○劉旭 程云潔

（1新疆財經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 841100；2昌吉學(xué)院，新疆 昌吉 831100）

一、引言

黨的二十大報告中指出，推進高水平對外開放，加快建設(shè)貿(mào)易強國，推動共建“一帶一路”高質(zhì)量發(fā)展。實施貿(mào)易便利化對加強區(qū)域貿(mào)易和經(jīng)濟合作至關(guān)重要。一方面，在后疫情時代全球市場持續(xù)低迷的情況下，各國居民不愿支付更高的成本從國外購買商品，而貿(mào)易便利化可以通過降低關(guān)稅方式，有效降低居民國外購物負擔(dān)，維持貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量；另一方面，隨著貿(mào)易市場競爭環(huán)境的惡化，貿(mào)易國間爆發(fā)貿(mào)易摩擦的機率上升，增加了貿(mào)易活動的信息不對稱，貿(mào)易便利化有助于幫助貿(mào)易雙方及時獲取信息，減少貿(mào)易摩擦，提高貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。

我國是最早推動貿(mào)易便利化的國家之一，2017年5 月，多部委聯(lián)合頒布《共同推進“一帶一路”建設(shè)農(nóng)業(yè)合作的愿景與行動》的倡議。截至2022年，已有140余個國家（或地區(qū)）參與“一帶一路”建設(shè)，但由于處于初步探索階段，在貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量方面仍存在一定的問題，需要明確具體的影響機制和影響因素，采取合理措施。因此，利用“一帶一路”沿線國家數(shù)據(jù)檢驗貿(mào)易便利化對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的影響，具有一定的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

（一）貿(mào)易便利化的相關(guān)研究

貿(mào)易便利化的本質(zhì)是貿(mào)易審核程序的精簡化和法律條文的一致化，主要目的是在貿(mào)易交流過程中，最大限度減少政府對貿(mào)易的干預(yù)[1]，其發(fā)展方向包括政策透明化、海關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施現(xiàn)代化等[2]。貿(mào)易便利化有利于降低貿(mào)易國之間的交易成本，達到貿(mào)易擴張和促進經(jīng)濟發(fā)展的目的。貿(mào)易制度與貿(mào)易體制決定著與貿(mào)易國貿(mào)易關(guān)系的緊密程度，貿(mào)易便利化程度的提升能夠顯著促進貿(mào)易增長[3]。此外，貿(mào)易便利化可以有效提升進出口產(chǎn)品交易質(zhì)量和效率，對于大宗農(nóng)產(chǎn)品以及農(nóng)副產(chǎn)品而言，可以進一步降低進出口成本。關(guān)于貿(mào)易便利化的測度，目前國內(nèi)外學(xué)者已經(jīng)做了較多的研究，相關(guān)研究方法包括：層次分析法、算術(shù)平均法和主成分分析法等，相關(guān)的模型主要是拓展引力模型和GTAP模型兩種[4]。本文主要結(jié)合層次分析法與引力模型對相關(guān)內(nèi)容進行計算。

