楊 奎

內(nèi)容提要：在生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)全球化背景下，中國的出口效率和增長潛力有必要利用增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)進行重新評估。本文在利用世界投入產(chǎn)出表（WIOT）來測算1995—2016年39 個國家間的雙邊增加值出口數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用隨機前沿引力模型對中國出口效率及其影響因素加以分析。研究發(fā)現(xiàn)：中國增加值總體出口效率值在0.5—0.7 之間，出口潛力巨大；各行業(yè)間出口效率存在顯著差異，非制造工業(yè)的增加值出口效率高達0.9 左右，制造業(yè)工業(yè)與總體出口效率水平相當(dāng)，而農(nóng)林牧漁業(yè)和服務(wù)業(yè)出口效率均明顯低于總體出口效率的平均水平；出口效率影響因素結(jié)果顯示，傳統(tǒng)貿(mào)易制約因素的作用在逐漸弱化，貿(mào)易環(huán)境的政治民主度和貿(mào)易自由度等人為因素成為影響出口效率的決定性因素。

一、引言

改革開放以來，中國采取出口導(dǎo)向型發(fā)展模式，出口的快速增長對經(jīng)濟增長的拉動作用明顯。1980—2016年，中國貨物出口規(guī)模從0.03 萬億元增加到13.85萬億元，年均增長率達到了19.50%，對GDP 增長的貢獻率平均達到了20.76%。來自國外市場的需求已經(jīng)成為中國經(jīng)濟增長的重要動力，并且在未來一定時期內(nèi)，穩(wěn)定出口仍然是確保中國經(jīng)濟增長的重要手段之一。①魯曉東等：《中國的出口潛力及其影響因素——基于隨機前沿引力模型的估計》，載《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，2010年第10 期，第21—35 頁.鑒于出口對中國經(jīng)濟的重要作用，關(guān)于中國出口效率以及增長潛力等問題一直備受國內(nèi)學(xué)者關(guān)注。比如，盛斌等運用引力模型估計中國對40 個主要貿(mào)易伙伴的出口潛力；①盛斌等：《中國的貿(mào)易流量與出口潛力：引力模型的研究》，載《世界經(jīng)濟》，2004 第2 期，第3—12 頁。王孝松等基于引力模型在構(gòu)建了中國出口決定因素的計量方程的基礎(chǔ)上，預(yù)測中國出口增長潛力；②王孝松等：《中國出口增長潛力預(yù)測——基于引力模型的若干情景分析》，載《財貿(mào)經(jīng)濟》，2014 第2 期，第75—84 頁。徐鈺清和鐘建軍在隨機前沿引力模型測算基礎(chǔ)上，認為中國通過貿(mào)易便利化政策實施，貿(mào)易潛力會有較大提升空間。③徐鈺清等：《“絲綢之路經(jīng)濟帶”貿(mào)易潛力分析——基于隨機前沿引力模型》，載《科技與管理》，2016年第3 期，第52—57 頁。此外，魯曉東和趙奇?zhèn)?gòu)建隨機前沿引力模型估計中國的出口潛力，并對影響貿(mào)易非效率的因素加以分析。④魯曉東等：《中國的出口潛力及其影響因子——基于隨機前沿引力模型的估計》，載《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，2010年第10 期，第21—35 頁。

現(xiàn)有研究對認識和理解中國出口發(fā)展?fàn)顩r和增長潛力具有重要的參考價值。然而需要指出的是，現(xiàn)有研究均是依據(jù)傳統(tǒng)的海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實證分析。當(dāng)前，在生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)全球化背景下，中間品貿(mào)易比例日益增加，海關(guān)統(tǒng)計能否真實反映一國在對外貿(mào)易中的參與程度和獲益程度，受到廣泛質(zhì)疑。⑤Koopman,R.,Wang,Z.,Wei,S.J.“Tracing Value-added and Double Counting in Gross Exports,” The American Economic Review,2014,104(2)p.459-494。陳繼勇等：《基于增加值貿(mào)易視角的中國對外貿(mào)易統(tǒng)計研究——兼與海關(guān)統(tǒng)計方式比較分析》，載《世界經(jīng)濟研究》,2016年第5 期，第42—51 頁。與之相對，增加值貿(mào)易統(tǒng)計因能更好測度一國從全球生產(chǎn)價值鏈中獲得的真實貿(mào)易所得，正逐漸由學(xué)術(shù)概念演變成為學(xué)者重新審視貿(mào)易問題的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。國內(nèi)已有學(xué)者從增加值貿(mào)易視角重新分析和評估中國的出口規(guī)模、出口競爭力以及國際地位等。⑥陳雯等：《全球價值鏈分工下我國出口規(guī)模的透視分析——基于增加值貿(mào)易核算方法》，載《財貿(mào)經(jīng)濟》，2014 期7 期，第107—115 頁。王嵐等：《中國制造業(yè)融入全球價值鏈路徑研究——嵌入位置和增值能力的視角》，載《中國工業(yè)經(jīng)濟》，2015年第2 期，第76—88 頁。魏浩等：《附加值統(tǒng)計口徑下中國制造業(yè)出口變化的測算》，載《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，2015 第6 期，第105—119 頁。相關(guān)研究表明：中國在增加值貿(mào)易角度上需要在先進制造業(yè)與服務(wù)業(yè)領(lǐng)域開拓新的增長點，打造高端價值環(huán)節(jié)，⑦羅偉等：《外商直接投資對中國參與全球價值鏈分工的影響》，載《世界經(jīng)濟》，2019年第5 期，第49—73 頁。繼而通過構(gòu)建合作共贏的全球經(jīng)濟生態(tài)圈，釋放中國的增加值貿(mào)易潛力。⑧楊繼軍：《增加值貿(mào)易對全球經(jīng)濟聯(lián)動的影響》，載《中國社會科學(xué)》，2019 第4 期，第26—48、204—205 頁。但目前文獻中缺乏從增加值貿(mào)易視角考察中國出口表現(xiàn)及增長潛力等問題。為此，本文利用增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)，重新評估中國出口效率及其影響因素，以期用科學(xué)的方法得出更為可信的結(jié)果，為準確把脈中國出口貿(mào)易發(fā)展及后續(xù)相關(guān)貿(mào)易政策制定提供理論依據(jù)。

