成玉博

（延邊大學(xué)，吉林 延吉 133002）

一、引言

隨著國(guó)際貿(mào)易爭(zhēng)端的不斷升級(jí)，地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化和多邊貿(mào)易協(xié)定的談判顯得尤為關(guān)鍵。中國(guó)一直在積極參與區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，并已經(jīng)與26 個(gè)國(guó)家簽署了19 個(gè)自由貿(mào)易協(xié)定。在這些努力下，全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定（RCEP）于2020 年11 月15 日正式達(dá)成，標(biāo)志著15 個(gè)國(guó)家共同建立了全球最大規(guī)模的自由貿(mào)易區(qū)協(xié)定。該協(xié)定的簽署有助于增進(jìn)國(guó)家間政治互信、提高經(jīng)濟(jì)福利和恢復(fù)全球化信心，為推動(dòng)區(qū)域多邊貿(mào)易體制、促進(jìn)全球經(jīng)貿(mào)規(guī)則的革新和地區(qū)經(jīng)濟(jì)一體化健康發(fā)展提供了機(jī)遇。[1]因此，研究RCEP 框架下中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率及潛力的影響，可以更深入了解該協(xié)定的實(shí)際效果，為未來(lái)的區(qū)域貿(mào)易協(xié)定和國(guó)際貿(mào)易體系的發(fā)展提供有益的參考。

RCEP 的生效對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易影響的研究現(xiàn)狀。周家耀（2022）通過(guò)研究RCEP 背景下中日韓服務(wù)貿(mào)易潛力，采用隨機(jī)前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)伙伴國(guó)人口、伙伴國(guó)服務(wù)業(yè)占比、人均GDP 之差等變量是牽動(dòng)服務(wù)貿(mào)易的主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量，并且地理距離仍然是制約服務(wù)貿(mào)易的重要變量。[2]馮曉玲和趙鑫（2022）通過(guò)對(duì)TI 指數(shù)的測(cè)算發(fā)現(xiàn)，RCEP 背景下中韓雙方相互依賴(lài)程度較高，但韓國(guó)對(duì)于中國(guó)的TI 指數(shù)更高，并且進(jìn)一步采用隨機(jī)前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)中韓各種產(chǎn)品的貿(mào)易潛力都呈現(xiàn)逐年遞增態(tài)勢(shì)。[3]施錦芳和趙雪婷（2021）從關(guān)稅減讓角度出發(fā)，認(rèn)為RCEP 的生效，使關(guān)稅減讓力度和范圍不斷擴(kuò)大，有利于加強(qiáng)中日韓的經(jīng)貿(mào)合作，對(duì)中日韓乃至亞太區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作將產(chǎn)生重要影響，中國(guó)應(yīng)合理利用RCEP框架下的關(guān)稅減讓規(guī)則，擴(kuò)大中日韓之間的貿(mào)易規(guī)模。[4]

中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口研究現(xiàn)狀。李明和喻妍（2021）采用隨機(jī)前沿引力模型，發(fā)現(xiàn)RCEP 成員國(guó)的經(jīng)濟(jì)和人口規(guī)模、中國(guó)的人口規(guī)模及共同語(yǔ)言與中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口顯著正相關(guān)，而地理距離和共同邊界與中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口顯著負(fù)相關(guān)。[5]任美佳（2020）采用隨機(jī)前沿引力模型得出結(jié)論，中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易存在貿(mào)易不足，中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力有較大的釋放空間。[6]陳雨生（2022）借鑒波士頓矩陣分析法進(jìn)行預(yù)測(cè)，發(fā)現(xiàn)盡管在細(xì)分產(chǎn)品市場(chǎng)上有不同的貿(mào)易前景，但總體而言，中國(guó)與東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易前景光明。[7]

綜上所述，國(guó)內(nèi)目前對(duì)RCEP 的研究多聚焦于中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)總體的貿(mào)易情況，對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口狀況的分析較少。而對(duì)于中韓農(nóng)產(chǎn)品出口的研究，國(guó)內(nèi)多是在中韓自由貿(mào)易協(xié)定的背景下進(jìn)行分析，而以RCEP 為背景研究中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的文獻(xiàn)相對(duì)不足。因此，本文采用時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型，分析中國(guó)對(duì)13 個(gè)RCEP 成員國(guó)20 年的農(nóng)產(chǎn)品出口情況，并通過(guò)貿(mào)易非效率模型計(jì)算貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）模型介紹

