农产品贸易隐形壁垒分析论文

摘要：文章使用拓展的贸易引力模型，利用1995～2018年我国对170个国家和地区的农产品出口额数据，基于全球治理指数（TheWorldwideGovernanceIndicators，WGI）计算中国与农产品贸易伙伴国在政治制度方面的制度距离，实证检验了制度差异对中国出口农产品的影响。以下是小编精心整理的《农产品贸易隐形壁垒分析论文(精选3篇)》，欢迎大家借鉴与参考，希望对大家有所帮助！

农产品贸易隐形壁垒分析论文 篇1：

中国对“21世纪海上丝绸之路”沿岸国家的农产品出口研究

摘要：在“21世纪海上丝绸之路”背景下，选取中国对沿岸22个国家的2007-2014年农产品出口相关面板数据，建立贸易便利化水平指标体系，并以贸易便利化水平为视角，构建随机前沿引力模型，实证结果得出，“一路”沿岸国家的贸易便利化水平每提高1个百分点，我国的农产品出口量上升0.3351%。设计了三种贸易便利化水平模拟方案，比较我国农产品出口的不同溢出效应并提出相关建议。

关键词：农产品出口；21世纪海上丝绸之路；贸易便利化；随机前沿

2013年10月，習近平主席提出建設“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的战略构想。其中，“21世纪海上丝绸之路”作为“一路”，主要通过海上航运通道和关键港口城市，包括东南亚、南亚、西亚、非洲、欧盟、南太平洋岛国和拉美七大区域[1]。当前国际贸易环境逐渐改善，传统关税贸易壁垒的影响力逐渐被削弱，然而由于通关程序、政策倾向、公共基础建设等存在地域差异，国际贸易存在很多“隐形障碍”。亚洲发展银行声称，因贸易便利化水平低而造成的交易成本占总贸易额的 1%～15%，部分地区的贸易负担已经严重影响到正常的国际贸易[2]。“一路”强调要着力解决贸易投资便利化问题，通过构筑多层次、多角度、全方位的互联互通空间网络，促进要素自由流动、实现资源高效配置、达到市场深度融合。

“21世纪海上丝绸之路”作为一个新兴研究焦点，全毅等（2014）[3]提出“21世纪海上丝绸之路”的发展目标是：以海洋经济合作为重点，通过经济外交与人文交流，构建经济合作机制，推进港口互联互通和自贸区建设，发展多领域的双边和多边合作。陈万灵等（2015）[4]认为海上丝绸之路的建设思路和发展方向是：以通道建设为基础，以经贸合作制度建设为支撑，全面提升“海上丝绸之路”通道功能和贸易、投资及经济合作水平，最终实现共赢。目前对“21世纪海上丝绸之路”沿线整体贸易的研究较少，沿线局部分析较多。陈伟光（2015）[5]提出海上丝绸之路的合作联动机制，谭秀杰等（2015）[6]、毛艳华等（2015）[7]在对贸易便利化水平进行评估的基础上，探索了沿线各经济体开展贸易便利化合作所面临的主要障碍。专门针对“一路”农产品出口的实证论文鲜见。陈雯（2009）[8]、蒋冠（2015）等[9]使用面板数据引力模型对中国农产品出口的影响因素进行分析，陈晓娟（2014）[10]、王文晓（2013）等[11]使用GTAP模型研究了不同关税水平下我国农产品贸易发展趋势并提出相关建议。然而，在引力模型中，对随机扰动项没有加以利用，会导致贸易潜力估计存在偏差。GTAP模型忽略贸易环境中存在的非效率因素，作者直接设定关税全为零，脱离实际关税减让事实，使拟合结果与事实差距甚大。

近年来，中国农产品出口主要集中于少数国家和地区，与“一路”沿线国家的农产品市场庞大需求不相适应。中国与 “一路”沿线国家贸易合作的不断加深也为中国农产品贸易发展提供了契机。为了改善当前窘迫的农产品出口境况，开辟更广泛的农产品出口市场，本文以“贸易便利化”水平为视角，选取“21世纪海上丝绸之路”沿线22个主要国家，通过构建各国的贸易便利化指数，使用随机前沿引力模型对 “一路”农产品出口做出预测，并模拟三种贸易便利化水平下我国农产品出口的发展趋势，探讨沿岸各国贸易便利化水平、我国农产品出口预期值影响因素、贸易便利化水平提升给我国农产品贸易带来的契机。

1 研究方法及变量说明

1.1 随机前沿引力模型简介

Meeusen、Broeck和Aigner 等（1977）将随机前沿方法与面板数据相结合，最初用于分析生产函数中的技术效率。各贸易对象都期望在既定成本下得到最大化贸易额，本质上与生产函数类似，因此可将随机前沿引力模型应用于估算贸易最佳前沿水平及贸易效率[12]。将实际贸易量、贸易潜力及贸易效率分别表示为：

式中：Tijt为第t期i国对j国的实际贸易水平；T*ijt为第t期i国对j国的贸易潜力值，表示前沿水平的贸易量，即t期i国对j国贸易可能的最大值，此时贸易非效率的影响为零，贸易被认为是无摩擦的[13]。可见，贸易潜力的概念在随机前沿引力模型和传统引力模型中存在差别，前者的贸易潜力是一个最优值，而后者是贴近实际贸易量的一个平均值；TEijt表示第t期i国对j国的贸易效率；Xijt为引力模型中影响贸易量的决定因素，包括贸易国GDP水平、人口、贸易两国的距离、是否相邻、两国的贸易便利化指数等； β为待估参数；参考张燕[19]的数据处理办法，Vijt是随机扰动项，满足经典计量假设，即Vijt～iidN（0，σ2v）；uitjt代表贸易非效率项，且cov（uijt，vijt）=0[20]。

利用Frontier 4.1 软件，使用极大似然法对式（3）进行估计，得到待估参数。

1.2 贸易便利化测评体系

贸易便利化，指国际贸易各项活动中所涉及的各种程序以提高政策透明度和降低国际贸易成本[14]。参考Wilson等（2005）[15]的研究成果，以口岸效率、海关环境、规制环境和电子商务4个一级指标来衡量贸易便利化水平。21世纪“海上丝绸之路”沿线国家虽然包括欧盟，但是鉴于加入欧盟的国家均为发达国家，其贸易便利化水平较高，提升空间有限，因此本文的贸易便利化研究不包括欧盟国家。其中，沿线国家中的马尔代夫、伊拉克、索马里、苏丹、吉布提等国家的数据缺失，因此，本文分析选取的是沿线的22个国家。汪洁等（2015）[16]提出将贸易便利化二级指标指数化，贸易便利化一级指标分别赋予权重：口岸效率为50%，规制环境25%，电子商务15%，海关环境10%，最终加权可得各个国家的贸易便利化水平。

1.2.1 口岸交通质量 该指标是衡量该国的陆运、港口和空运的交通基础设施建设及工作效率的指标，得分越高，说明该国的口岸越方便货物进出、越有利于减少农产品运送时间。因此，将该一级指标分成陆地设施质量、港口设施质量及航空设施质量3个二级指标，取值范围均在1～7，1表示最差，7表示最好。

1.2.2 海关环境 海关环境指标主要考查该国的通关费用、海关规制透明度及一国关税政策等软件环境是否清廉、是否便民，该指标得分越高，表示该国的海关环境越优，越有利于降低贸易成本。该一级指标由海关程序负担、关税水平、非常规支付和行贿3个二级指标构成；取值区间是[1，7]，程序越简洁、关税水平越低、非常规支付和行贿越少，则二级指标越接近7。

1.2.3 规制環境 规制环境是对国际贸易宏观环境的衡量，包括一国规章制度的透明度、公正性、稳定性、服务性，规制环境越优良，越有利于别国投资者进行国际贸易或者投资。选取反垄断政策的有效性、金融服务的可利用性和司法独立性3个指标作为二级指标，取值范围是1～7，反垄断政策越有效、金融服务越高级、司法越公正，则二级指标越接近7。

1.2.4 电子商务 该指标用来衡量一国是否拥有足够的通讯信息基础设施，以及是否能够利用信息化提高商业效率及推动经济发展[13]。教育质量越高，该国参与电子商务的人就越活跃，比值越接近7；百人中使用互联网人数，此指标以互联网使用人数比例进行测算 （0～100），0=沒有人使用互联网， 100=所有人都使用互联网。在进行贸易便利化指标测算时，将使用互联网人数进行量纲化处理，将该实际值/最大值×7，作为二级指标的数值。