關(guān)于增加值貿(mào)易問題的研究還屬于起步階段，目前缺乏可直接用于實證分析的增加值貿(mào)易的官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)。世界貿(mào)易組織（WTO）和經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）聯(lián)合發(fā)布的全球增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（TiVA）是目前唯一系統(tǒng)整理的增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，但該統(tǒng)計數(shù)據(jù)是非連續(xù)的，可能會引起實證結(jié)果的估計偏差問題，因而學(xué)者們通常的做法是通過世界投入產(chǎn)出表（WIOT）推算增加值數(shù)據(jù)。雙邊增加值出口數(shù)據(jù)是本文測算中國出口效率的前提。因此，本文利用最新發(fā)布的WIOT，并借鑒庫普曼（Koopman）等人的增加值計算方法，測算1995—2016年間39 個國家間的雙邊增加值出口數(shù)據(jù)①本文引用的數(shù)據(jù)僅指WTO 39 個成員的數(shù)據(jù)，中國香港和中國臺灣雖屬WTO 的成員，但本文引用的數(shù)據(jù)并不包括這兩個成員。，以此作為后續(xù)實證研究的基礎(chǔ)。

引力模型是國際貿(mào)易領(lǐng)域研究貿(mào)易潛力最為常用的做法，由引力模型估算出的雙邊貿(mào)易擬合值被稱為貿(mào)易潛力，實際貿(mào)易量與貿(mào)易潛力的比值用來衡量貿(mào)易效率。②“貿(mào)易潛力”與“貿(mào)易效率”的概念在相關(guān)研究中存在通用做法。一般認為，貿(mào)易效率是實際貿(mào)易水平與貿(mào)易潛力的比值，通過貿(mào)易效率可分析貿(mào)易潛力，即：貿(mào)易效率越高，貿(mào)易潛力提升空間越小。然而，傳統(tǒng)引力模型中僅包含地理距離等很少的貿(mào)易阻力，其他更多的未被識別的貿(mào)易阻力都進入隨機誤差項。因此，傳統(tǒng)引力模型所測算的貿(mào)易潛力僅是貿(mào)易平均值，而非理論上所能達到的最大可能貿(mào)易值。鑒于傳統(tǒng)引力模型測量貿(mào)易潛力時存在的問題，隨機前沿的思想被借鑒到引力模型中。隨機前沿引力模型將貿(mào)易阻力單獨處理，限制或促進貿(mào)易的因素被納入貿(mào)易非效率項處理，進而可以有效地克服傳統(tǒng)引力模型的缺陷。因此，本文在測算雙邊增加值出口數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，利用隨機前沿引力模型對中國出口效率及其影響因素加以分析。

本文安排如下：簡要介紹計算雙邊增加值出口的方法，并對中國增加值出口進行描述性分析；隨機前沿引力模型及數(shù)據(jù)說明；基于模型回歸結(jié)果對中國出口效率的測算與分析；貿(mào)易效率的影響因素模型及結(jié)果分析；全文的結(jié)論與啟示。