本文測(cè)算貿(mào)易效率的模型是由Armstrong（2007）提出的隨機(jī)前沿引力模型，與傳統(tǒng)引力模型不同的是，傳統(tǒng)引力模型經(jīng)測(cè)算得出的結(jié)果是實(shí)際貿(mào)易額的平均值，而隨機(jī)前沿引力模型測(cè)算結(jié)果是實(shí)際貿(mào)易額的最優(yōu)值；并且隨機(jī)前沿引力模型還將傳統(tǒng)模型中難以測(cè)量、主觀影響的因素作為貿(mào)易非效率項(xiàng)進(jìn)行處理，而不是簡(jiǎn)單地歸為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)處理。隨機(jī)前沿引力模型具體表示為：

將式（1）兩邊取對(duì)數(shù)可得：

其中，式（1）和式（2）中的Tijt表示實(shí)際出口額；Xijt表示模型中影響貿(mào)易量的GDP、人口、距離等主要因素；β 為待估計(jì)參數(shù)；μijt表示非負(fù)的貿(mào)易非效率項(xiàng)，與vijt相互獨(dú)立；vijt表示傳統(tǒng)隨機(jī)誤差項(xiàng)。當(dāng)沒(méi)有貿(mào)易摩擦，即貿(mào)易非效率項(xiàng)μijt=0 時(shí)，式（1）可轉(zhuǎn)化為：

其中，式（3）的Tijt*表示最大出口額，即貿(mào)易潛力。與傳統(tǒng)引力模型把貿(mào)易潛力定義為接近實(shí)際貿(mào)易量的平均值不同，隨機(jī)前沿引力模型將其定義為一個(gè)最優(yōu)值。實(shí)際貿(mào)易量與貿(mào)易潛力的比值就是貿(mào)易效率，具體表示為：

其中，式（4）中的TEijt表示貿(mào)易效率，是關(guān)于貿(mào)易非效率項(xiàng)的函數(shù)。當(dāng)μijt=0 時(shí)，TEijt=1，即不存在貿(mào)易非效率，貿(mào)易潛力就等于實(shí)際貿(mào)易量；當(dāng)μijt＞0時(shí)，TEijt＜1，即存在貿(mào)易非效率，實(shí)際貿(mào)易量小于貿(mào)易潛力，說(shuō)明存在貿(mào)易提升空間。

（二）變量選取及解釋

本文將GDP、人口規(guī)模（POP）、距離（DIS）和人均GDP 差值的絕對(duì)值（GAP）

納入隨機(jī)前沿引力模型，根據(jù)式（2）得出：

其中，式（5）中的i代表中國(guó)，j代表RCEP 成員國(guó)，t表示年份，βi代表待估參數(shù)。被解釋變量Tijt表示第t年中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)j國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品出口額。解釋變量主要分為四組：GDPit和GDPjt分別代表第t年中國(guó)的GDP和成員國(guó)j國(guó)的GDP，一國(guó)的GDP反映了該國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力，出口國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，那么其出口供給能力就越強(qiáng)，進(jìn)口國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大，那么其國(guó)民的消費(fèi)需求越大，這都會(huì)促進(jìn)國(guó)家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，預(yù)期GDPit和GDPjt會(huì)對(duì)Tijt有負(fù)向影響；POPit和POPjt分別表示第t年中國(guó)和成員國(guó)j國(guó)的人口數(shù)量，一國(guó)的人口數(shù)量反映了該國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模，市場(chǎng)規(guī)模越大，出口和進(jìn)口的貿(mào)易規(guī)模也越大，預(yù)期POPit和POPjt會(huì)對(duì)Tijt有正向影響；DISij是i國(guó)和j國(guó)首都之間的距離，表示農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的運(yùn)輸成本，運(yùn)輸成本越高，貿(mào)易阻力越大，預(yù)期DISij對(duì)Tijt有負(fù)向影響；GAPijt是第t年中國(guó)和成員國(guó)j國(guó)人均GDP 之差的絕對(duì)值，根據(jù)林德假說(shuō)，兩國(guó)收入水平相差越大，需求結(jié)構(gòu)相差也越大，兩國(guó)之間的貿(mào)易可能性越小，預(yù)期GAPijt對(duì)Tijt有負(fù)向影響。進(jìn)一步，本文采用一步法構(gòu)建貿(mào)易非效率模型，與兩步法不同，一步法是直接將非效率項(xiàng)帶入隨機(jī)前沿引力模型來(lái)進(jìn)行回歸，可以同時(shí)得到貿(mào)易非效率項(xiàng)及其影響因素的系數(shù)。[8]具體形式如下:

式（6）中，αi代表待估計(jì)參數(shù)，μijt是被解釋變量，表示貿(mào)易非效率；STAjt是第t年成員國(guó)j國(guó)的政治穩(wěn)定性評(píng)分，REGjt是第t年j國(guó)的監(jiān)管質(zhì)量評(píng)分，GOVjt是第t年j國(guó)的政府效能評(píng)分，這三項(xiàng)指標(biāo)是通過(guò)評(píng)分進(jìn)行評(píng)價(jià)，評(píng)分區(qū)間是（-2.5，2.5），這三項(xiàng)指標(biāo)都是評(píng)價(jià)一國(guó)政治方面的能力，評(píng)分越高，越能表示一國(guó)的國(guó)家政治穩(wěn)定，政府治理好；FEIjt是第t年j國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)，該指數(shù)衡量的是一國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由水平，該指數(shù)越高，政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干涉水平越低，經(jīng)濟(jì)自由度越高。美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)認(rèn)為，具有較多經(jīng)濟(jì)自由度的國(guó)家與那些較少經(jīng)濟(jì)度的國(guó)家相比，會(huì)擁有較高的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和更繁榮；FTAijt表示第t年中國(guó)和成員國(guó)j國(guó)是否簽署了自由貿(mào)易協(xié)定，該指標(biāo)為虛擬變量，否取值為0，是取值為1。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

由于文萊這一國(guó)家的數(shù)據(jù)缺失較多，本文的研究剔除了文萊，最終選擇的研究對(duì)象是澳大利亞、印度尼西亞、日本、柬埔寨、韓國(guó)、老撾、緬甸、新西蘭、菲律賓、新加坡、泰國(guó)和越南這13 個(gè)RCEP 成員國(guó)，樣本選擇2002-2021 年共20 年的面板數(shù)據(jù)，共計(jì)260 個(gè)觀測(cè)值。中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的出口額來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)（UN Comtrade Database），本文選取的農(nóng)產(chǎn)品分類(lèi)為SITC 編碼的0-食品和活動(dòng)物，1- 飲料及煙葉，2- 除染料外非食用未加工材料（不包括27、28 章），4- 動(dòng)物及植物油、脂肪及蠟這四大類(lèi)的總和；GDP、人均GDP 和人口總數(shù)的數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)（WDI）數(shù)據(jù)庫(kù)；兩國(guó)首都距離數(shù)據(jù)來(lái)源于Distance Caculator 網(wǎng)站；政治穩(wěn)定性評(píng)分、監(jiān)管質(zhì)量評(píng)分和政府效能評(píng)分均來(lái)自世界銀行全球治理數(shù)據(jù)庫(kù)；經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)自美國(guó)傳統(tǒng)基金會(huì)數(shù)據(jù)庫(kù)（Heritage Foundation Data-base）中獲取；自由貿(mào)易協(xié)定數(shù)據(jù)來(lái)源于商務(wù)部中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)（主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1）。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）模型適用性檢驗(yàn)

隨機(jī)前沿引力模型的結(jié)果和函數(shù)形式相關(guān)性非常高，為了使模型具有適用性和有效性，在進(jìn)行實(shí)證分析之前，需要對(duì)模型用似然比檢驗(yàn)法（LR 檢驗(yàn)）來(lái)進(jìn)行檢驗(yàn)，本文要進(jìn)行的檢驗(yàn)分別為貿(mào)易非效率項(xiàng)是否存在和貿(mào)易非效率是否隨時(shí)間變化（檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2）。

表2 模型適用性檢驗(yàn)

由表2 的適用性檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：兩個(gè)檢驗(yàn)的LR 統(tǒng)計(jì)量分別為345.521 和351.324，并且均通過(guò)了1%臨界值的顯著性水平檢驗(yàn)，拒絕了原假設(shè)，即貿(mào)易非效率項(xiàng)存在和貿(mào)易非效率項(xiàng)隨時(shí)間變化，說(shuō)明應(yīng)采用時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型。

（二）隨機(jī)前沿引力模型結(jié)果分析

為了使結(jié)果增強(qiáng)可信性和更具說(shuō)服力，本文同時(shí)給出OLS 模型、時(shí)不變模型和時(shí)變模型三種模型的估計(jì)結(jié)果，用Frontier4.1 軟件進(jìn)行回歸（具體見(jiàn)表3）。