1.3 变量及数据来源说明

基于数据的可得性，选取2007-2014年21世纪海上丝绸之路沿岸主要的22个国家的数据作为样本，将22个国家分为4个板块，东盟、南亚、西亚及非洲。东盟包括新加坡、马来西亚、印度尼西亚、泰国、柬埔寨、越南、老挝、菲律宾、文莱、缅甸；印度、巴基斯坦、孟加拉国、斯里兰卡以上四国属于南亚；卡塔尔、沙特阿拉伯、阿联酋、伊朗以上四国属于西亚；埃及、肯尼亚、坦桑尼亚、南非属于非洲。

我国农产品出口数据由联合国商品贸易统计数据库整理而得，参照朱智洺等（2016）[1]对农产品的分类方法，按照国际贸易标准分类（standard international trade classification，SITC），参照Rev.4版本，选取农产品的编号为00～09、11、12、21、22、26、29、41、42、43。时间区间为2007-2014年。各国GDP数据、人口均来源于世界银行数据库http：//data.worldbank.org.cn/frontpage；两国的地理距离由地球在线http：//www.earthol.com/测算，测量的是两个国家之间首都的距离；国家与中国是否相邻，根据世界地图得，若是相邻国家则取1，不是则取0；各国的贸易便利化指数由笔者根据2007-2014年全球竞争力报告整理而得。

2 模型构建与分析

2.1 贸易便利化指数测算

根据表2，可知“21世纪海上丝绸之路”沿线各国的贸易便利化水平参差不齐，平均水平为4.01。各板块国家整体比较：西亚贸易便利化水平居于首位，均值为4.52，东盟次之，南亚和非洲的贸易便利化水平比较薄弱，且低于沿线国家平均水平。单个国家来看，新加坡（6.17）、文莱（6.06）、阿联酋（5.33）、马来西亚（5.25）、卡塔尔（4.91）处于贸易便利化水平前五位，为农产品贸易提供了优良条件，有益我国农产品出口效率的提高；缅甸（2.24）、孟加拉国（2.93）、柬埔寨（3.11）、老挝（3.14）、伊朗（3.22）贸易便利化水平偏低，对我国农产品出口不利，会降低我国农产品出口效率。

2.2 随机前沿模型实证结果分析

（1）我国对“21世纪海上丝绸之路”沿岸国家农产品出口模型的log 函数值和单边LR检验值分别为-189.7162和59.6487，单边LR检验值在1%水平下显著，拟合的模型具备高度解释能力。

（2）农产品出口模型的值为0.9548，表明实际农产品贸易量与前沿贸易量差异的95.48%来源于贸易非效率因素，使用随机前沿模型方法比普通的引力模型更加恰当。

（3）贸易对象国的GDP变量（lnGDPjt）通过1%显著性检验，即贸易对象国GDP每上升1%，可以促进我国农产品出口量提高0.7359%，鉴于此，农产品出口对象国可着眼于新兴发达国家，更有利于农产品出口提升。

（4）贸易对象国人口变量（lnpopjt）对我国农产品出口有较强的正向刺激作用，弹性系数为0.3278。即农产品进口国的人口激增，当地农产品生产量难以满足本地需求，会大大提高对我国农产品的进口量。

（5）贸易距离变量（lndis）与我国农产品出口呈显著负相关。该结论满足经典引力模型推断，与大多数研究结果相一致 [17，18]。距离越大，食品保鲜、储藏难度加大，运输成本增加，农产品出口量降低，因此农产品出口偏好离我国近的国家或地区。

（6）是否与我国相邻（land）对我国农产品出口存在相当大的正向刺激作用。这也与第（5）点的观点保持一致。

（7） 贸易便利度指数通过5%显著性检验，贸易对象国的贸易便利度指数每上升1%，则我国对其农产品出口提升0.3551%。相对GDP、人口、贸易距离及地理方位来说，贸易便利度水平可以通过有效投资、建设、管理在短时期内改善。根据2.1可知，非洲、南亚当前的平均贸易便利度较低，因此长期内我国可增强对“海上丝绸之路”沿线国家的基础设施、公共服务设施、网络电子板块的投资，提高该区域的贸易便利化水平，有效促进我国农产品出口。短期内，东盟、西亚的贸易便利度水平较高，会大大减少我国农产品贸易阻力。

2.3 贸易便利化模拟分析

设计了三种模拟方案。第一种方案：将“21世纪海上丝绸之路”沿线国家中现实贸易便利化水平未达到平均水平（4.01）的国家，贸易水平赋值为4.01；第二种方案：新加坡的贸易便利化水平为沿线国家中最高的，将新加坡贸易便利化水平（6.17）作为剩余国家的贸易便利化指数，重新考察我国的农产品出口境况；第三种方案，将沿线所有国家的贸易便利化水平达到最高值7，考察在最完美的贸易便利化水平下，沿线国家进口需求变化状况。

表4呈现三种模拟方案对我国农产品出口的不同效应。

从整体看，对农产品出口正向刺激最大的是方案三，此时”21世纪海上丝绸之路”沿线国家的贸易便利化水平均达到7，农产品出口增加额高达4 092.9113亿美元，占2104年我国对该22国农产品出口总量的27.32%。其次是方案二，当沿线国家的贸易便利化水平提高到新加坡当前水平，则对我国农产品进口额会增加2 993.6821亿美元，同比增长19.98%。方案一对我国农产品出口的溢出效应最小，出口增加额仅提高3.25%，说明，当前贸易环境较差的国家即使提高贸易便利化水平至平均水平，对我国农产品的出口正向刺激仍不明显。

从单个国家来看，随着贸易便利化水平提高，“21世纪海上丝绸之路”沿线国家对进口我国的农产品均有显著刺激作用，其中对缅甸、柬埔寨、孟加拉国的进口刺激较大，增长率位于沿线22国的前三位；增长额最快的是越南、泰国、菲律宾等东盟国家。可见，沿线国家贸易便利化水平提高后，我国与东盟的农产品贸易会更加紧密，并且东盟在我国农产品贸易的地位会日趋重要。

3 结论与建议

3.1 结论

选取2007-2014年中国对“21世纪海上丝绸之路”沿岸22個主要国家的农产品出口面板数据，将贸易便利化水平分为4个一级指标，11个二级指标，建立各国的贸易便利化水平体系；以贸易便利化水平为视角，运用Frontier 4.1 软件，构建随机前沿引力模型；设计三种模拟方案，分别模拟在不同贸易便利化水平下我国农产品出口的变化趋势。得出以下結论：

（1）“一路”沿线各国的贸易便利化水平参差不齐，平均值为4.01。东盟的贸易便利化水平略低于西亚，原因在于东盟国家中缅甸、柬埔寨、老挝拉低了区域平均水平。南亚和非洲的贸易便利化水平比较薄弱，且低于沿线国家平均水平。单个国家来看，新加坡（6.17）、文莱（6.06）、阿联酋（5.33）、马来西亚（5.25）、卡塔尔（4.91）处于贸易便利化水平前五位，为农产品贸易提供了优良条件，有利于我国农产品出口效率的提高；缅甸、柬埔寨、孟加拉国、老挝及伊朗在沿岸国家中贸易便利化排名靠后，对我国农产品出口有一定的抑制作用。

（2）据随机前沿引力模型结果，贸易国GDP规模、人口数量、便利化水平、与我国是否相邻均对我国农产品出口均起到积极作用，而双边贸易距离对农产品出口起到消极影响。其中贸易便利化水平每提高1%，我国农产品出口将提高0.3351%。

（3）三种模拟方案对我国农产品出口具有不同效应。整体来看，方案三最优，方案二次之，方案一最差，分别使我国农产品出口额同比上升27.32%、 19.98%、 3.25%。说明，当前贸易环境较差的国家即使提高贸易便利化水平至平均水平，对我国农产品的出口正向刺激仍不明显。若沿岸国家均大幅度提高贸易便利化水平，对我国的农产品刺激是异常显著的。

（4）从单个国家来看，随着贸易便利化水平提高，沿岸国家对我国的农产品进口均有正向溢出作用，其中对缅甸、柬埔寨、孟加拉国的农产品进口刺激较大，出口增长率位于沿线22国的前三位；增长额最快的是越南、泰国、菲律宾等东盟国家，反映了东盟的枢纽地位。

3.2 建议

提高“一路”沿线国家贸易便利化水平，改善贸易环境，降低贸易成本，促进双边农产品贸易增长的同时，也就促进了我国的农产品出口。因此，把加强互联互通和贸易便利化建设作为深化区域经济合作的优先领域和重点方向。

首先，亚洲基础设施投资银行和丝路基金应当增加对沿线国家经济的支持，改善沿线国家的金融环境，尤其应加快商业环境的发展，重视商业环境在贸易中的作用。其次，我国应加大对沿线国家公共基础建设的投入，加快建设高水平的公路、铁路、航空网，提高其物流运输水平，为我国农产品贸易提供一个良好的国际环境。再者，要积极参与沿线国家自由贸易区的谈判，尤其是高标准自贸区的谈判，实现通关便利化，尽可能地减少国际贸易中的非效率。最后，我国应该鼓励农业科技创新，加强人文科技方面的互动，提高农产品附加值，了解贸易对象国的饮食文化，尽可能匹配“一路”沿岸国家的农产品需求。

参 考 文 献：

[1] 朱智洺， 丁丽红. 21世纪海上丝绸之路——中国东盟农产品贸易发展空间研究[J]. 河南科学， 2016（6）： 1005-1011.