二、增加值出口測算方法及結(jié)果分析

（一）核算方法

本文使用最新公布的WIOT 核算各國雙邊增加值出口貿(mào)易數(shù)據(jù)。WIOT 涵蓋了1995—2016年間39 個國家35 個行業(yè)的國家間投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，明確了各國家不同部門中間產(chǎn)品和最終產(chǎn)品的消費與生產(chǎn)的來源與去向，能夠?qū)蝹€產(chǎn)品從生產(chǎn)到消費的各個環(huán)節(jié)產(chǎn)生的增加值分派到生產(chǎn)加工的各階段。結(jié)合WIOT 的數(shù)據(jù)特點，庫普曼等人提出最新的增加值貿(mào)易核算方法：將各部門的中間品貿(mào)易量，根據(jù)產(chǎn)地和最終使用的目的地進行分解，得到被不同國家的不同部門最終產(chǎn)品生產(chǎn)所使用的數(shù)量，從而實現(xiàn)貿(mào)易中對中間品貿(mào)易流量的分解，進而將被國外吸收的國內(nèi)增加值統(tǒng)計為一國的增加值出口。這種方法計算的增加值出口由三部分構(gòu)成：最終產(chǎn)品出口的國內(nèi)增加值，直接被進口國生產(chǎn)國內(nèi)最終需求吸收的中間產(chǎn)品出口的國內(nèi)增加值，被進口國出口至第三國且被最終吸收的中間產(chǎn)品出口的國內(nèi)增加值。

出于簡化考慮，本文以三個國家、兩個部門的投入產(chǎn)出模型為例，對增加值出口的核算方法進行介紹。三國兩部門的投入產(chǎn)出表如表1 所示，這里S、R、T代表國家，C1、C2 代表中間使用部門，C3、C4 代表最終使用部門。表示S國部門1 生產(chǎn)的產(chǎn)品被R 國部門1 用作中間投入的部分，表示S 國部門1 生產(chǎn)的產(chǎn)品被T 國部門3 用作最終使用的部分，其余類推；分別代表S 國部門1 的總投入或總產(chǎn)出（總投入等于總產(chǎn)出）與S 國部門1 生產(chǎn)中產(chǎn)生的增加值，其余類推。

表1 三國兩部門的投入產(chǎn)出簡表

從表1 的橫向平衡關(guān)系看，每個國家各部門的總產(chǎn)出應(yīng)該等于各國家不同部門的中間投入與最終消費之和，其橫向平衡式關(guān)系可表示為：

定義中間投入系數(shù)A=Z(X)–1，表示一國各部門生產(chǎn)中不同來源的中間產(chǎn)品投入在部門總投入中所占的比重。例如，表示R 國部門2 生產(chǎn)投入中來自S 國部門1 的中間投入部分所占的比重。進一步解得Z=AX，寫成列向量形式并帶入式（1）可得：

整理式（2）得到需求拉動總產(chǎn)出公式：

式（5）中，VBY 為6×3 矩陣，即為增加值出口矩陣，該矩陣每行各元素分別表示一國一部門生產(chǎn)的增加值被本國及他國所消耗的數(shù)量，由此得到一國各部門生產(chǎn)的增加值出口到其他國家的數(shù)量，進一步加總一國各部門被他國消耗的增加值，可得出該國向他國的增加值出口總額。

此外，后文中將會考察貿(mào)易效率及影響因素在各行業(yè)間的差異，本文參考約翰遜（Johnson）和諾蓋拉（Noguera）①Johnson,R.C.,Noguera,G.“Accounting for Intermediates: Production Sharing and Trade in Value Added,” Journal of International Economics,2012,86(2)pp.224-236.將WIOT 中35 個部門歸類為農(nóng)林牧漁業(yè)、制造業(yè)工業(yè)、非制造業(yè)工業(yè)和服務(wù)業(yè)四大行業(yè)。②具體情況如下：農(nóng)林牧漁業(yè)僅含本部門；制造業(yè)工業(yè)包括食品飲料煙草業(yè)、紡織業(yè)、皮革及制鞋業(yè)、木材加工業(yè)、紙漿印刷出版業(yè)、焦炭煉油及核材料業(yè)、化學(xué)材料及制品制造業(yè)、橡膠和塑料制品業(yè)、其他非金屬礦物品業(yè)、基本金屬制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、電子與光學(xué)設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、其他設(shè)備及回收業(yè)，共13 個部門；非制造工業(yè)包括采礦業(yè)、電力燃氣水生產(chǎn)與供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)，共3 個部門；服務(wù)業(yè)包括剩余的17 個部門。與計算各國間增加值出口總額的方法相似，可以計算出各國間分行業(yè)的增加值出口數(shù)據(jù)。

（二）結(jié)果分析

為了通過隨機前沿引力模型估計中國“前沿”出口水平，本文核算了各國間增加值出口總額和分行業(yè)增加值出口數(shù)據(jù)。然而，本文研究重點在于中國增加值出口效率問題，所以下文僅對中國增加值出口狀況進行描述性分析。

