張 惠，童元松

（1.無錫開放大學經(jīng)濟管理系，江蘇無錫214021；2.常州信息職業(yè)技術學院數(shù)字經(jīng)濟學院，江蘇常州213164）

1 研究背景與政策支持

光伏是國際能源競爭的重要領域，各國政府都在政策上予以扶持，發(fā)展前景巨大。我國是全球最大的光伏產(chǎn)品制造國及出口國，2019 年我國組件出口數(shù)量為66.6 GW，占國內(nèi)組件總產(chǎn)量的67.5%，可見光伏產(chǎn)品的市場主要在海外。2010 年至今，中國光伏產(chǎn)品出口遭受一定阻力[1]。同時，受新冠肺炎疫情的持續(xù)影響，“ 逆全球化 ”傾向加劇，國外光伏項目部分延期或取消，光伏企業(yè)2020 年3、4 月份以來出口訂單數(shù)出現(xiàn)下降、延遲趨勢。

在“ 一帶一路 ”倡議背景下，國家各部委多次強調(diào)沿線能源合作，鼓勵企業(yè)創(chuàng)新合作方式。2016 年9 月14 日，科學技術部、商務部、國家發(fā)展和改革委員會、外交部聯(lián)合發(fā)布的《推進“ 一帶一路 ”建設科技創(chuàng)新合作專項規(guī)劃》中指出科技創(chuàng)新合作是沿線各國共同建設“ 一帶一路 ”的重要方面，能源合作是“ 一帶一路 ”科技創(chuàng)新合作的重點領域，該規(guī)劃要求加強與沿線國家國情相適應的太陽能、生物質能、風能、海洋能、水能等可再生能源相關技術研發(fā)與應用的系列合作。2017 年5 月12 日，國家發(fā)展和改革委員會與國家能源局聯(lián)合發(fā)布了《推動絲綢之路經(jīng)濟帶和21 世紀海上絲綢之路能源合作愿景與行動》，倡議沿線各國政府展開深入合作，共建開放、穩(wěn)定的世界能源市場，并大力提倡企業(yè)探索能源投資合作的新形式。持續(xù)深入推進的“ 一帶一路 ”倡議給光伏產(chǎn)品出口帶來了新契機，在此背景下，研究“ 一帶一路 ”沿線國家的出口貿(mào)易潛力、有針對性地提高與沿線國家的貿(mào)易水平、實現(xiàn)共贏互利，亦是幫助光伏行業(yè)應對各種出口阻力、尋找出口新增長點的途徑之一。

2 文獻綜述

2.1 貿(mào)易潛力相關研究

當前測算貿(mào)易潛力主要的兩種方法為指數(shù)測算分析和引力模型回歸。相比指數(shù)測算，引力模型的可操作性和簡潔性更勝一籌，因此引力模型在測算貿(mào)易潛力的應用上更廣泛。

2.1.1 指數(shù)測算貿(mào)易潛力相關研究

指數(shù)測算法通過顯示性競爭優(yōu)勢指數(shù)、貿(mào)易競爭力指數(shù)、貿(mào)易互補指數(shù)等定量分析反映貿(mào)易潛力。Vo-llrath（1991）[2]首次提出顯示性競爭優(yōu)勢指數(shù)CA，在顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)在RCA 的基礎上剔除進口影響，CA 數(shù)值與該國產(chǎn)業(yè)競爭力成正比。貿(mào)易競爭力指數(shù)TC=（出口額-進口額）/（出口額+進口額），該指標均在-1 ～1 之間，越接近1 表明競爭力越大。貿(mào)易互補指數(shù)是在TC 指數(shù)的基礎上提出的，等于兩國TC 指數(shù)之積，若貿(mào)易互補指數(shù)＜0，則兩國有互補競爭優(yōu)勢，貿(mào)易潛力大；若兩國TC指數(shù)均為正值，則兩國競爭大于互補，不具有競爭優(yōu)勢；若兩國TC 指數(shù)同為負值，則兩國既無競爭，也無互補。楊國川（2010）[3]用1998—2007 這10 年的時間序列數(shù)據(jù)計算RCA、貿(mào)易互補指數(shù)等，對中國和加拿大的貿(mào)易互補性和潛力進行研究。使用指數(shù)測算貿(mào)易潛力的文獻相對較少。