[2] 谭晶荣，潘华曦. 贸易便利化对中国农产品出口的影响研究[J].国际贸易问题， 2016（5）：39-49.

[3] 全毅，汪洁，刘婉婷. 21世纪海上丝绸之路的战略构想与建设方略[J].中国经贸，2014（8）：4-15.

[4] 陈万灵，吴旭梅. 海上丝绸之路沿线国家进口需求变化及其中国对策[J]. 国际经贸探索， 2015 （4）： 87-100.

[5] 陈伟光. 论21世纪海上丝绸之路合作机制的联动[J]. 国际经贸探索， 2015 （3）：72-82.

[6] 谭秀杰， 周茂荣. 21世纪“海上丝绸之路”贸易潜力及其影响因素——基于随机前沿引力模型的实证研究[J].国际贸易问题，2015（2）：3-12.

[7] 毛艳华，杨思维. 21世纪海上丝绸之路贸易便利化合作与能力建设[J]. 国际经贸探索， 2015 （4）：101-112.

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[12]刘海云，聂飞. 金砖体系下中国双边出口效率及其影响因素分析——基于随机前沿引力模型的实证研究[J]. 国际经贸探索， 2015（1）： 16-27.

[13]馬凌远.中国对外贸易成本的分解及其对出口的影响——基于随机前沿引力模型[J]. 世界经济研究， 2012（9）：71-80.

[14]孙林， 徐旭霏. 东盟贸易便利化对中国制造业产品出口影响的实证分析[J]. 国际贸易问题， 2011（8）：101-109.

[15]Wilson J S， Mann C L， Otsuki T. Assessing the benefits of trade facilitation： a global perspective [J]. The World Economy， 2005，28（6）： 841-871.

[16]汪潔，全毅. 21世纪海上丝绸之路贸易便利化研究[J].国际商务：对外经济贸易大学学报， 2015（6）： 36-46.

[17]李豫新， 杨萍. 新疆对周边国家农产品出口贸易潜力及其影响因素研究[J].价格月刊，2015（10）：86-92.

[18]王瑞，王丽萍. 我国农产品贸易流量现状与影响因素：基于引力模型的实证研究[J]. 国际贸易问题， 2012（4）：39-48.

[19]张燕.基于随机前沿引力模型的中澳双边贸易效率及潜力研究[J].国际经贸探索， 2015（12）：20-30.

作者：丁丽红 朱智洺

农产品贸易隐形壁垒分析论文 篇2：

制度距离、贸易引力与中国农产品出口

摘要：文章使用拓展的贸易引力模型，利用1995～2018年我国对170个国家和地区的农产品出口额数据，基于全球治理指数（The Worldwide Governance Indicators，WGI）计算中国与农产品贸易伙伴国在政治制度方面的制度距离，实证检验了制度差异对中国出口农产品的影响。结果显示，中国与贸易伙伴国之间政治制度距离的缩小显著促进了中国的农产品出口，制度因素主要作用于发展中国家的新兴经济体，并且发现该机制在制度质量低的贸易伙伴中效果更强，即较小的制度距离有助于缓解制度质量低带来的贸易收缩。该研究补充了农产品贸易领域中制度因素的作用机制，为进一步扩大中国农产品贸易开放提供了理论指导。

关键词：制度距离;农产品出口;引力模型;政治制度

一、引言

农产品贸易关系着国计民生，中国是全球第二大农产品贸易国，贸易伙伴数量位居世界前列，贸易伙伴之间的异质性成为影响我国贸易的潜在重要因素。异质性不仅表现在经济等硬实力方面，制度环境软实力方面的异质性对贸易问题的影响也起到了同样重要的作用（North，1990;Anderson & Marcouiller，2002）。由于制度环境错综复杂，且难于度量，因此其对于贸易的影响作用机制一直是学术界的研究难点与热点。制度距离衡量了国家间的制度差异，制度距离越大，则国家间的制度差异越大。目前已有部分学者研究得出：两国之间较远的制度距离可能引起贸易摩擦，对贸易量产生一定的影响，导致双边交易更倾向于在制度环境相近的国家之间发生（潘镇，2006）;国家间存在的制度差异会增加贸易的成本，从而阻碍双边贸易（魏浩等，2010）目前国内学者的研究较多集中于贸易对象国制度质量或国家间制度距离对中国与其他国家的总体贸易的影响，却鲜有针对农产品领域贸易的研究。农产品是生活必需品，它的特殊性质决定了其在生产和贸易中的重要地位。因此农产品贸易始终是各国重点关注的对象。自2001年中国加入世界贸易组织（WTO）后，农产品贸易受到国外市场的冲击，逐渐处于逆差状态。农产品的出口成了最值得我们研究的问题之一。基于上述背景，研究中国农产品出口的影响因素和作用机制，不仅对促进农产品贸易，提高农产品国际地位具有积极意义，对于我国国计民生的稳定亦十分重要。

本文基于Tinbergen（1962）和Poyhonen（1956）提出的贸易引力模型进一步拓展，以此对农产品贸易流量问题进行研究，为考察政治制度距离对于中国出口农产品额的具体影响，利用全球治理指数（Worldwide Governance Indicators，WGI）构建国家间政治制度距离的衡量指标。建立扩展的贸易引力模型，选择中国对170个国家和地区1995～2018年的农产品出口数据，进行面板数据的实证分析。

二、文献综述

目前国内外学者对于制度经济学的研究已经较为成熟，为本研究提供了理论基础。North（1990）将制度划分为正式制度和非正式制度。正式制度一般主要包括政治制度、法律制度（司法）和经济制度（契约），而非正式制度包括人们的行为准则，行事惯例等。Scott（1995）将制度环境分为管制、规范和认知三个“支柱”。管制制度包括法律，制裁等对行为具有强制性约束力的制度;规范制度指社会价值观，意识形态和社会习俗;认知制度是组织内的共同信仰等。

关于贸易与制度的关系，North（1990）提出“贸易由制度启动”的观点，自此越来越多的学者开始重视制度在贸易中发挥的作用。国内外学者普遍认为，一国制度质量与贸易流量成正相关关系。De Groot et al（2004）利用引力模型研究证明了正式制度质量的提高往往带来貿易的增加，而贸易双方制度有效性的差异会增加贸易成本，从而阻碍贸易的开展。在农产品出口贸易领域，Bojnec & Ferto（2015）利用贸易引力模型研究了制度质量和制度相似性作为非正式贸易壁垒对OECD国家农产品出口的影响，发现更高质量的制度促进了农产品的出口，且制度质量对附加值更高的农产品出口影响更大。也有一些学者的研究聚焦于一国制度质量如何成为该国比较优势的来源，Nunn & Trefler（2013）度量了一国执行合约的强度，认为制度的确能够通过与要素禀赋等传统比较优势来源完全不同的渠道发挥作用。

对于国家间制度环境的差异对贸易的影响，众多学者进行了深刻的探讨，Kostova（1996）首次提出“制度距离”这一概念，基于新制度经济学理论，衡量国家间的制度差异。张先锋（2016）提到，随着经济全球化的发展，国家间的运输成本随着运输效率的提高大幅度下降。地理距离对国际贸易的影响逐渐减弱，而制度和文化差异的作用则愈发突出。关注交易费用的思想认为制度差异会增加贸易的事前和事后成本从而对贸易造成阻碍，制度相近的国家之间更可能发生双边贸易（Nunn，2007）同样地，De Groot et al（2004）称制度质量相似的国家可能熟悉彼此的商业惯例，减少了贸易摩擦，从而降低了交易成本，促进贸易的开展。从比较优势学说出发的思路则认为若制度质量存在较大差异，就会成为比较优势的来源，带动出口的增长。Belloc（2006）认为不同国家制度可能被解释为相对优势或劣势，成为出口的动力;而谢孟军（2015）发现当跨国公司选择制度质量较高的国家作为经营区域时，会倾向于制度距离较大的国家出口，向制度距离较小的国家投资。