表3 隨機(jī)前沿引力模型估計(jì)結(jié)果

據(jù)表3 的估計(jì)結(jié)果，γ 反映的是貿(mào)易非效率項(xiàng)在隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中所占的比例，γ 值越趨近于1，說(shuō)明貿(mào)易非效率項(xiàng)所占比例越大，用隨機(jī)前沿引力模型就越好。在時(shí)不變模型和時(shí)變模型中γ 的值均為0.86，且均在1%顯著水平上顯著，表明中國(guó)與RCEP 成員國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中貿(mào)易非效率因素影響較大，進(jìn)一步證明不能用OLS 模型進(jìn)行回歸。在時(shí)變模型中，η 小于0，且在1%顯著水平上顯著，這表明貿(mào)易非效率略有增加，中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率隨著時(shí)間略微降低，這也再次證明了應(yīng)該使用時(shí)變模型而非時(shí)不變模型。

GDPit的系數(shù)為正，但不顯著，這表明隨著中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)農(nóng)業(yè)的投入就會(huì)越大，技術(shù)的發(fā)展也能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)的革新，進(jìn)而能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品的出口，但是促進(jìn)作用不夠明顯，這可能是由于要素稟賦、需求能力等多種因素相關(guān)。[9]GDPjt系數(shù)為正且在1%顯著水平上顯著，這也表明成員國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，并且購(gòu)買(mǎi)力也相應(yīng)上升，進(jìn)而促進(jìn)了對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口。POPit的系數(shù)為正且通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，這表明中國(guó)的人口規(guī)模的增大可以促進(jìn)勞動(dòng)力的供給，為農(nóng)產(chǎn)品的供給提供充足的勞動(dòng)力，進(jìn)而增加農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，促進(jìn)出口。POPjt的系數(shù)為正但不顯著，成員國(guó)的人口規(guī)模增大，可以提高其國(guó)內(nèi)的農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)需求，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口，但是這種促進(jìn)作用不明顯。DISij的系數(shù)為負(fù)且在1%顯著水平上顯著，這表明兩國(guó)距離所帶來(lái)的運(yùn)輸成本對(duì)中國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品出口有很大影響，是重要的影響因素。GAPijt的系數(shù)為正但是不顯著，這表明中國(guó)與成員國(guó)之間的收入水平差距并沒(méi)有對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生明顯的影響。

（三）貿(mào)易非效率模型結(jié)果分析

為了考慮貿(mào)易非效率對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的影響因素，本文用一步法對(duì)貿(mào)易非效率模型進(jìn)行回歸（具體見(jiàn)表4）。據(jù)表4 可知，貿(mào)易非效率模型的γ 值為0.99，且在1%顯著水平上顯著，這表明貿(mào)易非效率項(xiàng)對(duì)中國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品有非常顯著的影響，也再一次印證了貿(mào)易非效率的存在，模型設(shè)定合理。

表4 貿(mào)易非效率模型估計(jì)結(jié)果

STAjt的系數(shù)為正但不顯著，這表明政治穩(wěn)定性對(duì)中國(guó)與成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口影響較小。REGjt的系數(shù)為正，且在1%顯著水平上顯著，說(shuō)明監(jiān)管質(zhì)量與貿(mào)易非效率項(xiàng)正相關(guān)，成員國(guó)的政府監(jiān)管質(zhì)量上升，對(duì)中國(guó)向成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口起到抑制作用。GOVjt的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明政府效能與貿(mào)易非效率項(xiàng)負(fù)相關(guān)，隨著成員國(guó)的政府效能提高，能夠促進(jìn)中國(guó)向成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的出口。FEIjt的系數(shù)為負(fù)但不顯著，這表明經(jīng)濟(jì)自由度的提高可以略微促進(jìn)中國(guó)向成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的出口，但不是主要因素。FTAijt的系數(shù)為負(fù)，且在1%顯著水平上顯著，這說(shuō)明FTA的簽訂、自由貿(mào)易區(qū)的建立能夠減小貿(mào)易非效率，促進(jìn)中國(guó)與成員國(guó)之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。

（四）貿(mào)易效率及貿(mào)易潛力估算

根據(jù)隨機(jī)前沿引力模型和貿(mào)易非效率模型得出的系數(shù)帶入公式中，并根據(jù)式（4），得到2002-2021年中國(guó)對(duì)韓國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力（具體見(jiàn)表5）。

表5 2002-2021 年中國(guó)與韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率和貿(mào)易潛力單位：百萬(wàn)美元