（二）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的相關(guān)研究

近年來關(guān)注農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量成為新的研究熱點。發(fā)展質(zhì)量是一種無形的屬性，但卻廣泛影響著經(jīng)濟水平、社會福利、市場均衡等重要經(jīng)濟變量。目前，學(xué)術(shù)界已經(jīng)構(gòu)建了較為完善的農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展質(zhì)量評估體系，主要涉及兩類指標，分別是收入和貿(mào)易數(shù)量。其中，收入水平越高，對產(chǎn)品質(zhì)量要求越高，可以用于衡量貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量[5]。而貿(mào)易產(chǎn)品質(zhì)量與貿(mào)易數(shù)量間也存在內(nèi)在關(guān)聯(lián)，高質(zhì)量的產(chǎn)品可帶動一國貿(mào)易規(guī)模的增長[6]。還有部分學(xué)者從對外貿(mào)易規(guī)模、對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易方式、對外貿(mào)易口岸、對外貿(mào)易市場和對外貿(mào)易誘因等方面度量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量[7]，或者是通過農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易潛力來衡量貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量[8]。隨著國際貿(mào)易理論的拓展和貿(mào)易數(shù)據(jù)獲取的便利，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的相關(guān)研究日漸深入。在研究方法上，主要有價格替代法、直接估算法、回歸替代法等。還有部分學(xué)者基于產(chǎn)品價格、銷售量和市場份額來反推產(chǎn)品質(zhì)量，并采用多項Logit 模型進行分析[9-10]?？傮w而言，關(guān)于貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的測算方法越來越豐富，但這也造成使用不同的測算方法可能導(dǎo)致分析結(jié)果存在一定的差異性，因此，需根據(jù)研究需要恰當(dāng)選擇測算方法。本文采用間接指標衡量法，以“農(nóng)產(chǎn)品顯性比較優(yōu)勢指數(shù)×人均GDP的對數(shù)”度量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。

（三）貿(mào)易便利化與農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展質(zhì)量關(guān)系研究

現(xiàn)有文獻大多采用引力模型或者一般均衡（CGE）模型分析貿(mào)易便利化與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的關(guān)系。相關(guān)學(xué)者運用CGE模型分析指出電子商務(wù)的標準化對推動貿(mào)易雙方貿(mào)易量有著積極的作用[11]。同時研究證明，貿(mào)易便利化通過降低進出口成本可直接提升貿(mào)易雙方的貿(mào)易規(guī)模[12]。我國學(xué)者也有通過構(gòu)建CGE模型分析東盟國家貿(mào)易情況的研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化給東盟各國的貿(mào)易都帶來了不小的提升[13]。還有學(xué)者將研究對象設(shè)定在金磚國家，采用CGE模型研究發(fā)現(xiàn)，互聯(lián)網(wǎng)的普及有利于我國對金磚國家擴大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易[14]。在對其他地區(qū)研究當(dāng)中，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易便利化水平顯著促進中亞貿(mào)易發(fā)展，其中基礎(chǔ)設(shè)施的改善貢獻最大[15]。相對比基礎(chǔ)設(shè)施水平提高，監(jiān)管環(huán)境改善對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響更重要[16]。

（四）貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展質(zhì)量影響研究

貿(mào)易便利化對于貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的影響是多樣化，也是多元性的。其主要機制為通過便利化的貿(mào)易流程實現(xiàn)市場的有序延伸和拓展，并基于“雙向互動”形成買賣雙方的路徑依賴，進而建立信賴關(guān)系。有學(xué)者從進口中間品的視角，構(gòu)建了貿(mào)易便利化對出口持續(xù)時間的影響理論框架，以此作為研究貿(mào)易質(zhì)量的重要導(dǎo)向性因素并進行驗證，結(jié)果表明，貿(mào)易便利化對企業(yè)出口持續(xù)時間有延長效應(yīng)，其機制在于通過降低進口中間品價格以及提高進口中間品種類[17]。還有學(xué)者考慮企業(yè)的異質(zhì)性，對貿(mào)易便利化對于貿(mào)易質(zhì)量的影響機制進行了分析，貿(mào)易便利化通過中間品進口和企業(yè)研發(fā)顯著促進企業(yè)出口國內(nèi)增加值，而且貿(mào)易便利化主要通過擴大中間品進口的集約邊際和擴展邊際而實現(xiàn)中間品進口渠道對企業(yè)出口國內(nèi)增加值的影響[18]。也有學(xué)者認為，便利化降低生產(chǎn)分割與貿(mào)易成本，促進國家之間的生產(chǎn)分工與貿(mào)易，同時改變了出口的價值構(gòu)成。通過研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化對出口附加值率的影響存在“U”型效應(yīng)；貿(mào)易便利化對出口附加值率的影響在不同國家、不同產(chǎn)業(yè)貿(mào)易中存在明顯的異質(zhì)性；貿(mào)易便利化可以通過影響國際生產(chǎn)分割的參與度和參與位置影響出口價值構(gòu)成[19-22]。