可见，制度作为影响贸易的重要因素，已经映入众多学者的视野。然而，鲜有人在农产品贸易方面基于制度距离视角来研究贸易的发生，关注正式制度效应的研究更是难寻。因此本研究可能的边际贡献在于：第一，以往文献主要关注贸易国各自绝对的制度指标，本文则从两国之间相对的制度差异入手，分析其对中国出口农产品的影响。丰富了制度与农产品贸易关系的研究。第二，本文检验了发展程度、制度质量等影响渠道，深入探讨了制度距离的影响机制。回答了“制度如何作用于中国的农产品出口”的问题，有着重要的现实意义。

三、制度距离指标的构建

（一）制度距离的分类

根据以往文献研究，制度的含义众多，制度环境的差异也需要从不同维度来进行分解，Estrin（2009）区分了正式制度距离和非正式制度距离，正式制度涉及影响商业策略和运营的法律法规，使用美国传统基金会经济自由指数中“监管因素”的绝对差异作为代理变量;非正式制度距离用价值观、规范和信仰等方面的差异来代表。Kostova（1996）根据Scott（1995）提出的制度“三支柱”，将制度距离界定为母国与东道国在管制、规范和认知三方面的制度差异。谢孟君（2015）将政治制度，经济制度和法律制度三个方面的距离，采用全球治理指数（WGI）和经济自由度指数（Index of Economic Freedom，IEF）相应指标的差值作为制度距离的代理变量。

本研究关注的核心解释变量是政治制度距离，基于世界银行发布的全球治理指数（worldwide governance indicators， WGI），利用其中的六个制度维度（法制指数、监管质量、政治稳定、腐败控制、政府效能、话语权与问责制）来构建衡量政治制度距离的变量。

（二）制度距离指标

本研究使用目前较为广泛接受和使用的Kogut和Singh（1988）的计算方法来测度中国与贸易伙伴国的政治制度距离，具体的计算方法为：

InDj={（PEij-PEic）2/Vi}/n

其中，InDj表示第j个贸易伙伴国与中国的政治制度距离，PEij表示第j个贸易伙伴国在第i个制度维度上的指数，PEic表示中国在第i个制度维度上的指数，Vi表示第i个制度维度的方差，n表示制度维度的总数量，本文n为6。

四、模型构建与数据来源

（一）模型设定

在国际贸易研究领域，贸易引力模型（Trade Gravity Model）是分析双边贸易量的经典模型之一。Pothonen（1963）和Hasson （1964）最早发现：两个经济体间的贸易流量与它们的经济规模成正比，与地理距离成反比，并由此建立了贸易引力模型。随后，诸多学者从不同的问题视角通过添加变量的方法来对引力模型不断拓展改进（Andersom，1979;Levinsohn，1994 et al）。

本研究借鉴前人成果，把贸易引力模型作为基准模型：

EXMONij=βGiGJ/Dij

等式两边同时进行对数线性化处理得到如下形式：

LnEXMONij=β0+β1LnGi+β2LnGj+β3LnDij+uij

EXMONij：表示i国对j国的出口额

Gi：表示i国的经济规模

Gj：表示j国的经济规模

Dij：表示i国与j国的地理距离

uij是随机残差

由前述理论分析，贸易活动不仅会受到贸易引力层面因素的影响，也受贸易伙伴国制度层面因素的制约。本文对经典贸易引力模型进行了拓展，考虑了与农产品出口相关的贸易引力因素与其它控制变量，同时引入制度距离来刻画制度层面的因素，建立了扩展的贸易引力模型，模型改进的设定形式如下：

Lnexmoncjt=β0+β1Lnindcjt+β2Lngdpct+β3Lngdpjt+β4Lndistcj+βkcontrolk+uij

其中，exmoncjt为中国对变量InDctj表示中与j国之间的制度距离，Controlk表示第k个控制变量。

（二）变量选择

1. 被解释变量

本文选择中国对世界各国的农产品出口额（exmon）作为被解释变量，数据来源于UN Comtrade数据库，采用HS编码统计标准，将前24章的农副产品作为研究对象。考虑到数据的可获得性和一致性，将数据进行处理及合并，最终选定世界170个国家和地区为样本，时间跨度为1995～2018年。

2. 解释变量

核心解释变量：中国与贸易国的政治制度距离，数据来源于世界银行发布的全球治理指数（WGI），使用KSI计算方法进行测度。

控制变量：本文选取世界银行《全球发展指标数据库》中的各国GDP来表示国家经济规模;选取CEPII数据库中两国首都之间的距离（千米）作为地理距离的表征;此外本文设计了中国与贸易伙伴国是否使用共同语言、中国与贸易伙伴国是否接壤共两个虚拟变量来测度边界效应并同时起到控制变量的作用。

同时，考虑到中国与其他各国的经济消费能力差异较大，且对货物贸易的出口有着明显的影响，本文继续选取中国与贸易伙伴国的人均国民收入差额作为控制变量。

为进一步克服潜在的遗漏变量问题，本文将反映一国比较优势状况的资本存量与劳动力之比和贸易伙伴国的农业用地面积大小也作为解释变量放入模型当中;还选取了美国传统基金会（The Heritage Foundation）发布的经济自由指数（Index of Economic Freedom）中劳工自由、金融自由、商业自由、货币自由、贸易自由与投资自由这六个指标的平均值来衡量贸易伙伴国的市场开放程度。

最终将贸易引力模型扩展为如下形式，来考察制度距离对中国出口农产品的影响：

Lnexmoncjt=β0+β1Lnindcjt+β2Lngdpct+β3Lngdpjt+β4Lndistcj+β5Lngnidcjt+β6Lnratiojt+β7Lnagrojt+β8Lnopenjt+β9contigcj+β10comlangcj+ucjt

（三）數据来源

具体变量设置及其数据来源均在表1中说明：

（四）描述统计

为了消除潜在异方差的影响，对模型当中主要变量值取对数，各变量的统计性描述见表2。

五、实证分析

本文采用stata15.1对计量模型进行回归分析，由于本文需要探究地理距离、共同语言、共同边界变量（只随国家改变而不随时间改变）对农产品贸易的影响机制，如果使用个体固定效应模型则会导致这些变量的参数无法估计，因此主要使用时间固定效应模型进行回归分析。来探究贸易伙伴国与中国的政治制度差异如何影响中国农产品出口的分布。基准回归结果报告在表3。（经过White检验，拒绝回归模型存在异方差性的假设，故认为随机误差项是同方差性的）

从估计结果来看，本文的核心解释变量制度距离（ind）系数为负，且通过了1%的显著水平检验，即制度距离会显著抑制农产品出口。两国之间的制度差异，可能增加贸易双方的适应成本，纠纷解决成本等，造成贸易摩擦，从而抑制农产品贸易的进行。又由于中国涉农企业承受风险能力较弱，制度距离越大，农产品出口所面临的风险越大，企业倾向于减少出口来规避风险。

作为贸易传统引力模型中的重要变量，贸易伙伴国经济规模和中国经济规模的系数为正，且在1%的显著水平下显著，表明贸易双方经济规模越大，中国农产品出口越多，这一结论符合经济预期。而贸易双方地理距离显著抑制了中国农产品的出口。两国人均国民收入差距对中国农产品出口额表现出显著的抑制作用，当两国经济差异越小意味着需求结构越相似，从而农产品双边贸易越多。使用相同语言对中国出口农产品额有着1%的显著水平下的正向影响，使用相同语言会减少因沟通不畅产生的摩擦，在一定程度上降低了贸易成本，体现了一定的“边界效应”。衡量一国比较优势的资本劳动比的系数为负值，且在1%的显著水平下显著，对资本相对丰裕及劳动力相对缺乏的国家，中国农产品出口越多贸易伙伴国市场开放度对中国农产品出口额产生显著的促进作用，一国市场越是自由开放，越会使得合同的执行更加公正，减少贸易摩擦，从而降低贸易成本，与众多学者研究结论一致。