2.1.2 引力模型測算貿(mào)易潛力相關研究

國外學者最早建立貿(mào)易引力模型的理論框架，并利用引力模型進行實證研究。Tinbergen（1962）[4]初次將引力模型應用到國際貿(mào)易研究，認為貿(mào)易流量與國家規(guī)模正相關，與兩國距離負相關。Aigner等（1977）[5]首次提出隨機前沿估計法分析國家間的貿(mào)易潛力。Chaney（2008）[6]將消費者CES 偏好函數(shù)和貿(mào)易成本函數(shù)加到引力模型。Nilsson（2000）[7]和Egger（2002）[8]提出貿(mào)易效率等于實際貿(mào)易量與理想狀態(tài)總貿(mào)易量的比值。Ravishankar 等（2014）[9]利用引力模型預測了東歐、西歐國家之間的貿(mào)易流量，認為貿(mào)易一體化有助于提升貿(mào)易潛力?？梢娰Q(mào)易引力模型可以較好地用于國際貿(mào)易潛力的分析和預測。

國內(nèi)學者對引力模型的研究也較為豐富。莊麗娟等（2007）[10]應用引力模型分析廣東出口東盟農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易潛力及其影響因素，認為東盟的經(jīng)濟總量、人均GDP、區(qū)域貿(mào)易制度等有利于擴大廣東農(nóng)產(chǎn)品出口。王曦、帥傳敏（2010）[11]利用引力模型，通過時間序列數(shù)據(jù)，實證分析中美農(nóng)業(yè)貿(mào)易的潛力。李曉鐘、呂培培（2019）[12]應用時變隨機前沿估計引力模型對“ 一帶一路 ”沿線國家出口裝備制造產(chǎn)品的貿(mào)易潛力進行測算，預測貿(mào)易可拓展空間。因此，引力模型也可以用于比較分析我國光伏產(chǎn)品出口“ 一帶一路 ”沿線國家的貿(mào)易潛力。

2.2 光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易研究

2.2.1 我國遭遇貿(mào)易救濟措施的研究

近年我國光伏產(chǎn)品出口頻遭歐美、印度等市場的貿(mào)易救濟調(diào)查，故以此為研究對象的文獻數(shù)量較多，且多分析我國光伏產(chǎn)品遭遇貿(mào)易救濟調(diào)查的原因，并提出對策。趙竹君、黃曉通（2020）[1]分析2011—2019 年中國光伏產(chǎn)品遭遇的貿(mào)易救濟調(diào)查案件，認為發(fā)起國多為發(fā)達國家，“ 雙反 ”調(diào)查通常同時使用，且貿(mào)易救濟措施普遍力度較大，對光伏企業(yè)提出積極應對“ 雙反 ”、加強自主研發(fā)、拓展國內(nèi)市場等建議。朱向東、賀燦飛、毛熙彥等（2018）[13]以2011—2013 年我國光伏產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)實證分析“ 雙反 ”背景下的產(chǎn)業(yè)空間動態(tài)，認為光伏產(chǎn)業(yè)發(fā)展應重視綠色產(chǎn)業(yè)特征、貿(mào)易環(huán)境以及不同區(qū)位的要素條件。

2.2.2 光伏產(chǎn)業(yè)國際競爭力研究

針對光伏產(chǎn)業(yè)國際競爭力研究，主要側重于分析我國光伏產(chǎn)業(yè)的弱勢是處于產(chǎn)業(yè)價值鏈的底端，并提出增加研發(fā)投入等對策建議。Cho 等（2000）[14]在邁克爾·波特的鉆石模型基礎上，根據(jù)發(fā)展中國家產(chǎn)業(yè)特點提出了對策，認為研發(fā)上投入，能有效提升光伏產(chǎn)業(yè)國際競爭力。孫晶（2017）[15]利用2011—2016 年的光伏產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，通過對MS、RCA、TSC 等指標進行分析，比較分析中美日德四國的光伏產(chǎn)業(yè)國際競爭力，認為我國光伏產(chǎn)業(yè)基礎較薄弱，主要依靠人力成本和規(guī)模優(yōu)勢參與競爭。由此可見，我國光伏產(chǎn)業(yè)雖具有一定比較優(yōu)勢，但尚有較大的發(fā)展空間。

2.2.3 “ 一帶一路 ”倡議背景下光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易研究

“ 一帶一路 ”倡議為光伏產(chǎn)品出口帶來契機，但相關實證分析的文獻鮮少，且具體研究對沿線國家貿(mào)易潛力的文獻更為匱乏。于佳、王勇（2020）[16]運用新結構經(jīng)濟學原理與方法梳理我國光伏產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程和產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)，認為該產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要“ 有效的市場 ”，我國光伏產(chǎn)業(yè)亟需向“ 一帶一路 ”沿線不同層次的國家進行梯級轉移，這既有利于自身的升級轉型發(fā)展，也有利于這些國家更好地實現(xiàn)工業(yè)化和可持續(xù)增長。通過光伏產(chǎn)品出口實現(xiàn)進出口國家的雙贏值得更深入的研究。