（五）文獻評述與貢獻

現(xiàn)有研究普遍認同貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有著積極的作用，但是關(guān)于貿(mào)易便利化不同措施的影響度方面，有多種研究思路。相關(guān)文獻大多從農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模的角度開展研究，側(cè)重分析提高農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量持續(xù)增長的方面。近年來也有不少學(xué)者把關(guān)注點放在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量上，分析了貿(mào)易成本的下降所導(dǎo)致的集約邊際問題、貿(mào)易便利化導(dǎo)致的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的附加價值增加問題[23-24]、貿(mào)易便利化與國家貿(mào)易產(chǎn)品的多樣性問題[25-26]、各國的貿(mào)易技術(shù)貿(mào)易復(fù)雜度問題[27]。從研究效果看，單純從貿(mào)易規(guī)模的角度分析已無法滿足當(dāng)前國際貿(mào)易形勢發(fā)展一是本文把關(guān)注的焦點回歸本國，關(guān)注貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展質(zhì)量及其對本國經(jīng)濟帶來的強度效應(yīng)、依存效應(yīng)、經(jīng)濟效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和需求效應(yīng)。二是結(jié)合現(xiàn)有文獻，加入了“港口設(shè)施”和“航空設(shè)施”兩個指標，對貿(mào)易便利化的刻畫可能更符合需要。

三、我國貿(mào)易自由度以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀分析

從農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口額情況看，2014—2020 年，我國與“一帶一路”沿線國家或地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總體呈現(xiàn)上升態(tài)勢，年均增長4.52%；同時，出口“一帶一路”沿線國家（地區(qū)）的農(nóng)產(chǎn)品總額占我國農(nóng)產(chǎn)品出口總額的比重也保持緩慢增長趨勢，2020年達到25.42%的最大占比。具體情況如表1所示。

表1 2014—2020年我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模

本文收集了如下農(nóng)產(chǎn)品種類：食品及活動物類、飲料及煙草類、除燃料外的非食用原料、動植物油脂及蠟（見圖1）。以上分類依次對應(yīng)《國際貿(mào)易標準分類》（SITC Rev.4）的第0、1、2、4類。其中，食品及活動物類和除燃料外的非食用原料的貿(mào)易份額較大，合起來總共占貿(mào)易規(guī)模的90%以上，并且這兩類農(nóng)產(chǎn)品的增長趨勢具有一定的同步性，增長的需要，響應(yīng)國家戰(zhàn)略的轉(zhuǎn)變，國內(nèi)學(xué)者開始圍繞貿(mào)易質(zhì)量驅(qū)動因素進行研究，但迄今為止，鮮有學(xué)者將“貿(mào)易便利化”與“貿(mào)易質(zhì)量驅(qū)動因素”相關(guān)聯(lián)進行實證研究。僅有部分學(xué)者將驅(qū)動因素劃分為五個基本效應(yīng)：需求效應(yīng)、依存效應(yīng)、經(jīng)濟效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、強度效應(yīng)[28]。本文借鑒其研究在分析貿(mào)易便利化影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的基礎(chǔ)上，進一步通過引力模型和中間效應(yīng)分析貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量各驅(qū)動因素的影響，明確具體的渠道建構(gòu)模式以及影響機理。本文主要的貢獻在于：幅度也明顯大于另外兩類。第3類和第4類的變化則不明顯。

圖1 2014—2020年我國農(nóng)產(chǎn)品細分分類出口規(guī)模 單位：億萬元

2014—2020 年，我國與“一帶一路”沿線國家或地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易占我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額的比重如圖2所示。其中第0類（食品及活動物類）占比較為平穩(wěn)，持續(xù)保持在22.34%附近水平；第2 類（除燃料外的非食用原料）占比在2015 年后與第1類（飲料及煙草類）占比趨同。第4類（動植物油脂及蠟）先降后升。