六、稳健性检验

（一）政治制度距离的另外测度

前文的检验基于全球治理指数衡量的政治制度距离进行了实证分析，为了保证结果的稳健性和可信度，本文继续选取另一常用于衡量政治制度质量的指数：政治风险服务集团（Political Risk Service Group） 发布的国际风险指数（International Country Risk Guide， ICRG） 中有关政治风险的12个分指标，包括政府稳定性、社会经济条件、投资简况、内部斗争、外部冲突、腐败、宗教紧张、法律与秩序、种族关系紧张、民主责任与官僚质量。同样使用K-S方法计算，作为衡量中国与贸易伙伴国之间政治制度距离的代理变量，结果见表4列（1）。

从回归结果看，使用ICRG指数衡量的政治制度差异（icrgd）对中国的农产品出口仍表现出抑制作用，且在1%的显著水平下显著，与采用全球治理指数作为代理变量时的估计结果一致，而作用力度更大。其它变量的作用与前文结果出入不大。

（二）其他影响因素

众多文献研究表明人民币汇率水平对中国农产品进出口总量有着实际影响（朱小梅等2006）;贸易伙伴国通胀率反映了该国经济稳定性，在一定程度上会影响贸易的开展;一国的外贸依存度与该国的进口额之间也存在着一定的关系，因此本文将贸易国消费者物价指数（inflation）、使用的货币相对于人民币的汇率（excha）以及外贸依存度（trade）（即一国进出口之和占该国国内生产总值的比例，进行了缩尾处理）作为控制变量逐步加入模型当中进行回归，观察核心解释变量制度距离的显著性变化，以检验结果的稳健性。实证结果见表4列（3）（4）（5）。

随着控制变量的逐步加入，核心解释变量制度距离对被解释变量的作用力度有所减小，但仍在1%的显著水平下起到抑制作用，说明结果稳健。所添加的控制变量人民币汇率显著抑制了中国农产品的出口，人民币汇率上升，会削弱中国出口农产品的价格优势，使得农产品出口减少。贸易国消费者物价指数（inflation）越高，中国的农产品出口额显著降低，而贸易伙伴国的外贸依存度显著提高了中国农产品的出口额。均符合经济预期。

七、机制检验

为了进一步研究制度距离对中国出口农产品的影响机制，本文首先将全样本分为发达国家（advs）与其它国家（noadvs）两个子样本进行实证分析，回归结果见5列（1）（2）。结果显示，在发达国家样本组中，制度距离对中国出口农产品的抑制作用并不显著，而在其他国家样本组中，制度距离在5%的显著水平下抑制中国的农产品出口。可能是由于发达国家普遍拥有较高的制度质量，减小了贸易风险和交易成本，从而抵消了制度距离造成的抑制作用。这意味着对于发展程度较高的国家不再像其它国家那样，更依赖于缩小制度距离来增加农产品出口。

文章继续将其他国家样本组分为发展中国家（devs）和新兴国家（emes）进行回归，结果报告在表5列（3）（4）。制度距离在发展中国家样本组中不显著，但在新兴国家样本组中在1%的显著水平下抑制了中国农产品出口。可见这一机制主要作用于发展中国家的新兴经济体。

文章接下来对全球治理指数（WGI）的六个制度维度取平均值来衡量各国的政治制度质量（inst），并将贸易伙伴国的政治制度质量与中国进行对比，将政治制度质量高于中国的样本国划分为高质量制度组，而政治制度质量低于中国的样本国为低质量制度组，分组进行回归分析。另外，由上文实证分析得知，制度距离对中国农产品出口的影响因贸易国发展程度的不同而有所差异，因此我们添加代表国家发展程度的变量人均GDP（agdp）作为控制变量。实证结果显示：无论是高制度质量组还是低制度质量组，制度距离的增加，都显著抑制了中国的农产品出口，在低制度质量组中，制度距离的系数绝对值更大，这可能由于低制度质量国与中国的制度距离越大，其制度质量也就越低，表現为缺乏健全有效的政治制度。造成贸易活动的不确定性，增加了隐形的贸易成本，从而阻碍中国农产品的出口。

为了明确制度距离在高低制度质量组发挥作用的显著差异，文章继续将制度质量和其与制度距离的交互项（ind_inst）加入模型当中进行回归。由表6列（3）可知，加入制度质量变量后，制度距离对农产品出口的抑制作用仍通过了1%的显著性检验。制度质量显著促进了中国的农产品出口，这与王瑞和钟冰平（2019）的研究结论一致。列（4）显示：加入制度质量和其与制度距离的交互项后，制度距离的作用不再显著，这可能是由于与交互项产生了多重共线性。而交互项系数显著为负，说明了随着制度质量的提高，制度距离对中国农产品出口的抑制作用在不断下降，这也验证了前文的实证结果，制度质量越高的国家，良好的政治环境、使得双方更容易达成契约，契约执行过程也更加顺畅，因此通过缩小制度距离的渠道来促进农产品出口的效果下降;而当中国向制度质量较低的国家出口农产品时，由于契约不容易得到保障且面临较大风险，此时通过缩小制度距离的渠道来促进农产品出口额的空间更大。

八、结论及政策建议

（一）研究结论

本文基于全球治理指数（WGI）中的六个指标，计算出中国与农产品贸易伙伴国在政治制度方面的“制度距离”，基于拓展的贸易引力模型，研究制度距离对中国出口农产品的影响。得出以下主要结论：

第一，中国与贸易国之间政治制度距离的擴大显著降低了中国的农产品出口额。可能通过增加贸易双方的适应成本，纠纷解决成本等，造成贸易摩擦，从而抑制农产品贸易的进行。这一作用机制在发展程度不同的国家存在一定的差异，在新兴经济体样本组中表现最为显著。

第二，通过机制分析发现，随着贸易伙伴国制度质量的提高，制度距离对中国农产品出口的抑制作用在不断下降，即当中国向低制度质量的国家出口农产品时，通过缩小制度距离来促进农产品出口额的作用相比于高制度质量国家来说空间更大，较小的制度距离有助于缓解制度质量低带来的贸易收缩。

（二）政策建议

根据文章的研究结论，首先，中国应努力在制度建设上做出持续积极的行动。全面提高法治公信力;进一步提高公共服务质量;大力推进反腐倡廉，防止特权阶层和私人利益集团对国家利益的损害，维持良好的市场秩序，为企业提供良好的营商环境。不仅对我国的农产品出口有着积极的促进作用，对中国社会主义现代化事业的发展也具有深远的意义。

其次，在开展农产品贸易的过程中，应关注中国与贸易伙伴国之间的制度距离，有的放矢地选择农产品贸易策略，更好地促进中国的农产品出口。

最后，良好稳定的制度环境需要各国的共同努力，协同进步。中国应展现大国形象，在“一带一路”倡议中发挥主导作用，加强与贸易伙伴国的制度交流;为制度质量不完善及落后的国家给予援助，改善其制度环境，缩小与中国的制度距离，从而更好地为国家间的农产品贸易服务。

（作者单位：四川农业大学经济学院）

作者：杨雪莹

农产品贸易隐形壁垒分析论文 篇3：

出口产品向量空间权重矩阵构造及扩展边际空间效应分析

[摘要]空间计量经济学通过分析变量的空间效应来揭示区域经济发展规律。本文通过构造出口产品向量空间权重矩阵，选取20个国家对俄罗斯农产品出口的2007-2013年HS-6分位数据，结合传统的引力模型对俄罗斯农产品市场进行实证分析。实证结果表明，基于“出口产品向量空间权重矩阵”的空间引力计量模型提高了传统的引力模型在空间效应方面的解释能力。扩展边际不但与本国生产力等因素有关，从空间上，也与周边国家出口产品集相似度有关。

[关 键 词]出口产品向量  空间权重矩阵  扩展边际

一、 引言

空间计量经济学由Paelinck  et al提出。①Anselin做了系统的理论梳理，并提出了一系列空间计量经济学模型的估计方法，确立了空间计量经济学的基本原则和分析框架。②Anselin认为传统的计量经济学必须加入空间因素才能对有关的区域经济进行假设、估计及验证。空间自相关、空间模型及权重构建等理论的发展开辟了计量经济学新领域，特别是最近30年，空间计量经济学获得了巨大发展，在区域经济学、经济地理等领域，已成为标准分析工具。在国际经济学、国际贸易实证领域也得到了越来越广泛的运用。