2.3 本文可能的創(chuàng)新

從前文分析可見我國光伏產(chǎn)品出口面臨不利處境，亟待開發(fā)新興市場。近年來，隨著我國“ 一帶一路 ”倡議的實施，我國與沿線國家的貿(mào)易潛力研究逐漸成為熱點。盡管關于貿(mào)易潛力、光伏產(chǎn)品遭遇貿(mào)易救濟調(diào)查、光伏產(chǎn)品國際競爭力等的研究都較豐富，但對光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力的研究卻幾乎沒有，更遑論光伏產(chǎn)品出口“ 一帶一路 ”沿線國家的貿(mào)易潛力研究。

因此，本文研究的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在三個方面：一是研究角度的創(chuàng)新，本文圍繞光伏產(chǎn)品出口“ 一帶一路 ”沿線國家的貿(mào)易潛力展開研究。二是研究方法的創(chuàng)新，選取我國對53 個“ 一帶一路 ”沿線國家2008—2018 年共11 年的光伏產(chǎn)品出口額面板數(shù)據(jù)，構建貿(mào)易引力模型，分析影響出口的因素，估算貿(mào)易潛力程度，預測貿(mào)易可拓展空間。根據(jù)光伏產(chǎn)業(yè)的特點，在研究中將各國光伏補貼政策構建為虛擬變量，并增加平均峰值日照時數(shù)等自變量，對模型進行構建。三是觀點的創(chuàng)新，建議我國關注各國光伏補貼政策、全面提升國際合作水平以降低距離產(chǎn)生的交易成本和風險。

3 我國光伏產(chǎn)品出口情況分析

3.1 我國光伏產(chǎn)品出口總體情況

3.1.1 我國光伏產(chǎn)品的出口規(guī)模

受惠于2018 年8 月歐洲MIP 取消，我國組件可直接出口歐洲，以及越南630 項目搶裝、南美與中東等新興市場政策與項目的支持，2019 年海外市場需求良好。據(jù)海關統(tǒng)計，2019 年我國光伏產(chǎn)品出口額為207.8 億美元，僅次于歷史最高點2011年的221 億美元，是光伏產(chǎn)品出口歷史第二高。硅片、電池片、組件單項出口量均創(chuàng)歷史新高，其中組件出口額為173.1 億美元，超過了2018 年硅片、電池片、組件這三類產(chǎn)品的全年出口總額。

3.1.2 我國光伏產(chǎn)品出口的主要海外市場

2019 年，荷蘭作為轉口大港，成為2019 最大出口市場，累積出口達8.8GW，同日本、印度、越南、澳大利亞成為前五大出口目的國。2019 整體歐洲需求增加，出口至歐洲的組件達22.8 GW，占中國組件總出口的34%。除荷蘭外，西班牙3.7 GW、烏克蘭3.7 GW、德國1.7 GW 也加入前十大出口市場的行列。不僅如此，前二十大出口目的國除了原先的巴基斯坦、韓國、南非、智利、泰國、約旦以外，葡萄牙、意大利與哈薩克斯坦市場需求躍升，躋身前二十大我國組件出口目的國。如圖1 所示，在前十大組件出口海外市場中，“ 一帶一路 ”沿線國家有三個，分別是印度、越南、烏克蘭。

圖1 2019 年我國光伏組件出口主要海外市場

3.2 我國對“ 一帶一路 ”沿線國家出口光伏產(chǎn)品情況分析

3.2.1 出口金額顯著增長

本文研究采用聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，選定6 位數(shù)HS 編碼854 140，搜集2007—2018 年間我國向“ 一帶一路 ”沿線65 個國家出口太陽能光伏電池、組裝或未組裝的太陽能面板、發(fā)光二極管在內(nèi)的半導體光電器件的總金額。因資料獲取限制，本研究未更進一步細分，將上述產(chǎn)品統(tǒng)稱為光伏產(chǎn)品。

隨著“ 一帶一路 ”倡議的推進，由圖2 可知，我國光伏產(chǎn)品出口“ 一帶一路 ”沿線國家的總額在2015 年出現(xiàn)大幅上升，從2014 年的19.76 億美元，增至40.01 億美元，較2014 年出口總額上漲了102.48%。此后每年持續(xù)增長，截至2018 年“ 一帶一路 ”沿線國家出口總額為57.55 億美元。可見，在“ 一帶一路 ”倡議推動下，中國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口規(guī)模顯著增加。

3.2.2 市場集中度較高

2018 年我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品主要出口目的國市場集中度較高（詳見表1），其中越南市場占“ 一帶一路 ”沿線國家總額的41.78%，印度占比為23.82%，烏克蘭占比為5.25%，埃及占比為4.66%，阿聯(lián)酋占比為4.06%，我國對“ 一帶一路 ”沿線國家前十大光伏海外市場的出口總金額占出口65 個沿線國家光伏產(chǎn)品總額的90.56%。