由圖1 可知，1995—2016年中國增加值出口整體呈上升趨勢。1995年，中國增加值出口僅0.01 萬億美元，2016年增加到3.38 萬億美元，年均增長率高達16.43%。其中，由于受次貸危機的影響，2009年增加值出口一度下滑，但隨后穩(wěn)步恢復(fù)并繼續(xù)增加。此外，圖1 引入了傳統(tǒng)海關(guān)統(tǒng)計的出口數(shù)據(jù)，比較兩種統(tǒng)計方法統(tǒng)計出口數(shù)據(jù)的差異。通過比較可知，海關(guān)統(tǒng)計的出口高估了中國實際出口規(guī)模，并且在2001年中國加入WTO 以后，高估程度呈擴大化趨勢，平均高估幅度由1995—2001年的13.69%擴大至2002—2016年間的22.06%。由此說明，基于海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)測算的中國出口效率存在偏誤，有必要從增加值貿(mào)易角度重新測算中國的出口貿(mào)易效率。

圖1 1995—2016年中國增加值出口與海關(guān)統(tǒng)計出口的比較

三、隨機前沿引力模型及數(shù)據(jù)說明

（一）隨機前沿引力模型

1.一般形式

隨機前沿方法被引入引力模型，從而將傳統(tǒng)引力模型的誤差項分解為隨機誤差項和貿(mào)易非效率項區(qū)別處理，這樣可以有效克服傳統(tǒng)引力模型模糊處理不可觀測貿(mào)易限制因素的處理方法。

根據(jù)隨機前沿模型，面板數(shù)據(jù)形式的雙邊貿(mào)易量可表示為：

其中，式（7）是式（6）的自然對數(shù)形式；πijt表示t 期i 國對j 國的增加值出口貿(mào)易水平；向量xijt表示引力模型中影響貿(mào)易量的自然決定因素，如經(jīng)濟規(guī)模和距離等；β 表示待估計參數(shù)向量；vijt表示隨機測量誤差項，且服從均值為零的正態(tài)分布，即；μijt是貿(mào)易非效率項，表示未能在方程中體現(xiàn)出的貿(mào)易阻力，包括促進與阻礙貿(mào)易的因素，同時假定μijt≥0，表示μijt在整體上會限制貿(mào)易，即貿(mào)易阻力中阻礙貿(mào)易發(fā)展的因素占主導(dǎo)地位；另外，假定vijt與μijt相互獨立，即。

在不存在貿(mào)易阻力的情況下，貿(mào)易達到最優(yōu)的貿(mào)易量，可表示為：

在貿(mào)易潛力基礎(chǔ)上，貿(mào)易效率可表示為：

式（9）中，TEijt為貿(mào)易效率，為實際貿(mào)易水平與貿(mào)易潛力的比值，由貿(mào)易非效率項所決定，通過貿(mào)易效率可判斷樣本國家間貿(mào)易發(fā)展水平與潛力。當(dāng)μijt＞0時，貿(mào)易非效率的存在使得實際貿(mào)易水平小于貿(mào)易潛力，此時；當(dāng)μijt=0 時，不存在貿(mào)易非效率，樣本國間貿(mào)易是無摩擦的，貿(mào)易效率TEijt=1，實際貿(mào)易水平等于貿(mào)易潛力，樣本國之間貿(mào)易實現(xiàn)最大效率。

此外，早期的隨機前沿模型假定貿(mào)易非效率項μ不隨時間變化，即該模型只能估計時間不變的樣本貿(mào)易效率，稱為時不變模型。巴蒂斯（Battese）和科埃利（Coelli）提出的時變模型可以估計每個樣本的貿(mào)易效率，進而考察貿(mào)易效率隨時間的變化情況，①Battese G E,Coelli T J.,“Frontier Production Functions,Technical Efficiency and Panel Data: with Application to Paddy Farmers in India,” Journal of Producitivity Analysis,1992,Vol.3: pp.153-169.其基本模型如下：

其中，μijt服從截尾正態(tài)分布，η 為待估參數(shù)。η＞0，貿(mào)易非效率隨時間下降，貿(mào)易阻礙減少；η＜0，貿(mào)易非效率隨時間遞增，貿(mào)易阻礙增加；η=0，貿(mào)易非效率不隨時間變化，模型等同于時不變模型。

2.模型設(shè)定

在隨機前沿模型變量選取中，本文參考阿姆斯特朗（Armstrong）的模型設(shè)定方法，引入經(jīng)濟發(fā)展水平、人口、距離與邊界等中短期不隨時間變化的自然決定因素；而將貿(mào)易協(xié)定、經(jīng)濟自由化程度等短期內(nèi)易變的人為因素納入貿(mào)易非效率模型。①Armstrong,S.,“Measuring Trade And Trade Potential: A Survey,” Asia Pacific Economic Paper,2007,No.368.基于上述思路，本文首先構(gòu)建一個時變隨機前沿引力模型，分別測算中國與貿(mào)易伙伴國增加值總出口和分行業(yè)出口的貿(mào)易效率。方程式如下：