圖2 2014—2020年“一帶一路”農(nóng)產(chǎn)品細分分類出口額占我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總出口額的比例

綜合圖1 和圖2 分析發(fā)現(xiàn)，食品及活動物類和除燃料外的非食用原料是我國貿(mào)易的主要農(nóng)產(chǎn)品，是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的中堅力量。而在我國與“一帶一路”沿線國家或地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中，飲料及煙草類和除燃料外的非食用原料類占比較高，食品及活動物類貿(mào)易較為平穩(wěn)，但占比不高。2018年后，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有所下降，反映當(dāng)前國際貿(mào)易出現(xiàn)一定的不確定性，而與“一帶一路”沿線國家或地區(qū)的各分類的貿(mào)易都保持穩(wěn)中有增的態(tài)勢，這說明我國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易表現(xiàn)出一定的貿(mào)易韌性。

從我國向“一帶一路”沿線國家或地區(qū)出口農(nóng)產(chǎn)品情況看，按2020 年的農(nóng)產(chǎn)品數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，排名前20位的國家（地區(qū)）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額（我國出口）及其占比和所在地區(qū)如表2 所示。由表2 可見，2020 年我國“一帶一路”農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易集中在西亞、東盟及南亞，合計貿(mào)易占比超96%。這20個國家（地區(qū)）所在地區(qū)分別為西亞（6個）、東盟（5個）、南亞國家（4 個）和其他地區(qū)（5 個），其中東盟國家對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的貢獻份額最大，是我國“一帶一路”建設(shè)的重要伙伴。

表2 2020 年“一帶一路”農(nóng)產(chǎn)品出口額前20國家（地區(qū)）

綜上，雖然我國與“一帶一路”沿線國家或地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)一定的不平衡，但貿(mào)易總額保持穩(wěn)定增長。但從貿(mào)易量來看，在國際貿(mào)易不確定性增大的背景下，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易能呈現(xiàn)出一定的韌性，這表明貿(mào)易便利化有助于穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。

四、研究設(shè)計

（一）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量的測算與分解

本文關(guān)注農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展質(zhì)量，參考曹沖[28]、劉妍等[29]的研究，采用產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度來衡量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。以比較優(yōu)勢理論為基礎(chǔ)，農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度測算過程如下：

DYV=w·ln(Y)

式中，DYV為出口農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)；Y為人均GDP，將其取對數(shù)后再進行線性加權(quán)。w表示出口農(nóng)產(chǎn)品的權(quán)重，采用農(nóng)產(chǎn)品顯性比較優(yōu)勢指數(shù)的形式進行測算，具體測算公式為：

其中，exij表示我國向“一帶一路”國家i出口的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額；exxj表示我國向“一帶一路”國家出口的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額，exzj表示我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額，exwj表示我國貿(mào)易總額。

在上述技術(shù)復(fù)雜度的基礎(chǔ)上，劉鉆石和張娟[23]用“各國貿(mào)易額占本國總貿(mào)易額的比例×技術(shù)復(fù)雜度”的形式度量與各國貿(mào)易對本國貿(mào)易質(zhì)量的貢獻度，這使得其可以用驅(qū)動因素分解法對變量進行分解。該測算方法可用下式表示，其中，ETL表示農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量水平，其他變量含義如前。

驅(qū)動因素分解模型是從客觀角度出發(fā)，采用指數(shù)分解方法對事物的變化及其作用機理進行研究。ANG[30]通過對總指標進行分解，找出影響總指標的驅(qū)動因素并分析其對總指標的影響程度，進而解釋總指標變化的因果關(guān)系，并把此方法稱為迪氏指數(shù)