據(jù)表5 可知，一方面，2002-2008 年中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率基本維持在0.3 以上，且在2003 年達(dá)到最大值0.37。2009 年貿(mào)易效率由0.3 降為了0.26，這可能是由于2008 年經(jīng)濟(jì)危機(jī)和糧食危機(jī)共同帶來(lái)的影響。隨后由于中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)面臨轉(zhuǎn)型升級(jí)和世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)逐漸乏力的影響，貿(mào)易效率不斷下降。盡管2015 年中韓簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定，但是由于韓國(guó)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的關(guān)稅減讓較為嚴(yán)苛，對(duì)本國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品保護(hù)水平極高，貿(mào)易效率并沒(méi)有明顯增長(zhǎng)。之后隨著貿(mào)易保護(hù)主義的抬頭和“薩德入韓”等一系列政治事件，中國(guó)與韓國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率進(jìn)一步降低。另一方面，2002-2021 年中國(guó)與韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力不斷增加，由2002 年的61.594 億美元上升到了2021 年的261.423 億美元，這也進(jìn)一步說(shuō)明了中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易還有很大的拓展空間。

四、結(jié)論和建議

本文采用隨機(jī)前沿引力模型，通過(guò)分析中國(guó)對(duì)13 個(gè)RCEP 成員國(guó)2002-2021 年的農(nóng)產(chǎn)品出口情況，探討了中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的影響因素，并以中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口為例，分析了該貿(mào)易關(guān)系的現(xiàn)狀和潛力。通過(guò)實(shí)證分析，本文得出如下結(jié)論：

一方面，成員國(guó)的GDP、中國(guó)的人口總數(shù)以及成員國(guó)政府效能等因素對(duì)中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口有著積極的影響，中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口量隨著這些因素的提高而增加，這也表明了中國(guó)在全球化進(jìn)程中取得的積極成果。另一方面，中國(guó)與成員國(guó)之間的距離、成員國(guó)政府的監(jiān)管質(zhì)量等因素則對(duì)中國(guó)對(duì)RCEP 成員國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口具有負(fù)面影響。這些因素可能會(huì)阻礙中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品在成員國(guó)市場(chǎng)上的銷(xiāo)售，也反映出當(dāng)前RCEP 成員國(guó)之間在政治、經(jīng)濟(jì)等方面存在的差異。針對(duì)中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力，發(fā)現(xiàn)隨著時(shí)間的推移，中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率不斷減少，貿(mào)易潛力不斷增加，這說(shuō)明了中韓兩國(guó)在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易方面存在極大的合作空間?；谏鲜龇治鼋Y(jié)果，為促進(jìn)中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易效率及潛力的提升，提出以下幾點(diǎn)建議：

第一，加強(qiáng)與韓國(guó)的合作交流。中國(guó)與韓國(guó)在貿(mào)易領(lǐng)域的合作已經(jīng)非常密切，但仍有進(jìn)一步提升合作水平的空間?？梢栽诂F(xiàn)有的自由貿(mào)易協(xié)定基礎(chǔ)上進(jìn)一步深化合作，擴(kuò)大貿(mào)易領(lǐng)域，為中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口創(chuàng)造更多的機(jī)會(huì)。此外，也可以在自由貿(mào)易協(xié)定中增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的特殊規(guī)定，以更好地保護(hù)和促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易，提升農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的質(zhì)量和效率。同時(shí)，政府和企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)溝通和交流，了解彼此的需求和訴求，共同制定出適合雙方的貿(mào)易策略和措施。也要加強(qiáng)中韓之間的文化交流和人民友好往來(lái)，增進(jìn)彼此之間的了解和信任。

第二，提高政府效能和提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管。政府效能和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量監(jiān)管是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率的重要因素。政府可以通過(guò)完善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量檢測(cè)和監(jiān)管體系，提升農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量。同時(shí)，企業(yè)也可以通過(guò)加強(qiáng)品牌建設(shè)和營(yíng)銷(xiāo)推廣等方式來(lái)提高農(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。同時(shí)應(yīng)簡(jiǎn)化貿(mào)易程序、提高監(jiān)管質(zhì)量和執(zhí)法能力等方式從而減少貿(mào)易的摩擦和成本。

第三，加強(qiáng)人才培養(yǎng)和技術(shù)創(chuàng)新。農(nóng)產(chǎn)品出口需要專(zhuān)業(yè)的人才和高水平的技術(shù)支持，政府應(yīng)加強(qiáng)人才培養(yǎng)和技術(shù)創(chuàng)新，以滿足中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的需求。政府應(yīng)大力支持相關(guān)院校和研究機(jī)構(gòu)開(kāi)展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易研究，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、促進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化和技術(shù)創(chuàng)新，提高農(nóng)產(chǎn)品出口的質(zhì)量和效率，以進(jìn)一步提高中國(guó)對(duì)韓國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)份額。