根据Anselin的定义，“空间计量经济学是指在区域科学模型的统计分析中，研究由空间位置引起的各种特性的一系列方法”，是指在空间计量模型中综合了区域、位置及与空间相关的影响，并且模型的估计及确定也采用地理参考意义的数据，比如地理经度和纬度坐标等。这些数据可能来自于空间上的点（经纬度），也可能来自于某些区域之间的相对位置（比如边界相邻与距离相近）。在模型研究中，应当将空间依存而产生的空间滞后与时间序列的空间滞后的区别开来。

最新的空间计量经济学研究对上述模型进行了扩展。较有代表性的是 J. Paul Elhorst，他认为“空间计量经济学是处理地理单元空间关系的一门计量经济学分支，这些地理单元可以是邮政编码、城市、区域、国家等”。①从而扩大了空间计量经济学的应用范围，空间计量分析不再仅局限于解释地理单元的关系，还可以用于解释个体、组织及政府机构之间的关系。

对于国际贸易而言，全球各国都参与贸易活动，在全球化的今天不存在完全封闭的国家，而两国之间的贸易互动、彼此竞争与合作也将对其他周边的国家产生不同的影响，即产生某种空间效应。

引力模型是分析国际贸易的经典实证工具，是国际贸易中常用的基本方程。传统意义上的引力方程采用经济总量、距离以及其他双边和多边因素等变量解释两国贸易额，评价有关的贸易政策。尽管引力方程最早作为经验方程提出，但也有着深厚的微观理论基础。Anderson 推导出引力方程的一个简单理论，“假设产品差异化来自于生产国别、消费者偏好相同且位似，假设贸易自由，则一国的产品在另一国所占的市场份额，等于该国产品在世界市场中所占的份额，也即该国的经济总量在世界经济中的份额”。②

但引力模型存在一个估计难点，即对多边阻抗的估计。多边阻抗无法直接估计，一般采用替代方法。虽然价格指数可以作为替代变量，但这会将服务产品等非贸易品因素包括其中，从而无法完全真实反映各种产品的生产和运输成本。Anderson和Wincoop 将多边阻抗表示为贸易壁垒及其相应弹性的函数，然后用非线性最小二乘法进行估计。③

另一种估计多边阻抗的方法更为简单，即运用固定效应来替代引力方程中与国家相关的部分，这种简化处理能达到对不同地区加以区分的目的，从而避免了对多边阻抗的直接表达。④

多边阻抗的概念基于微观经济理论，衡量贸易双方的贸易成本。一国与另一国的贸易不光取决于两国之间的因素，也受所有其他国家的贸易往来的影响。而这种影响可以用空间效用来解释，根据空间相关性和空间异质性的不同效应，一国贸易既受邻国影响（空间相关性），基于中心—外围理论，一国贸易也存在与邻国不同的特性（空间异质性）。也就是說，从空间效用的角度来看，多边阻抗可以理解为是贸易成本在特定空间的一个映射。

国内将空间计量经济理论同传统引力模型结合的研究并不多，在国外有关文献中，Behrens，Ertur和Koch等运用各国之间的空间效应重新估计了“国界效应”，他们发现，与传统的“国界效应”约为22的结论相比，在考虑空间权重及各国空间效应的前提下，实证发现该效应被明显高估，对于加拿大和美国分别仅有1.7倍和3倍的效应。⑤

笔者尝试将空间因素引入传统引力模型，构建一个基于空间效用，结合传统引力模型有关变量的空间计量模型。从贸易流量上分析，贸易既可以发生在相邻的两国，也可以发生在不相邻但存在贸易互补性的两国，还可以发生在同一产业内（无论相邻还是不相邻）。总之，结合上文有关文献分析，可以认为，两国之间的贸易变动在空间上会对所有国家产生影响，无非是影响程度大小不一。

在对特定国家出口时，不但要考虑某一出口国自身的各种比较优势因素，也需要考虑该出口国同其他国家同类产品的竞争因素，且可能因各出口国对特定市场的出口产品集的空间相似程度大小不同而不同。基于这个判断，本文构建基于出口产品向量的空间权重矩阵，并将其与传统引力模型结合，形成相应的空间计量模型。

二、 计量模型

（一） 传统引力模型

一般而言，两国之间的贸易额与两国经济总量成正比，而与两国距离成反比。即：

Xij=const       （1）

Xij表示两国贸易额，一般指两国进出口总额，也可以单指出口额或者进口额。Yi、Yj分别表示i国和j国的经济总量，一般可以用GDP指标，Dij则是两国的地理距离。const是一个常数，和两国的要素禀赋有关，不同的研究对象，该常数也会相应变化。根据具体情况，还可以引入其他可能影响双边贸易的因素，包括生产力水平、人均收入、关税水平、同盟国等。引力方程能够解释绝大部分双边贸易流的变化。

必须指出，传统引力模型中的距离并非空间模型中的空间距离概念，而是作为运输成本的替代变量进入方程的，因而，传统引力模型没有考虑多边贸易之间可能存在空间效应问题。同时，传统引力模型在处理一国与其他国家的贸易中存在的多边阻抗时无法直接测度，这是传统引力模型在应用中的一个局限。

在本文中，所有的外生变量均和传统引力模型采用的变量一致。

（二） 空间计量模型的构造

设想有许多国家（简称出口国）同时出口某类产品到一个特定国家（简称进口国），假定进口国市场可以达到一般均衡。各国在竞争过程中均充分利用了各自的比较优势，当达到均衡时，出口国在进口国的产品集就具备某种“空间属性”，出口国中的具有特定区位和要素禀赋的一些国家对进口国的出口产品集①可能比较相似，而另一些国家则采取差异化战略，从而导致这些国家的出口产品集与别的国家不同。通过对产品集相似程度分析，可以将不同的国家划入不同的产品空间，按照这个思路，根据不同产品空间将不同的国家进行空间划分并采用如下空间计量模型：

y=λWy+Xβ+u（2）

u=ρΜu+ε，ε～N（0，σ2In）（3）

其中，y为被解释变量，W、M分别为被解释变量y与扰动项u的空间权重矩阵，一般认为两者相等，本文也采用两者相等的做法。方程（2）和（3）构成所谓一般空间计量模型（SARAR）。SARAR模型同时考虑了空间自回归模型（SAR）、空间误差模型（SEM）两种情况，SAR模型主要分析空间溢出效应，SEM模型主要测度对相邻地区被解释变量的误差冲击对本单位空间观测值的影响程度。尽管有人通过空间依赖性检验来判断究竟应当采用SAR或者SEM模型，但这种检验仍依赖主观判断。如果采用 Kelejian和Prucha所提出的广义空间二段最小二乘法（GS2SLS）来估计SARAR模型，可以得到更为稳健的结果。②因而，本文直接采用GS2SLS法估计SARAR模型，不做SEM模型和SAM模型的判断比较，即本文同时考虑空间滞后与空间误差均存在。

本文中，y表示出口国对进口国的出口贸易额指标，我们使用扩展边际指标描述。W是出口国产品空间构成的权重矩阵，在本文后面会详细解释。X为传统引力模型中的基本变量，包括经济总体指标、运输距离、生产力因素等。其余为待估计的参数。

同普通计量模型类似，空间计量经济模型也大致可分为横截面数据计量模型和面板数据计量模型。只要经济变量之间存在空间效应，通过空间计量经济学的建模方法进行分析，理论上均是可行的。主流的空间计量经济模型包括空间横截面数据模型、空间面板数据模型和离散数据的空间计量模型，从（1）和（2）方程来看，显然，本文采用的SARAR模型属于相对成熟稳定的截面空间计量模型。

三、 产品向量空间权重矩阵

（一） 空间权重矩阵构造

一个好的空间计量模型取决于空间权重矩阵的构造，空间权重矩阵是空间效应的載体。从文献看，空间权重矩阵主要有地理邻接、地理距离、经济距离、社会文化距离等分类。

在空间计量建模过程中，空间权重矩阵作为空间效应的载体，是空间计量模型成败的关键，因而必须加以特别重视。空间计量的基本做法是基于地理距离进行空间自回归分析，但也有很多文献采用经济距离的做法。①笔者认为，在全球化的今天，经济特征形成的“距离”对国际贸易的影响可能比地理距离更大。因此，本文同样以经济距离为基础构造空间权重矩阵，记为We。计算公式如下：

wi，j=cotθi，j（i≠j）（4）

当i=j时，规定空间权重为0。从该公式的表达方式可以看出，将空间权重表述为经济距离θi，j的余切函数方式。一般的空间权重采取经济距离的倒数形式，两个区域经济距离越近，则它们之间的相互空间影响权重也越大;反之两个区域经济距离越远，则它们之间相互空间影响的权重也越弱。本文中所采用经济距离的余切函数形式，和一般经济距离的计算公式有所不同，这是由于经济距离θi，j是一个基于向量夹角的表达式。无论是采用倒数还是余切函数，其实质均是构造一个单调的减函数，以此测度经济距离远近对空间权重的影响大小。这和采用地理空间距离确定空间权重的原理是一致的。