對上式的解釋如表3所示。

表3 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量驅(qū)動因素分解描述

（二）貿(mào)易便利化的測算

根據(jù)《貿(mào)易便利化協(xié)定》要求各貿(mào)易合作國應(yīng)履行的實質(zhì)性義務(wù)等內(nèi)容，參考WILSON 等[31]、樊秀峰[32]和朱晶[33]等的研究，以基礎(chǔ)設(shè)施、海關(guān)環(huán)境、規(guī)制環(huán)境和金融與電子商務(wù)為一級指標構(gòu)建貿(mào)易便利化指數(shù)。結(jié)合中國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀，進一步將一級指標細化為共17個二級指標（見表4）?？紤]到“一帶一路”沿線的貿(mào)易包含了海上運輸貿(mào)易和航空運輸貿(mào)易，因此，本文加入“港口設(shè)施”和“航空設(shè)施”兩個指標。清廉指數(shù)來自透明國際（Transparency International）發(fā)布的評估國家在公共部門腐敗方面的全球清廉指數(shù)（CPI），數(shù)據(jù)來源基于2014—2020 年，其他數(shù)據(jù)來自世界經(jīng)濟論壇的《全球競爭力報告》（GCR）。本文采用德爾菲法進行貿(mào)易便利化指標權(quán)重的測算，咨詢對外經(jīng)濟貿(mào)易專家9 名，采用1-9 級判斷尺度法，進行賦值計算，通過專家賦值比較，建立判斷矩陣。

表4 重要性評價標準

在權(quán)重分析當(dāng)中，將專家所打分的判斷矩陣的分解法（LMDI）。根據(jù)LMDI分析框架，選擇農(nóng)產(chǎn)品出口額、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、人口數(shù)4個指標分解農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量的驅(qū)動因素，并將總指標分解為強度效應(yīng)、依存效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、經(jīng)濟效應(yīng)和需求效應(yīng)，具體模型分解如下：

每一列元素作歸一化處理：

將各列歸一化后的判斷矩陣按行相加：

得到W=[W1,W2,…,Wn]T，即為特征向量。

計算判斷矩陣的最大特征根：

式中：(PW)i為PW第i個分量素。

計算一致性指標CI：

查找相應(yīng)的平均隨機一致性指標RI（見表5）。

表5 隨機一致性指標

計算隨機一致性指標CR，判斷權(quán)重可用性，本文CR值小于0.1，權(quán)重質(zhì)量良好。

具體的權(quán)重指數(shù)以及取值如表6所示：

表6 貿(mào)易便利化指標及權(quán)重

本文針對貿(mào)易便利化指標權(quán)重，采用因素集合和評價等級集合關(guān)系進行計算，即從U′到V 的模糊關(guān)系：

R中的元素rij(i=1,2,…,n;j=1,2,…,m)表示從因素ui開始，評判能被評為νj的隸屬度。R由以下兩個步驟確定：

組織問卷調(diào)查，對因素給出評判等級，并整理評判結(jié)果，求出因素ui各等級評價的隸屬度。若有νi1個專家認為要素ui“十分滿意”，νi2個專家認為“滿意”，……，νi4個專家認為“不滿意”，則要素ui各等級評價隸屬度為：ri1=νi1/N,ri2=νi2/N,ri3=νi3/N,ri4=νi4/N。其中，N為專家人數(shù)。

合成矩陣，建立評價模型，即B=A×R=(b1,b2,b3,b4)，其中，A為指標權(quán)重值。為了項目的綜合考量，本文采用加權(quán)平均的方法，因此，合成算子采用M(*,⊕)，即乘法—有界算子，計算協(xié)同要素價值評價結(jié)果。對計算結(jié)果進行等比縮小處理，范圍為0-1，對49個“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易便利化水平測度結(jié)果如表7 所示（由于篇幅限制，僅呈現(xiàn)2014年、2016年、2018年和2020年的情況）：