表1 2018 年我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品主要出口國

4 “ 一帶一路 ”沿線國家光伏發(fā)電有利情況

4.1 “ 一帶一路 ”沿線國家太陽能資源稟賦

4.1.1 太陽能資源稟賦測算標準

測算光伏發(fā)電系統(tǒng)的發(fā)電量一般都以平均峰值日照時數(shù)作參考值。峰值日照時數(shù)是將某地區(qū)的太陽輻射量折算為標準測試條件（輻照度1 000 W/m2）下的小時數(shù)。比如，某地某天的日照時數(shù)雖然為8.5 h，但在8.5 h 中太陽的輻照度不可能保持在恒定的1 000 W/m2，而往往經(jīng)歷弱-強-弱的變化規(guī)律，所以應測算某地某天的太陽輻射量再除以標準輻照度1 000 W/m2，作為峰值日照時數(shù)。比如，測出某地某天的太陽輻射量是3 600 wh/m2，則這天的峰值日照時數(shù)為3.6 h。

4.1.2 “ 一帶一路 ”沿線國家太陽能資源稟賦分類分析

本文根據(jù)峰值日照時數(shù)作為考量某一國家或地區(qū)太陽能發(fā)電潛力的依據(jù)。我國作為太陽能資源較為豐富的國家，平均峰值日照時數(shù)4 h 以上的地區(qū)占據(jù)國土面積的絕大部分。本文將國內(nèi)城市按峰值日照時數(shù)分為四類地區(qū)[17]，并參照此標準，根據(jù)各國經(jīng)緯度，通過NASA 官網(wǎng)查詢“ 一帶一路 ”沿線國家的平均峰值日照時數(shù)，對“ 一帶一路 ”沿線65個國家太陽能資源稟賦情況分類。

（1）一類地區(qū)，是我國太陽能資源最豐饒的地區(qū)，年太陽輻射總量6 680 ～8 400 MJ/m2，相當于日照峰值時數(shù)為5.1 ～6.4 h，包括寧夏北部、甘肅北部、新疆東部、青海西部和西藏西部等地。如表2 所示，“ 一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦屬于一類地區(qū)的國家有18 個，大都分布在西亞地區(qū)。其中，鑒于印度電力資源極為匱乏，環(huán)境問題嚴峻，且光照條件優(yōu)越，印度政府大力推進光伏發(fā)電，在本土光伏產(chǎn)業(yè)落后的情況下，從我國進口以集中式逆變器為首的光伏產(chǎn)品增長較快，為2019 年我國光伏組件出口第三大市場。

（2）二類地區(qū)，是我國太陽能資源較豐饒的地區(qū)，年太陽輻射總量為5 850~6 680 MJ/m2，相當于日照峰值時數(shù)為4.5～5.1 h，包括河北西北部、青海東部、甘肅中部、山西北部、內(nèi)蒙古南部、寧夏南部、西藏東南部和新疆南部等地區(qū)。如表3 所示，“ 一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦屬于二類地區(qū)的國家有12 個，其中越南位列中國前十大組件出口海外市場之一，得益于越南政府的光伏發(fā)電鼓勵機制及所得稅減免政策，越南作為新興光伏市場，2017—2019 年呈爆發(fā)式增長。

表2 “ 一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦一類地區(qū)表

表3 “ 一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦二類地區(qū)表

表4 “ 一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦三類地區(qū)表

表5 “ 一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦四類地區(qū)表

（3）三類地區(qū)，是我國太陽能資源中等地區(qū)，年太陽輻射總量為5 000~5 850 MJ/m2，相當于日照峰值時數(shù)為3.8 ～4.5 h。主要包括山東、河北東南部、河南、蘇北、福建南部、臺灣西南部等地區(qū)?！?一帶一路 ”沿線國家太陽能稟賦屬于三類地區(qū)的國家有15 個，如表4 所示。

（4）四類地區(qū)，是我國太陽能資源較不豐富地區(qū)，年太陽輻射總量4 200 ～5 000 MJ/m2，相當于日照峰值時數(shù)為2.5～3.7 h。包括廣西、江西、湖南、湖北、浙江、黑龍江等地區(qū)。“ 一帶一路 ”沿線國家中屬四類地區(qū)的國家有20 個，如表5 所示，大都分布在中東歐和獨聯(lián)體區(qū)域，這些地區(qū)雖然太陽能資源相對不豐富，但是配合光伏電站最佳安裝傾角，可提高太陽能資源利用率，仍可以發(fā)展光伏發(fā)電。其中烏克蘭大力發(fā)展屋頂光伏項目，在其政府綠色關稅政策扶持下，截至2019 年底，累計裝機量超已超過3.8 GW，小型光伏發(fā)電市場快速發(fā)展，近三年裝機量超過之前累計裝機量的七倍以上。