其中，被解釋變量VATijt表示t 時期i 國對j 國的增加值出口。其余各解釋變量是傳統(tǒng)引力模型中的常規(guī)變量。PGDPit、PGDPjt分別表示t 時期出口方、進口方的人均GDP，體現(xiàn)了一國的經(jīng)濟發(fā)展水平與要素稟賦差異，一般認為與出口貿(mào)易呈正相關(guān)性；POPit、POPjt分別表示t 時期出口國、進口國的人口數(shù)量，代表一國的國內(nèi)市場規(guī)模，常假定與出口貿(mào)易正相關(guān)；DISTij表示兩國間的地理距離，反映了兩國間的貿(mào)易運輸成本，是阻礙貿(mào)易發(fā)展的重要因素，假定與貿(mào)易負相關(guān)；Xij包含了是否接壤等虛擬變量，也是影響一國出口的重要自然因素。因為隨機前沿估計屬于參數(shù)估計方法，所以在使用隨機前沿引力模型測算增加值出口貿(mào)易效率時，對引力方程具體形式的選擇尤為重要，本文將使用似然比檢驗確定隨機前沿引力模型的最終形式。

最后必須強調(diào)的一點是，隨機前沿引力模型與傳統(tǒng)引力模型的區(qū)別僅在于不可觀測貿(mào)易影響因素的處理方式，因此，隨機前沿引力模型在分析雙邊增加值貿(mào)易上的適用性同樣也缺乏相關(guān)理論基礎(chǔ)。然而，如約翰遜和諾蓋拉②Johnson,R.C.,Noguera,G.,“Fragmentation and Trade in Value Added Over Four Decades,” National Bureau of Economic Research,2016.以及科普蘭（Kaplan）等人①Kaplan,L.C.,Kohl,T.,Martínez-Zarzoso,I.,“The effects of the CEECS’s accession on sectoral trade: A value added perspective,” SSRN working paper,2015.指出，從經(jīng)驗角度來看，影響增加值出口的引力模型變量能夠解釋雙邊增加值貿(mào)易的絕大部分變異，也可以很好地擬合雙邊增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)。因此，本文基于隨機前沿引力模型，從增加值貿(mào)易角度準確測算中國的出口貿(mào)易效率。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文是基于WIOT 計算各國間增加值總出口和分行業(yè)出口數(shù)據(jù)，因此，實證分析的研究對象國選取被局限于WIOT 所包含的國家和地區(qū)。目前WIOT 包含41 個國家和地區(qū)。其中，1 個是世界其他地區(qū)。另外，中國臺灣部分年份數(shù)據(jù)缺失，因此實證分析中刪去了WIOT 中國臺灣地區(qū)與世界其他地區(qū)，剩余39 個國家或地區(qū)作為本文的研究樣本。②具體包括歐盟成員國（如法國、德國、意大利、荷蘭、比利時、愛爾蘭、盧森堡、丹麥、希臘、西班牙、葡萄牙、奧地利、芬蘭、瑞典、波蘭、捷克、匈牙利、斯洛伐克、斯洛文尼亞、塞浦路斯、馬耳他、拉脫維亞、立陶宛、愛沙尼亞、保加利亞、羅馬尼亞等），以及澳大利亞、巴西、加拿大、中國、印度尼西亞、印度、日本、韓國、墨西哥、俄羅斯、土耳其、美國等國。基于2011年數(shù)據(jù)顯示，中國向39 個樣本地增加值出口占中國總增加值出口78.59%，因此，研究樣本地能夠較好地代表中國整體出口狀況。

此外，用于隨機前沿引力模型的人均GDP 和人口數(shù)據(jù)來源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，雙邊距離和是否接壤均來自法國國際經(jīng)濟研究中心（CEPII）。

四、實證結(jié)果及討論

（一）隨機前沿模型似然比檢驗

以上建立的隨機前沿引力模型是否正確，將直接決定能否有效地測算增加值出口貿(mào)易效率。因此，本文首先使用似然比檢驗判斷模型的適用性和具體形式。似然比檢驗統(tǒng)計量為：

由表2 的檢驗結(jié)果可知：首先，無論是總體還是分行業(yè)的模型中不存在貿(mào)易非效率項的原假設(shè)都在1%的顯著水平上被拒絕，這說明總體和分行業(yè)模型中都存在貿(mào)易非效率項，使用隨機前沿方法是適合的；其次，貿(mào)易非效率不變化的原假設(shè)對于增加值總出口和服務(wù)業(yè)增加值出口模型在1%的顯著水平上被拒絕，說明貿(mào)易非效率項不是常數(shù)而是隨時間而變化的。因此，這兩個模型應(yīng)適用時變隨機前沿引力模型；而農(nóng)林牧漁業(yè)、非制造工業(yè)和制造業(yè)的增加值出口模型均不能顯著地拒絕原假設(shè)，說明這三個模型適用時不變模型。