表7 各國貿(mào)易便利化程度的測算結(jié)果

（三）模型構(gòu)建

本文參考引力模型，構(gòu)建如下回歸模型如下：

式中，ETLi,t表示研究對象國參與的貿(mào)易對我國農(nóng)村貿(mào)易質(zhì)量的貢獻度，即本文所要研究的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。GDPi,t和POPi,t分別代表所研究對象國（地區(qū)）的經(jīng)濟規(guī)模和人口規(guī)模，數(shù)據(jù)由世界銀行數(shù)據(jù)庫收集整理得到。DISi,t和BORi,t代表各伙伴國（地區(qū)）首都或主要城市與中國首都之間的直線距離及接壤與否，數(shù)據(jù)來源于法國國際經(jīng)濟研究中心CEPII 數(shù)據(jù)庫。TFIt代表各伙伴國（地區(qū)）的貿(mào)易便利化水平，此指數(shù)基于上文的測評體系計算得到，原始數(shù)據(jù)來源于GCR 與《清廉指數(shù)報告》。

同時，考慮到TFIt4個一級指標，即所研究國家（地區(qū)）的基礎(chǔ)設(shè)施（PE）、海關(guān)環(huán)境（CE）、規(guī)制環(huán)境（RE）及金融與電子商務(wù)（EB）與我國農(nóng)產(chǎn)品出口之間的關(guān)系，將以上內(nèi)容分別加入上述式子。

接著，構(gòu)建貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量各驅(qū)動因素的回歸模型，如下：

五、貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量的影響實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文使用的研究樣本時間跨度為2014—2020年，描述性統(tǒng)計如表8所示。具體的統(tǒng)計性內(nèi)容包括所選擇國家的GDP 水平值、ETI 水平值、POP 水平值、DIS 水平值、BOR 水平值、ETL 水平值以及農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值的比重，人均農(nóng)林牧副漁業(yè)產(chǎn)值、人均農(nóng)產(chǎn)品出口的倒數(shù)指標的均值、標準差、最大值和最小值。

表8 描述性統(tǒng)計

（二）效應(yīng)分析

1.貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量的影響

采用構(gòu)建的模型采用Stata 軟件進行回歸分析，回歸結(jié)果見表9。

表9 貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量的影響回歸結(jié)果

表9 模型的回歸結(jié)果顯示，擬合優(yōu)度R2為0.8434，該結(jié)果表明擬合效果良好；同時各變量的回歸系數(shù)的正負情況也符合預(yù)期，模型具有較好的解釋效果。從回歸系數(shù)的顯著性情況看，除lnBORi,t外，其他變量的回歸系數(shù)均顯著；lnBORi,t的回歸系數(shù)不顯著，這意味著貿(mào)易國是否與我國接壤并不影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展質(zhì)量，這是因為我國始終保持著共同發(fā)展的原則，對“一帶一路”沿線各國家采取一致的貿(mào)易規(guī)則，并不會因貿(mào)易國是否與我國接壤而對其有所區(qū)別；另一方面也反映“一帶一路”沿線國家對我國的貿(mào)易政策都十分歡迎，保持著開放通商的態(tài)度。從回歸系數(shù)的正負情況看，lnGDPi,t和lnPOPi,t的回歸系數(shù)都為正，表明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易伙伴國的經(jīng)濟規(guī)模和人口總量對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易質(zhì)量存在正向影響。lnETIi,t的回歸系數(shù)為0.8436，表明貿(mào)易便利化水平每提高1%，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量將提高將近0.84%。這說明貿(mào)易便利化與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易間是正相關(guān)關(guān)系，推動貿(mào)易便利化有利于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展。

表9 模型（2）至模型（5）的回歸結(jié)果為貿(mào)易便利化4個一級指標數(shù)作為解釋變量的回歸結(jié)果，從回歸效果看結(jié)果良好。重點觀察各指標的回歸系數(shù)情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，4 個一級指標與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量之間均有正向影響，但lnEBt的回歸結(jié)果不顯著，這可能說明在金融與電子商務(wù)方面的貿(mào)易便利化措施并未能發(fā)揮促進貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的作用?！耙粠б宦贰毖鼐€國家經(jīng)濟發(fā)展水平有限，因此，這些國家都會在某些領(lǐng)域上采用管制制度，特別是在金融和電子信息領(lǐng)域。我國應(yīng)充分與“一帶一路”沿線國家溝通，開展多方面的深度合作，以促進貿(mào)易國家金融和信息領(lǐng)域的發(fā)展。此外?；A(chǔ)設(shè)施、海關(guān)環(huán)境和規(guī)制環(huán)境方面的貿(mào)易便利化顯著促進我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易向高質(zhì)量發(fā)展。