4.2 “ 一帶一路 ”沿線國家光伏發(fā)電需求潛力大

“ 一帶一路 ”倡議沿線橫跨亞、歐、非65 個國家，其中東南亞、南亞、中亞、北非等地區(qū)的發(fā)展中國家數(shù)量眾多，這些發(fā)展中國家現(xiàn)有的電力基礎設備普遍老化，基本上沒有相對完善的高壓、超高壓輸變電設施，電力缺口較大。偏遠地區(qū)還生活著大量無電可用的人口，人均裝機量僅有480 W，約為全球平均水平的一半，僅為我國的三分之一。另一方面，石化能源仍然是這些國家的主要能源，如東盟國家可再生能源占比僅為6%左右。由于多數(shù)國家經(jīng)濟發(fā)展較為薄弱，投資發(fā)展煤電、水電、核電等項目尚有困難，所以對于光伏發(fā)電愿意給予政策上的支持和補貼。在上述沿線國家電力供應存在缺口及電力設施不完善的情況下，“ 一帶一路 ”沿線國家中，有45 個國家太陽能資源稟賦在中等以上，具備了利用太陽能資源發(fā)電的有利稟賦條件，光伏發(fā)電呈現(xiàn)出較廣闊的市場前景。

5 我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易引力模型實證分析

5.1 引力模型理論分析

在經(jīng)濟學研究領域里衡量國家或地區(qū)之間的貿(mào)易關系通常有引力模型研究法、層次分析法和均衡指數(shù)分析法等，其中最常用和有效的方法就是引力模型研究法。引力模型的主要設計思路來源于物理學上的萬有引力法則。歷史上最早提出貿(mào)易引力模型的是荷蘭學者Tinbergen[4]和德國學者Pyhnen[18]，他們認為兩國或地區(qū)之間的貿(mào)易額與兩國或地區(qū)各自的經(jīng)濟體量間存在著正向相關關系，而與兩國或兩地區(qū)之間的物理空間距離存在著反向相關關系，國際貿(mào)易引力模型的基本形式是（1）式：

其中，Xij代表國家i與國家j之間的貿(mào)易額，C為常數(shù)項，Yi和Yj分別為i國和j國的經(jīng)濟總量，Dij為兩國之間的距離，通常用兩國首都或經(jīng)濟重心之間的距離來表示。在實際應用中對兩國間貿(mào)易關系進行測算更多的是采用擴展貿(mào)易引力模型，所謂擴展貿(mào)易引力模型是在原始貿(mào)易引力模型上引入更多的自變量，以求對因變量有更高解答力度的變形模型，一般來講擴展貿(mào)易引力模型主要是引入兩國各自的內(nèi)生自變量，比如人口數(shù)量、投資額、兩國間匯率、科技水平、運輸條件、金融儲備等，還有學者引入了修正的虛擬變量來增加擴展貿(mào)易引力模型的解答力度，這類變量包括兩國是否領土相接、兩國是否簽訂貿(mào)易伙伴關系條約、兩國是否加入了WTO 等等。本文研究的主要內(nèi)容是我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素，因此本文擬在原始貿(mào)易引力模型中加入“ 一帶一路 ”沿線國家人口數(shù)量、各國的平均峰值日照時數(shù)及各國是否制定光伏產(chǎn)品補貼政策這三個擴展自變量，并根據(jù)相關公式建立貿(mào)易引力模型來分析在“ 一帶一路 ”倡議背景下我國對沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易的潛力分布。

5.2 變量設定與提出假設

本文選取我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品的出口貿(mào)易額作為因變量并用字母T來表示；選取“ 一帶一路 ”沿線國家當年的GDP 總額作為衡量它們經(jīng)濟總值的自變量并用字母GDPI表示；選取我國當年的GDP 總額作為衡量出口國家經(jīng)濟總值的自變量并用字母GDPC來表示；選取我國到“ 一帶一路 ”沿線國家首都的物理距離作為運輸距離自變量并用字母DISC表示；選取“ 一帶一路 ”沿線國家平均峰值日照時數(shù)作為地理因素擴展自變量并用字母W表示；選取“ 一帶一路 ”沿線國家當年人口總數(shù)作為人口因素擴展自變量并用字母POP表示；選取“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品補貼政策制定情況（當年制定設為1 否則設為0）作為政策因素虛擬自變量并用字母K表示。在實際處理中為了去除異方差以及序列相關等問題，本文對除虛擬變量K以外的其他變量進行對數(shù)化處理，并以這些對數(shù)化的變量加上虛擬變量K來構建實證模型，實證模型中所使用到的各變量的具體列表如表6。