表2 隨機前沿引力模型假設(shè)檢驗結(jié)果

（二）隨機前沿模型回歸結(jié)果

確定模型具體形式后，各國家間增加值出口的隨機前沿引力模型估計結(jié)果如表3 所示。其中，增加值總出口和服務(wù)業(yè)增加值出口模型的估計結(jié)果中的η 值均在1%水平上顯著為正，有效地刻畫了貿(mào)易非效率隨時間的變化趨勢，說明影響各國間增加值總出口和服務(wù)業(yè)增加值出口的貿(mào)易非效率在逐漸減弱，貿(mào)易效率在逐漸提升。同時，進一步佐證了表2 中似然比檢驗結(jié)果，即增加值出口和服務(wù)業(yè)增加值出口模型適用于時變模型。

由表3 可知，各模型中自變量符號均符合預(yù)期且均具有統(tǒng)計上的顯著性。從增加值總出口的估計結(jié)果看，進出口國人均GDP 和人口均對增加值出口有顯著的促進作用，說明經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和人口反映的市場容量的增大均會促進增加值出口貿(mào)易的發(fā)展，并且進口國的人均GDP 和人口對增加值出口的促進作用顯著大于出口國家，說明貿(mào)易伙伴國經(jīng)濟發(fā)展水平和市場容量對促進增加值出口存在重要意義。兩國間距離是阻礙雙邊增加值貿(mào)易的重要因素，其系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負。雙方地理接壤對增加值出口具有顯著的正向促進作用，而且其促進作用明顯大于其他自變量。其可能的原因是，研究樣本中包括歐盟各成員國，相鄰的歐盟各國間貿(mào)易分工協(xié)作密切，因而從增加值角度衡量的地理接壤的貿(mào)易促進作用尤為顯著。

表3 隨機前沿引力模型回歸結(jié)果

（續(xù)表）

從各行業(yè)模型估計結(jié)果看，進口國的人均GDP 和人口對貿(mào)易伙伴國農(nóng)林牧漁業(yè)、非制造工業(yè)和制造業(yè)工業(yè)增加值出口的促進作用顯著大于出口國家，并且這兩個因素對非制造工業(yè)的促進作用最大，對農(nóng)林牧漁業(yè)的影響最小。與之相對，出口國人均GDP 和人口對服務(wù)業(yè)增加值出口的促進作用略大于進口國家，可能的解釋是，經(jīng)濟發(fā)展水平的提高和市場容量的擴大會使得服務(wù)業(yè)增加值出口對出口市場的依賴性相對減弱。此外，雙邊地理距離以及邊界接壤與否在各行業(yè)模型中均顯著且符號符合預(yù)期，只是對貿(mào)易的影響程度上略有差異。

（三）中國增加值出口效率分析

本文在隨機前沿引力模型回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，按照式（9）的設(shè)定，估計了中國增加值總出口與分行業(yè)增加值出口的效率值。隨機前沿方法計算的出口效率取值在0 和1 之間，該值越接近1 則說明出口效率越高，反之則說明出口效率低，出口增長潛力大。

首先，由圖2 可知，1995—2016年中國對樣本國家增加值出口效率取值在0.5—0.7 之間，整體水平仍較低，增加值出口仍有很大的增長潛力。從變化趨勢來看，加入世界貿(mào)易組織（WTO）改善了對外貿(mào)易環(huán)境，中國增加值出口效率在2001年以后得以提升，受次貸危機影響，2009年出口效率有所下降但隨后逐步回升。總體來看，中國增加值出口穩(wěn)中有升。從與已有研究利用海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)測算的中國出口效率結(jié)果比較來看，本文的估計值相對較低。已有研究中具有代表性的，盛斌等人認為，2001年中國出口屬于“過度貿(mào)易狀態(tài)”；①盛斌等：《中國的貿(mào)易流量與出口潛力：引力模型的研究》，載《世界經(jīng)濟》，2004 第2 期，第3—12 頁。魯曉東等人估計，中國出口效率值在0.8 左右。②魯曉東等：《中國的出口潛力及其影響因素——基于隨機前沿引力模型的估計》，載《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》，2010年第10 期，第21—35 頁。筆者認為，估計結(jié)果差異的原因首先是估計方法、研究樣本選擇有所不同，但最主要的原因是本文是基于增加值出口數(shù)據(jù)核算出口效率，海關(guān)統(tǒng)計出口數(shù)據(jù)存在高估實際出口的問題。