2.貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量各驅(qū)動因素的影響

把農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量分解為各驅(qū)動因素并作為被解釋變量進行回歸，結(jié)果如表10所示。一步推動農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的快速發(fā)展，有利于我國貿(mào)易順差繼續(xù)保持穩(wěn)定。同時，對外貿(mào)易依存度的提高可能意味著農(nóng)產(chǎn)品更容易受進口國貿(mào)易保護政策的影響，因此，在實施貿(mào)易便利化的過程中應(yīng)注意控制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易風(fēng)險。

表10 貿(mào)易便利化對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量各驅(qū)動因素的影響回歸結(jié)果

（3）lnETIi,t對lnGi,t的回歸系數(shù)不顯著，說明貿(mào)易便利化水平對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占農(nóng)林牧副漁業(yè)總產(chǎn)值的比重的影響不顯著?？赡艿脑蛟谟冢阂环矫妫Q(mào)易便利化的主要目的是推動整體貿(mào)易的增長，而

（1）lnETIi,t對lnQi,t的回歸系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易便利化水平的提高顯著促進了農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)發(fā)展。該結(jié)果表明，貿(mào)易便利化措施顯著促進了我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易強度。我國始終堅持以科學(xué)發(fā)展觀解決“三農(nóng)”問題，中央提出在打造“全鏈條、全循環(huán)、高質(zhì)量、高效益”的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化集群，同時出臺許多“一帶一路”優(yōu)惠政策，提升農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)水平，推動農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易多樣化，也促進相關(guān)跨國貿(mào)易的發(fā)展。

（2）lnETIi,t對lnPi,t的回歸系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易便利化水平的提高顯著促進了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的比重。這表明貿(mào)易便利化也提高了我國對外貿(mào)易依存度，發(fā)揮依存效應(yīng)。我國與“一帶一路”沿線國家積極開展更深層次的合作，有利于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易環(huán)境的改善。近年來，我國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)有所優(yōu)化，也進非針對農(nóng)業(yè)的獨有推動措施。另一方面，農(nóng)業(yè)部門還未在貿(mào)易便利化中形成獨有優(yōu)勢，因此，在貿(mào)易便利化條件下深入完善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易措施具有重大意義。

（4）lnETIi,t對lnJi,t的回歸系數(shù)顯著為正，說明貿(mào)易便利化水平的提高顯著促進了人均農(nóng)林牧副漁業(yè)產(chǎn)值。隨著我國貿(mào)易便利化水平的提高，商品和要素的流動性不斷增強。黨提出建設(shè)“一帶一路”經(jīng)濟核心區(qū)“五大中心”建設(shè)，有利于加速農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易導(dǎo)向從“數(shù)量型”向“質(zhì)量型”轉(zhuǎn)變和農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)由“粗放型”向“集約型”轉(zhuǎn)變，使得我國農(nóng)產(chǎn)品附加價值更高。因此，貿(mào)易便利化能給農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易帶來更大的經(jīng)濟效益。

（5）lnETIi,t對lnXi,t的回歸系數(shù)不顯著，說明貿(mào)易便利化水平未能促進人均農(nóng)產(chǎn)品出口倒數(shù)的提高。該回歸結(jié)果表明，貿(mào)易便利化難以提升貿(mào)易國的長期需求。我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的對外貿(mào)易依存度較高，容易受到進口國需求變動的影響?！耙粠б宦贰毖鼐€大多國家（或地區(qū)）的經(jīng)濟發(fā)展水平較低，市場配置資源的能力也有限，各項體制都不完善，這些都會影響我國與其貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。因此，在倡導(dǎo)貿(mào)易便利化的同時，應(yīng)注重對貿(mào)易國需求變動的監(jiān)測，通過合理手段市場規(guī)避風(fēng)險。