表6 貿(mào)易引力模型所采用的變量

根據(jù)上文關于“ 一帶一路 ”沿線國家光伏發(fā)電有利情況的分析，本文提出如下假設：

假設1：“ 一帶一路 ”沿線國家GDP 對數(shù)lnGDPI 的回歸系數(shù)符號為正，即“ 一帶一路 ”沿線國家GDP 增長對我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易起到促進作用。

假設2：我國GDP 對數(shù)lnGDPC 的回歸系數(shù)符號為正值，即我國GDP 的增長對我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易起到促進作用。

假設3：距離變量DISC 的對數(shù)lnDISC 回歸系數(shù)符號為負，即我國與“ 一帶一路 ”沿線國家首都物理距離越長對我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易就越起到削弱作用。

假設4：“ 一帶一路 ”沿線國家平均峰值日照時數(shù)變量W 的對數(shù)lnW 的回歸系數(shù)符號為正，即“ 一帶一路 ”沿線國家平均峰值日照時數(shù)越長對我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易越有利。

假設5：“ 一帶一路 ”沿線國家人口數(shù)量POP回歸系數(shù)為正，即“ 一帶一路 ”沿線國家人口數(shù)量增長對我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易起到正向作用。

假設6：虛擬變量K 的回歸系數(shù)符號為正，即“ 一帶一路 ”沿線國家制定光伏產(chǎn)品補貼政策能夠促進我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易增長。

5.3 貿(mào)易引力模型建立

本文采用前文設定好的變量來構建實證所需的貿(mào)易引力模型，在具體操作中去除了沒有數(shù)據(jù)或數(shù)據(jù)缺失的國家或地區(qū)，最終采用了53 個“ 一帶一路 ”沿線國家自2008 年到2018 年共11 年的數(shù)據(jù)來進行模型架構，實證所需各國GDP 和人口數(shù)據(jù)來自世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫，貿(mào)易數(shù)據(jù)資料來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，所用的北京到各國物理距離數(shù)據(jù)則來自于GOOGLE 地理數(shù)據(jù)庫，所用軟件為STATA15 及EXCEL，所用貿(mào)易引力模型公式如（2）式：

由于模型中貿(mào)易距離變量為不隨時間點變動的定量，因此本文將放棄選用固定效應面板模型而使用隨機效應面板模型或混合回歸模型來進行實證分析。

5.4 引力模型回歸結果分析

學者常用面板數(shù)據(jù)的多元回歸分析法來分析時間跨越度較長的單位事物之間的橫向相關關系，以解答日常及生產(chǎn)中遇到的問題，通過分析面板數(shù)據(jù)多元回歸的結果可以使人們更加準確地把握事物間相互影響的規(guī)律，以增加工作和學習的效率。本文這里采用面板數(shù)據(jù)回歸中的隨機效應回歸和OLS 混合回歸來分別分析上文所構建的貿(mào)易引力模型，兩種模型分析后的自變量結果和變量系數(shù)見表7。

表7 OLS 模型和隨機效應模型的回歸結果

從表7 可以看到在OLS 混合回歸模型和隨機效應模型的回歸結果中各變量的回歸系數(shù)方向和變量的顯著程度都相差不多，這時我們就需要進行Breusch and Pagan Lagrangian multiplier test，即進行BP 檢驗來對模型的選取進行判定，BP 檢驗的原假設是檢驗結果在95%的置信度下應選擇OLS 混合模型，檢驗P 值應大于0.05，否則就應拒絕原假設而選擇隨機效應模型，本文所選的兩組模型的BP檢驗結果如下面的表8。

表8 實證模型BP 檢驗結果

從表8 看本文模型的BP 檢驗P 值小于0.05，因此BP 檢驗的結果應拒絕原假設，即本文的實證模型應選擇隨機效應模型。

根據(jù)表7 隨機效應引力模型的回歸結果，可得出如下結果。

（1）“ 一帶一路 ”沿線國家GDP 對數(shù)值lnGDPI的回歸系數(shù)為正值且該變量回歸P 值小于0.01，說明該變量與因變量我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易額對數(shù)值lnT 有明顯的正相關關系，即說明這些國家經(jīng)濟總量的增長能夠促進我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易的增長，假設1 成立。

（2）我國GDP 對數(shù)值lnGDPC 的回歸系數(shù)為正值而且該變量回歸所得到的P 值小于0.01，說明我國GDP 對數(shù)值與我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易額對數(shù)值lnT 有著顯著的正相關關系，即我國經(jīng)濟總量的增長能夠促進我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易的增長，假設2 成立。