圖2 1995—2016年中國增加值出口貿(mào)易效率

分行業(yè)考察中國增加值出口效率可知，非制造工業(yè)的增加值出口效率最高，各年均保持在0.9 左右，說明該行業(yè)出口面臨的人為貿(mào)易阻力很小，發(fā)展?fàn)顩r良好；制造業(yè)工業(yè)的增加值出口效率與中國出口效率平均水平相當(dāng)，維持在0.5—0.7之間且穩(wěn)中有升；農(nóng)林牧漁業(yè)和服務(wù)業(yè)出口效率都明顯低于中國出口效率的平均水平，這說明這兩類行業(yè)仍面臨很多自然貿(mào)易阻力以外的貿(mào)易壁壘，進而也預(yù)示著中國在農(nóng)林牧漁業(yè)和服務(wù)業(yè)的出口上具有較高的增長潛力。

五、貿(mào)易非效率影響因素分析

在測算和分析了中國增加值出口效率的基礎(chǔ)上，本文進一步研究影響出口貿(mào)易效率的因素。由貿(mào)易效率的測算模型（式9）可知，貿(mào)易非效率是造成實際貿(mào)易額與貿(mào)易潛力之間差異的主要原因，在表3 的回歸結(jié)果中，γ 是貿(mào)易非效率項在全部隨機擾動項中所占的比重，①，其中，，是貿(mào)易非效率項μ 的方差，是隨機誤差項V的方差。各模型估計結(jié)果中γ 均在0.9 左右，且都在1%水平上顯著，說明實際貿(mào)易額與貿(mào)易潛力之間的差異主要是由非效率項造成的，平均解釋程度大約達到90%左右。

為深入研究影響貿(mào)易非效率的人為因素，需建立貿(mào)易非效率模型加以分析。通常的做法是采用兩步法：第一步，利用隨機前沿引力模型回歸獲得貿(mào)易非效率項μ 的估計值；第二步，用μ 對相關(guān)的外生變量z 做回歸估計，從而對μ 進行影響因素分析。即：

其中，α 為待估計參數(shù)，Zijt為影響貿(mào)易非效率的外生變量，εijt為隨機誤差項。

具體的貿(mào)易非效率模型設(shè)定如下：

其中，解釋變量包括：（1）是否是WTO 成員（即WTOijt），WTO 建立的全球多邊貿(mào)易體系，能夠降低成員方間貿(mào)易壁壘并有效解決貿(mào)易爭端，有利于雙邊貿(mào)易發(fā)展，屬于貿(mào)易促進因素，預(yù)期與貿(mào)易非效率項負相關(guān)。（2）關(guān)稅占國家整體稅收的比重（即TAFjt），用以衡量一國的關(guān)稅壁壘，關(guān)稅水平越高則貿(mào)易效率越低，是阻礙貿(mào)易發(fā)展的指標(biāo)因素，預(yù)期與貿(mào)易非效率項正相關(guān)。（3）班輪運輸連通性指數(shù)（即SHPjt），衡量進口方與全球海運聯(lián)系的密切程度。當(dāng)前國際貿(mào)易運輸以海運為主，因此，考察SHP 有助于了解海運對貿(mào)易效率的影響，指標(biāo)數(shù)值越高表示海運交通設(shè)施越好，越能促進貿(mào)易，預(yù)期與貿(mào)易非效率項負相關(guān)。（4）貿(mào)易自由度（即TRAjt），集中體現(xiàn)了成員方參與國際貿(mào)易的程度，預(yù)期與貿(mào)易非效率項負相關(guān)。（5）貨幣自由度（即MONjt），反映進口國物價穩(wěn)定和價格管制水平，評估得分越高說明價格波動受供給因素影響的程度越大，價格更多地由市場決定，預(yù)期與貿(mào)易非效率項負相關(guān)。（6）金融自由度（即FINjt），反映金融機構(gòu)的運行效率及相對于政府控制和干預(yù)的獨立性，評估得分越高表示金融市場受管制越少，獨立運行程度越高，預(yù)期與貿(mào)易非效率項負相關(guān)。（7）政治民主度（即VCjt），通常認為民主進步會促進貿(mào)易發(fā)展，預(yù)期與貿(mào)易非效率項負相關(guān)。

貿(mào)易非效率模型所用數(shù)據(jù)來源：（1）是否為WTO 成員的數(shù)據(jù)來源于WTO 官方網(wǎng)站，關(guān)稅占國家整體稅收的比重（TAF）來自世界銀行WDI 數(shù)據(jù)庫，班輪運輸連通性指數(shù)（SHP）數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議報告；（2）貿(mào)易自由度（TRA）、貨幣自由度（MON）和金融自由度（FIN）指數(shù)等均來自全球遺產(chǎn)基金會全球經(jīng)濟自由指數(shù)；（3）政治民主度（VC）指數(shù)來自全球政治治理指標(biāo)（WGI）。