（三）內(nèi)生性檢驗

本文把貿(mào)易便利化定義為政府機構(gòu)采取的一系列有利于提高出口貿(mào)易的舉措。政府機構(gòu)從采取措施到效果顯現(xiàn)可能存在滯后性。同時，貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的提高可能也有利于貿(mào)易便利化措施的開展，因此，貿(mào)易便利化與貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量間可能存在雙向因果關(guān)系。為緩和雙向因果關(guān)系對回歸結(jié)果的影響，本文根據(jù)弱工具變量替代法，采用易便利化指數(shù)ETI滯后一期作為工具變量。把工具變量代入模型中，回歸結(jié)果與前文分析保持一致（如表11）。

表11 滯后一階工具變量的回歸結(jié)果

六、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文采用2014—2020年“一帶一路”沿線49個國家貿(mào)易數(shù)據(jù)實證分析了貿(mào)易便利化對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在貿(mào)易便利化構(gòu)成指標中，除海關(guān)環(huán)境及電子商務(wù)環(huán)境外，其他指標對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量都具有顯著的正向作用。同時，在上述分析的基礎(chǔ)上，本文采用驅(qū)動因素分解法把貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量分解成若干個驅(qū)動因素，分別對應(yīng)強度效應(yīng)、依存效應(yīng)、經(jīng)濟效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和需求效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易便利化發(fā)揮了強度效應(yīng)、依存效應(yīng)和經(jīng)濟效應(yīng)，但未能發(fā)揮結(jié)構(gòu)效應(yīng)和需求效應(yīng)。

（二）政策建議

1.強化結(jié)構(gòu)效應(yīng)和需求效應(yīng)。建議政府在推動貿(mào)易便利化措施時關(guān)注產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和市場需求，鼓勵農(nóng)產(chǎn)品的多樣化生產(chǎn)，以適應(yīng)各國市場多元化需求，提升農(nóng)產(chǎn)品的附加值，從而在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中具備更強的市場競爭力。

2.加強區(qū)域合作與經(jīng)濟聯(lián)動。推動貿(mào)易便利化需要各國政府之間的緊密合作，政府可以通過多邊或雙邊協(xié)議促進區(qū)域間合作，降低貿(mào)易壁壘，加強信息交流，有助于提升我國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模，加強依存效應(yīng)。

3.提升貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。為了增強經(jīng)濟效應(yīng)，政府需進一步擴大如港口、公路、鐵路等貿(mào)易基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，提高物流效率，降低運輸成本，從而增強貿(mào)易的經(jīng)濟效益。

4.加強信息透明度與風(fēng)險管理。在推動貿(mào)易便利化的同時，政府應(yīng)加強信息公開透明度，如提供貿(mào)易政策、法規(guī)等方面的信息，幫助企業(yè)更好地應(yīng)對國際市場風(fēng)險，有助于強化貿(mào)易的強度效應(yīng)，使企業(yè)能夠更加自信地開展跨境農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。

5.推動技術(shù)合作與創(chuàng)新。政府應(yīng)推動我國與“一帶一路”沿線國家的農(nóng)產(chǎn)品技術(shù)合作與創(chuàng)新、促進農(nóng)業(yè)技術(shù)的跨國傳播，提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)效率和質(zhì)量，從而增加貿(mào)易的經(jīng)濟效益；同時注重提升企業(yè)和從業(yè)人員的國際貿(mào)易知識和應(yīng)對風(fēng)險判別能力，以充分利用貿(mào)易便利化帶來的機會，提高我國與“一帶一路”沿線國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展質(zhì)量。