（3）我國與“ 一帶一路 ”沿線國家物理距離的對數(shù)值lnDISC 的回歸系數(shù)為負值且其回歸的P 值小于0.01，說明我國作為出口國家與這些國家之間物理距離過長會對我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易產(chǎn)生不利影響，假設3 成立。

（4）“ 一帶一路 ”沿線各國平均峰值日照時數(shù)的對數(shù)值lnW 的回歸系數(shù)為正值且其回歸的P 值小于0.05，說明平均峰值日照時數(shù)這個地理因素對“ 一帶一路 ”沿線各國的光伏產(chǎn)品需求影響較大，“ 一帶一路 ”沿線各國平均峰值日照時數(shù)越多則光伏產(chǎn)品的需求就越大，進而會拉動我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易量上升，假設4 成立。

（5）“ 一帶一路 ”沿線國家人口總量對數(shù)值lnPOP的回歸系數(shù)為正值且其回歸P 值小于0.01，說明這些國家人口總量對數(shù)值與我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易額的對數(shù)值有顯著的正相關關系，即這些國家人口總量的增長能夠促進我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易增長，假設5 成立。

（6）“ 一帶一路 ”沿線國家制訂光伏產(chǎn)品補貼政策變量K 的回歸系數(shù)為正值且其回歸P 值小于0.01，說明光伏產(chǎn)品補貼政策有利于中我國光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易增長，假設6 得到了證明。

5.5 穩(wěn)健性檢驗

本文針對上述實證分析進行穩(wěn)健性檢驗，用“ 一帶一路 ”沿線各國人均GDP 和我國人均GDP值來分別代替原模型中“ 一帶一路 ”沿線國家GDP 值和我國GDP 值，經(jīng)回歸之后發(fā)現(xiàn)模型中解釋變量的回歸符號方向及P 值的大小與原模型相比均無重大變化，原模型通過了穩(wěn)健性檢驗，回歸結果是真實有效的。

6 我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力計算

6.1 光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力測算

本文借鑒劉青峰、姜書竹（2002）[19]對貿(mào)易潛力的評測方法來計算我國對“ 一帶一路 ”沿線國家的光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力，該方法的主要思想是用真實的貿(mào)易額數(shù)值與根據(jù)貿(mào)易引力模型求出的理想貿(mào)易額數(shù)值作比，然后用所求出的比值作為貿(mào)易潛力值來進行對比和分析，用公式表示如（3）式：

式（3）中K代表所求出貿(mào)易雙方的貿(mào)易潛力值，TU代表貿(mào)易雙方真實貿(mào)易額數(shù)值，TM代表貿(mào)易雙方理想貿(mào)易額數(shù)值。求出K之后根據(jù)K數(shù)值大小不同，將與標的國進行貿(mào)易的國家劃分為表9 所示的三種類型。

表9 貿(mào)易潛力三種類型

本文根據(jù)（3）式及上文已建好的貿(mào)易引力模型來計算我國與“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易歷年出口值的理想值，然后分別求出歷年出口值理想值與真實值的平均值，進行測算得到表10的計算結果。

6.2 貿(mào)易潛力測算結果分析

從表10 中可以看出我國對“ 一帶一路 ”沿線國家的光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易平均潛力值存在很大的差別。

（1）貿(mào)易潛力重塑型國家，克羅地亞、烏克蘭、捷克、印度等國家的平均貿(mào)易潛力比值都超過1.2。現(xiàn)有情況下，在光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易方面我國與這些國家間可擴展的空間已經(jīng)比較有限，我國應提高產(chǎn)品附加值，創(chuàng)新出口模式，提高出口利潤率。

表10 2008—2018 年我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易平均潛力值

（2）貿(mào)易潛力擴展型國家，我國對黎巴嫩、亞美尼亞、伊朗等國家的光伏產(chǎn)品平均出口貿(mào)易潛力值都是大于0.8 且小于1.2，說明尚有一定的可擴展空間，我國可以繼續(xù)發(fā)展與這些國家間光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易，同時提高產(chǎn)品附加值，積極參與海外光伏發(fā)電工程項目的競標。

（3）貿(mào)易潛力深厚型國家，羅馬尼亞、斯里蘭卡、烏茲別克斯坦、拉脫維亞等國家的平均貿(mào)易潛力比值都小于潛力深厚型臨界值0.8，說明我國與這些國家間的光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易存在極大的可擴展空間，應盡快挖掘出口機會以擴大出口規(guī)模。