由于隨機前沿引力模型中，農(nóng)林牧漁業(yè)、非制造業(yè)工業(yè)和制造業(yè)工業(yè)均采用時不變模型，這三個子行業(yè)的貿(mào)易非效率項不隨時間改變，所以，不宜采用固定效應(yīng)模型方法。為此，這里僅利用混合最小二乘法來估算各種人為因素對中國增加值出口效率的影響。具體回歸結(jié)果如表4 所示。

表4 貿(mào)易非效率模型回歸結(jié)果

總體來看，各變量與貿(mào)易非效率項的相關(guān)關(guān)系與預(yù)期基本相同，但某些變量并未通過顯著性檢驗。具體來看，政治民主度和貿(mào)易自由度是影響中國增加值總出口和農(nóng)林牧漁業(yè)、非制造業(yè)工業(yè)、服務(wù)業(yè)三個子行業(yè)貿(mào)易非效率的決定性的人為外生因素，政治民主度和貿(mào)易自由度與貿(mào)易非效率項在1%的顯著水平上負相關(guān)，體現(xiàn)了進口國制度建設(shè)對貿(mào)易具有促進作用，各國整體政策水平的提升和相關(guān)改革措施有利于中國出口效率的提升。制造業(yè)工業(yè)與其他行業(yè)略有不同，政治民主度和金融自由度是最為關(guān)鍵的影響因素。整體而言，傳統(tǒng)的貿(mào)易制約因素，如關(guān)稅和運輸能力等，對貿(mào)易效率的影響程度在下降，而體現(xiàn)貿(mào)易環(huán)境的人為因素對貿(mào)易的作用則已成為至關(guān)重要的因素。另外，雙方是否同為WTO 成員與貿(mào)易非效率項負相關(guān)，但沒有通過顯著性檢驗?？赡艿慕忉屖?，隨著中國對外開放程度不斷深化，雙邊貿(mào)易協(xié)定的數(shù)量和質(zhì)量都在提高，WTO 對中國增加值出口的促進作用在不斷弱化，而且回歸模型中控制了關(guān)稅變量或許也是WTO 變量不顯著的原因。

六、結(jié)論與政策啟示

出口是中國經(jīng)濟增長的重要源泉，關(guān)于中國出口效率和增長潛力等問題一直備受國內(nèi)學(xué)者關(guān)注?，F(xiàn)有研究主要是基于傳統(tǒng)的海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)對該問題的實證分析。然而，在生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)全球化背景下，海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)能否真實反映一國貿(mào)易量和貿(mào)易利得備受質(zhì)疑。本文旨在通過增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)，重新評估中國出口效率及其影響因素，以期利用更為科學(xué)的方法準確理解中國出口發(fā)展?fàn)顩r以及出口增長制約因素。本文首先利用最新發(fā)布的WIOT，測算1995—2016年39 個國家間的雙邊增加值出口數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，利用隨機前沿引力模型對中國出口效率及其影響因素加以分析。

研究發(fā)現(xiàn)，整體而言，利用海關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)測算的中國出口效率存在明顯高估問題。基于增加值貿(mào)易數(shù)據(jù)測算的1995—2016年中國總體出口效率值在0.5—0.7之間，說明中國增加值出口仍有很大的增長潛力。分行業(yè)考察來看，各行業(yè)間出口效率存在顯著差異：非制造工業(yè)的增加值出口效率最高，大致保持在0.9 左右；制造業(yè)工業(yè)的增加值出口效率與中國總體出口效率平均水平相當(dāng)；農(nóng)林牧漁業(yè)和服務(wù)業(yè)面臨的貿(mào)易壁壘最大，這兩行業(yè)出口效率均明顯低于中國出口效率的平均水平。出口效率影響因素回歸結(jié)果顯示，政治民主度和貿(mào)易自由度等體現(xiàn)貿(mào)易環(huán)境的人為因素是影響出口效率最為關(guān)鍵的因素，而關(guān)稅以及運輸能力等傳統(tǒng)貿(mào)易制約因素的作用在逐漸弱化。

基于上述研究結(jié)論，本文得出以下三點啟示：首先，較之海關(guān)統(tǒng)計，貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)可以更為準確地衡量真實的貿(mào)易利得。因此，在評價出口效率與出口增長等問題時有必要利用貿(mào)易增加值數(shù)據(jù)給出客觀判斷；其次，出口效率的測算結(jié)果顯示中國整體出口效率仍較低，特別是農(nóng)林牧漁業(yè)和服務(wù)業(yè)仍存在較大出口潛力；最后，在提高出口效率的相關(guān)措施應(yīng)在降低關(guān)稅和運輸能力提升等方面努力，不斷向提升雙邊自由化程度、剝離政治因素干擾等營造更為有利出口環(huán)境方面轉(zhuǎn)變。