。(2)貿(mào)易間的非效率因素是造成貿(mào)易額無(wú)法達(dá)到潛在最大貿(mào)易值的主要原因。(3)提升貿(mào)易便利化水平可以顯著降低貿(mào)易中存在的阻力，貿(mào)易自由化因素和對(duì)外直接投資對(duì)進(jìn)口效率也存在顯著影響。(4)我國(guó)對(duì)各貿(mào)易伙伴的進(jìn)口效率不斷提升，CAFTA內(nèi)部進(jìn)口潛力相當(dāng)大，尤其是柬埔寨、新加坡、菲律賓和印度尼西亞等國(guó)。此外，中國(guó)與荷蘭、英國(guó)、阿聯(lián)酋、中國(guó)香港、加拿大等發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)也具有較大的進(jìn)口潛力?；谝陨辖Y(jié)論，本文提出以下政策建議：

(1)全面提升貿(mào)易便利化水平。在當(dāng)下普通運(yùn)輸成本影響逐漸減少、商品服務(wù)流通時(shí)間長(zhǎng)、手續(xù)繁瑣等問(wèn)題日益凸顯的情況下，貿(mào)易便利化情況應(yīng)為各國(guó)政府所重視。這就需要進(jìn)一步完善我國(guó)自身基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提升海關(guān)效率，積極使國(guó)內(nèi)信息及金融環(huán)境與國(guó)際接軌。(2)加強(qiáng)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)交流合作。CAFTA升級(jí)建設(shè)與共建“一帶一路”協(xié)同對(duì)欠發(fā)展國(guó)家予以技術(shù)支持及相關(guān)援助，也有助于我國(guó)物流、基建等企業(yè)可以在區(qū)域合作中抓住機(jī)遇更快更好地實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，更大程度地實(shí)現(xiàn)跨國(guó)公司的內(nèi)部貿(mào)易。(3)推進(jìn)落實(shí)擴(kuò)大進(jìn)口政策。在進(jìn)口博覽會(huì)舉辦的契機(jī)下，逐步消除對(duì)國(guó)外商品與服務(wù)的貿(mào)易及非貿(mào)易壁壘，從供給的角度提高國(guó)內(nèi)供給的數(shù)量、品種和質(zhì)量，從而為國(guó)內(nèi)市場(chǎng)引入更多質(zhì)優(yōu)價(jià)廉的商品，促使國(guó)內(nèi)眾多效率低下的企業(yè)進(jìn)行技術(shù)革新，提升國(guó)內(nèi)各產(chǎn)業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)增加消費(fèi)者福利。