7 結論與建議

本文利用貿(mào)易引力模型就我國光伏產(chǎn)品對“ 一帶一路 ”沿線國家出口的貿(mào)易潛力進行測算和比較，得出以下結論和建議。

7.1 結 論

第一，從我國對“ 一帶一路 ”沿線國家的光伏產(chǎn)品出口規(guī)模看，沿線各國GDP 和人口規(guī)模與我國光伏產(chǎn)品出口規(guī)模正向相關，表現(xiàn)為“ 需求拉動型 ”特點；我國GDP 的增長促進光伏產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，促進出口增加；雙邊距離的增加，引起運輸成本增高，同時地理距離增加帶來文化、宗教、設施環(huán)境的差異，都增加了交易成本和風險，對我國光伏產(chǎn)品出口起到削弱作用；沿線進口國平均峰值日照時數(shù)越長，光伏發(fā)電的條件越優(yōu)越，進口我國光伏產(chǎn)品的需求越多；沿線各國制定光伏產(chǎn)品補貼政策能夠推動進口國光伏電站的建設，增加對我國光伏產(chǎn)品的潛在需求。

第二，根據(jù)我國對“ 一帶一路 ”沿線國家光伏產(chǎn)品出口貿(mào)易潛力值，并將沿線國家分為貿(mào)易潛力重塑型、貿(mào)易潛力擴展型、貿(mào)易潛力深厚型，針對不同潛力程度國家，我國光伏行業(yè)應采取差異性的市場開發(fā)策略。

7.2 建 議

針對貿(mào)易潛力重塑型國家，當前條件下潛力挖掘空間雖較為有限，但可以進行更深層次的提升。

第一，作為技術密集型產(chǎn)業(yè)，光伏產(chǎn)業(yè)的核心競爭力在于技術創(chuàng)新，應加強創(chuàng)新研發(fā)，轉變追求規(guī)模效應以降低成本的傳統(tǒng)發(fā)展思路，統(tǒng)籌政策和資金資源加大研發(fā)投入。同時，充分發(fā)揮高校和科研院所的作用，開展產(chǎn)學研對接，如聯(lián)動國家光伏質檢中心，通過光伏公共實驗室建設提供產(chǎn)學研快速轉化平臺，共同突破技術難題。推動光伏制造向光伏智造轉變，提高光電轉換效率，提升光伏組件的發(fā)電效率和產(chǎn)品質量，提高產(chǎn)品附加值，尋找新的出口增長點。第二，光伏企業(yè)可主動出擊，嘗試多種貿(mào)易方式，主動“ 走出去 ”，參與可再生能源項目的股權投資，獲得工程承包和產(chǎn)品出口的市場機會。第三，持續(xù)推動融資機構與投資商、設備商、EPC 總包商合作，靈活安排融資結構，在風險可控的基礎上，拓展“ 一帶一路 ”沿線國家光伏融資合作新空間。第四，企業(yè)應通過申報知名品牌，加強品牌建設，通過組織媒體參觀、參加行業(yè)展會、對接央企資源等方式進行品牌推廣。

針對貿(mào)易潛力擴展型國家，我國與這些國家的貿(mào)易尚有拓展空間。本文研究中，雙邊距離的增加削弱我國光伏產(chǎn)品出口，除加強技術創(chuàng)新、貿(mào)易與融資方式創(chuàng)新和品牌建設以外，更應加強“ 一帶一路 ”倡議框架下文化、技術、政策、設施的合作和溝通，減少距離因素帶來的交易成本增加。相比國內(nèi)市場，“ 一帶一路 ”沿線國家所處宏觀投資環(huán)境，包括政治、經(jīng)濟、文化、法律環(huán)境更具有差異性，且部分沿線國家的基礎設施不完善，這都增加了企業(yè)投資的風險和交易成本。無論投資光伏建設項目或是充當光伏設備供應商，都應做好市場調(diào)研，提高國際合作水平，加強本土化合作，尊重當?shù)刈诮痰蕊L俗，規(guī)避風險。此外，在貨物運輸、通關流程、關稅政策等方面應消除壁壘，營造開放的貿(mào)易環(huán)境，進一步降低距離帶來的交易成本，幫助釋放貿(mào)易潛力。

針對貿(mào)易潛力深厚型國家，光伏行業(yè)更應該持續(xù)跟蹤這些國家光伏補貼政策的變化，抓住政策機遇開發(fā)市場潛力。第一，發(fā)揮行業(yè)協(xié)會、國家光伏質檢中心等公共服務平臺作用，持續(xù)跟蹤光伏政策變化，并發(fā)出貿(mào)易預警提醒。第二，行業(yè)可通過“ 新能源峰會 ”“ ‘一帶一路’新能源國際合作論壇 ”等活動對接光伏項目，深度開發(fā)“ 一帶一路 ”沿線國家新興市場。第三，企業(yè)還應結合當?shù)厥袌?，開發(fā)適合本土化的產(chǎn)品，滿足本土化需求，并以此為契機深耕目標市場。