（1） 出口产品集单位向量

为了刻画基于向量夹角的经济距离θi，j，笔者采用杨文胜的方法，将出口国某部类出口到市场特定国家的产品集视为一个向量，向量中的各元素由各类（以章为单位）产品品种的出口金额组成。②通过标准化后，构造单位向量，计算i国与j国两个单位产品集向量夹角，并记之为θi，j，且满足以下方程，即：

cosθi，j=αi αj（5）

αi表示i国特定部门产品（比如农产品）构成的单位产品集向量，类似地，αj表示j国特定部门产品（比如农产品）构成的单位产品集向量，θi，j表示两个单位向量的夹角。αi αj表示i国和j国出口产品集单位向量的内积。

为进一步直观说明产品集单位向量相似原理，利用20个主要出口国对俄罗斯农产品2007- 2013年HS6分位数据，建立了一组中国对俄罗斯出口产品集单位向量与其他19个国家的出口产品集单位向量相似性比较图。见图1。

从图1可知，平均而言，2007-2013年，中国与波兰在对俄罗斯农产品出口产品集构成最为相似，向量夹角为0.76左右，而中国与挪威的出口产品集构成差异最大，向量夹角超过1.2。通过类似的分析，就能得到所有国家之间的两两产品集单位向量及对应的“经济距离”。

（2） θi，j：经济距离

本文的研究对象是出口国对进口国市场的出口贸易流量，不同的出口国均与特定的进口国发生贸易，所有的出口国的出口产品构成了一个产品空间，而进口国则位于这个产品空间的“中心”。因此，必须站在进口国的角度来看待任意出口国的两两空间距离。

首先，本文从经济距离的角度定义空间权重，而经济距离有很多种方式，比如采用两个区域的人均收入之差的绝对值。其次，由式（5）所示，θi，j实际上表示i国与j国出口特定市场的产品集的相似程度。若θi，j越小，表示两国出口产品向量在空间的夹角越小，则可以认为两国的经济距离也越小，反之，若两国出口产品向量在空间正交，则可以认为两国出口产品向量无关，经济距离最大。

与地理距离不同，笔者采用的经济距离主要借鉴Mantegna等的经济测度距离思想，②基于相关性原理，定义如下经济距离公式：

θi，j=arccosαi αj      θi，j∈（0，π/2]（6）

（6）式中，θi，j表示i国和j国对特定市场出口某部类产品集所构成的出口产品向量夹角，αi αj表示出口产品集单位向量的内积。θi，j趋近于0，表示i、j两国经济距离无限接近，而当θi，j=π/2时，表示αi αj内积为0，从多维空间上看，相当于向量αi与αj向量正交，两国出口产品集单位向量没有交集，即完全不相似。

因此，本文中的经济距离是基于相似性原理构造，当两国出口产品集完全相似时，即无论是否在地理上接近，其经济距离一定为0;而当两国出口产品集完全不相似时（在n维空间两个向量正交），即无论是否在地理上接近，其经济距离一定为π/2。从进口国的角度来看，如果i国和j国对同一个进口国的出口产品集向量接近甚至重合，说明站在进口国角度来看，两国产品区别很小甚至没有区别，可以视为同一个市场的产品。以上分析和实际情况相符，因此可以将其作为经济距离定义。为了消除时间变量对产品出口单位向量的扰动，本文采用2007-2013年各年分别计算的两两经济距离的平均值，并以此计算空间权重矩阵We。

（二） Moran’s I检验

本文通过Moran’s I指数来检验是否存在空间效应。由于本文的模型采用横截面空间计量模型，故可采用全局Moran’s I来做空间效应的检验。

（1） 全局空间自相关

全局空间自相关分析，也称为全局空间相关性统计量，用于测量考察变量在整个区域范围内所表现出的空间分布形式，以判断存在聚集特性与否。本文采用不易受偏离正态分布影响的 Moran’s I指数，③公式如下：

其中，I全局为Moran’s I指数，n为国家数量，xi和xj分别表示空间地域单元i和j的观测，x表示观测水平的平均值，Wij为空间地域单元i和j的空间权重矩阵。

Moran’s I的统计量指数在[-1，1]之间，通常采取对其标准化的方法进行显著性检验。当标准化Z值大于零且显著时，表明存在正的空间自相关，即相似的贸易出口额水平观测值（高值和高值、低值和低值）趋于空间集聚;当Z值小于零且显著时，表明存在负的空间自相关，即相似的农产品贸易出口额观测值趋于分散分布;当Z值为零时，则呈现独立随机分布。

通过Z值的P值检验可以确定显著性水平。如果P值小于给定的显著性水平（一般取0.05），則拒绝原假设H0;否则不能否定原假设。P值可通过正态分布、随机分布或置换方法来取得。

（2） Moran’s I检验结果

对Moran’s I检验的标准化统计量Z（I）计算公式如下：

Z=

若Z为正且显著时，则空间存在正的自相关，相似的观测值聚集（高值与高值，低值与低值）;反之，若Z为负且显著时，存在负的自相关（高值与低值，低值与高值），若Z为0，则呈现独立随机分布。

为了观察被解释变量（扩展边际）的空间相关性及其稳定性，将不同年份的空间权重设置下的Moran’s I检验结果作如下比较，见表1。

由表1可知，各年的Moran’s I比较平稳，为正数，且都通过了Z值得显著性检验，表明，依据出口产品集单位向量夹角构造的经济距离及其相应的空间权重矩阵具备可行性。

四、 变量选取

各国出口贸易数据来源于UNcomtrade数据库，相关指标数据来源于世界银行WDI数据库。被解释变量扩展边际为本文作者借鉴H&K采用的方法自行计算得到。①

（一） 扩展边际

本文将扩展边际作为测度出口贸易流量的指标，是本文模型的被解释变量。笔者采用常见的H&K指数。H&K指数是Hummels和Klenow基于Feenstra指数发展而来的，采用每种产品在世界出口中的份额作为权重加以分析，主要用于横截面的对比分析。H&K指数将出口贸易流量分为扩展边际（EM）和集约边际（IM）两部分。Hummels和Klenow通过126个出口国和59个进口国的研究发现，更大、更富有的国家出口的产品种类更多，扩展边际对于大国出口增长的贡献超过了2/3。因此，在本文的分析中，笔者选择分析扩展边际，其计算公式如下：

其中，c表示产品出口国，k表示产品进口国，r表示参考国（一般选取世界作为参考整体以保证某国出口的产品是参考国出口产品的子集）。j表示进口产品系列，Ick、I分别是出口国、世界出口进口国产品的集合，Ick∈I。p、x 分别代表单件产品的价格和数量。

扩展边际表示的是c国和世界对k国的出口中重合的产品贸易值的比重，该比重具体是指世界所有国家对k国以c国出口到k国的所有农产品为标准的出口额占总的出口额的比例。该指标越大，说明c国出口到进口市场的产品与世界出口到进口国市场的产品重叠的种类越多，c国出口的产品越多样化。

（二） 解释变量的选取与分析

（1） gdp_comp：出口国相对经济规模

出口国经济规模反映了出口国总体经济规模对出口的影响，该比值越大，说明出口国相对进口国的经济实力越强，相对经济总量规模越大，一般说来，也越能促进出口国对外出口贸易流量的增长。采用出口国GDP与进口国GDP比值的对数进入模型。具体计算公式为：log（1+gdp_comp），这里的对数为自然对数（下同）。预计系数为正。

（2） geo_dist：出口国与进口国运输成本

一般而言，出口国与进口国地理距离越远，则相应的运输成本越高，反之，则相应的运输成本越低。在传统引力模型中的地理距离主要作为运输成本的替代变量，和本文空间计量模型中“距离”概念是不同的，必须特别注意。由于各国经济中心与行政中心可能不一致，经济中心可能是一个区域，比较难以获得稳定的相关数据，采用出口国与进口国行政首都的地理距离，但在以经济距离为“空间效应”测度手段时这种做法会导致误差的增大。另外，地理距离相对于其他解释变量，其绝对值太大，为避免量纲干扰，采用千公里为计量单位，以对数进入模型。具体计算公式为：log（1+geo_dist）。预计系数为负。

（3） eco_free：经济自由度

《华尔街日报》与美国传统基金会定期发布经济自由度指数，该指数用于测度各国实体经济市场的开放、自由程度。从市场进入壁垒的角度来看，一国经济自由度越高，则该国市场的进入壁垒越低。如果进口国固定，则进口国相对于出口国的市场壁垒与出口国经济自由度负相关。因而预计系数为负。具体计算公式：log（1+eco_free）。

（4） agr_value：农业增加值占GDP的比重

该指标反映出口国农业增加值占该国全部GDP的比重，体现了农业在一国经济总量中的地位。该指标越高，说明一国的工业化程度越低，一般而言，意味着该国总体生产效率也越低。因而可以作为一国总体生产效率水平的替代变量。因而预计系数为负。具体计算公式：log（1+agr_value）。

（5） euro：是否欧盟国家

本文中进口国是俄罗斯，主要的贸易伙伴可以分为欧盟国家与非欧盟国家两类。该指标是一个二元变量，如果出口国是欧盟国家，则取值为1，反之，取值为0。

（6） tax_union：是否为关税同盟国家

如果与进口国俄罗斯为关税同盟国家，则取值为1，反之取值为0。该变量测度关税同盟对出口国的影响。

（7） fdi：是否为外国直接投资净流入国

该指标测度当年外国直接投资对出口国出口贸易影响。如果当年该出口国FDI为净流入，则取值1，反之，如果为净流出则取值0。

通过以上分析，可以得到表2所示的基于传统引力模型常用的解释变量。

五、 实证结果分析

（一） 出口扩展边际

本文利用20个主要对俄罗斯农产品出口国（简称出口国）2007-2013年的HS-6分位出口贸易数据，根据前面分析得到的横截面空间计量模型，分析空间效应对出口国农产品贸易额的影响，采用出口扩展边际作为被解释变量。2007-2013年出口国农产品扩展边际数据如表3。

（二） 实证分析结果

在实际建模过程中，为了避免时间扰动对空间权重的影响，先计算2007-2013年各年出口产品向量内积，然后取7年平均数，在此基础上构造模型中的产品向量空间权重矩阵。

通过本文构造的空间计量模型，采用Kelejian and Prucha提出的广义空间二阶段最小二乘法（简称GS2SLS估计方法），对模型进行估计，相关结果见表4。

表4的回归结果表明，基于出口产品向量空间权重所构造的矩阵非常显著。从2007年至2013年7年期间，结合各年传统引力模型的外生解释变量，可以更好地拟合反映出口国贸易流量的扩展边际指标。正如以往文献所指出的，扩展边际与出口国本身企业的异质性现象有关，但另一方面，通过本文模型检验，出口扩展边际也和其他出口国的产品集存在空间相互作用，并从空间角度揭示了多边阻抗存在的原因，各变量系数与理论分析一致。

通过上面对出口国对俄罗斯农产品市场出口贸易流量等数据的实证分析，可以得出以下几点结论。

（1）各出口国对俄罗斯相对经济总量的增长，可以促进出口沿扩展边际的方向增长，但效果不明显。总体上比普通OLS的估计要稳健。相对GDP每增长1%，空间GS2SLS回归得到的对扩展边际增长的百分比均低于OLS，只有2011年例外，说明2011年尚有其他未知因素，需要进一步展开研究。

（2）运输成本变动对扩展边际的增长作用很小，这可能和俄罗斯特殊的地理位置有关，俄罗斯巨大的国土面积与边境线使得俄罗斯可以向不同方向的国家进口所需产品，因而对运输成本变得不十分敏感。回归系数和理论推断一致，运输成本降低对扩展边际增长有正向作用。

（3）反映出口国生产力水平和工业化程度的农业增加值指标对扩展边际有非常显著的正向作用。农业增加值占GDP比重每下降一个百分点，会促进扩展边际增长2.5-4.7个百分点不等。同样，该结果总体也比普通OLS回归更为稳健，空间计量模型较好地反映了生产力水平在总体增强的同时各国之间的相对变化情况。

（4）哑变量（欧盟、FDI净流进流出和关税同盟）在空间计量模型中均十分显著，弥补了本文OLS模型中哑元变量显著性不够的弊端。euro变量的系数与两类模型保持一致，但正负不定，这可能与俄罗斯同欧盟关系時起时伏有关。除2013年外，空间计量模型得到的Tax_union关税同盟变量系数均为正，促进出口国贸易沿扩展边际增长，但作用有限，这可能和关税同盟在分析期间只有俄罗斯和白俄罗斯有关，关税同盟的作用因而没有充分体现。由于大部分对俄出口国为FDI净流入国，资本净流入有助于提高出口国农产品的资本技术含量，因此可以促进出口。实证结果也表明，依据空间计量模型得到的系数与之前分析结论一致;反过来，普通OLS模型得到的FDI变量系数正负不定，不能很好地解释现实数据。

通过以上分析表明，采用出口产品向量空间权重矩阵的横截面空间计量模型能更加有效地解释双边贸易存在的空间效应，特别是能弥补传统引力模型在空间效应解释方面的不足，为相关决策提供了较好的数据统计分析依据。

六、 政策建议

本文模型分析和实证结果表明：空间距离对国际贸易存在较大影响，通过空间滞后回归模型和空间自相关分析，可以得到我们所需要的决策信息。

从扩大中国农产品出口俄罗斯市场的角度出发，有以下几点建议。

1. 研究俄罗斯农产品集变化的规律

俄罗斯市场规模的扩大，表现为俄罗斯国内GDP的增长，其规模的扩大对俄罗斯进口农产品的总需求也会随之增长。但由于中国对俄罗斯出口农产品同其他国家相比的共同点不多，从农产品出口结构来看，这种增长总体上对促进中国农产品对俄罗斯出口作用不大。随着我国农产品质量的提高，部分农产品将可能进入俄罗斯农产品进口的产品集中，从而有可能获得出口增长。同时，中俄农产品可以进行产业间贸易，具有较强的互补性。建议加强对俄罗斯市场规模变化规律的研究及其在具体农产品进口方面的影响，从而使中国农产品能够从俄罗斯市场规模增长中获得实实在在的贸易利益。

2. 继续大力吸引农业资本

虽然我国总体上GDP总量已经排名第二，不少企业已经走出国门，但我国人均GDP仍处于世界靠后位置，特别是农产品技术含量不高，生产效率低下，因而我国仍需要大量的外资直接投入。我国应当加强对农业产业资本的引进，提高农产品资本与技术含量。这有助于提升我国农产品的附加值水平，改善出口产品集的构成。

3. 依托“一带一路”倡议，建立完善通关便利措施

除了地理距离远近会导致运输成本升高外，通关是否顺畅便利也是一种隐形的“运输成本”，虽然白俄罗斯、俄罗斯和哈萨克斯坦三国已经组成关税同盟，但在“一带一路”倡议框架内，在上海合作组织框架内组成更大范围的关税同盟也可以加以考虑。

4. 加快农产品专列建设，完善冷链物流管理

农产品存在保鲜的特殊质量要求。那些对俄出口领先我国的国家出口的这些农产品我国也能生产。如果距离遥远运输时间长，农产品质量可能下降。大幅缩短运输时间可以大幅降低运输损耗，降低仓储费用，从而使得总可变贸易成本有可能降低。我国正在大力推行高铁走出国门。喀山至莫斯科高铁已正式由中国承建。在“一带一路”倡议的积极推动下，可以考虑建立高铁农产品物流专线，大力提高农产品物流速度，大幅缩短同领先国家竞争农产品的物流时间，以降低中国农产品抵达俄罗斯最终消费者的时间，从而让更多的国内农产品生产企业同领先国家的相关企业竞争。

5. 扶持、组建大型农产品生产企业，提高规模效益

在同领先国家的相关企业竞争时，必须改变中国农产品生产企业规模过小，单打独斗的局面，積极组建大型的以俄罗斯为主要目标市场的农产品企业集团。具体来说，可以考虑在我国新疆、东北等和俄罗斯接壤的区域进行此项工作。国家应当给予适当的财政、金融支持，如税收减免等政策支持。

组建大型集团还可以提高农业的产业化水平，带动相关产业的发展，促进农业产业化进程，提高总体生产效率。

（责任编辑：亚立）

作者：文峰 杨逢珉