世界水產品出口空間自相關分析

摘 要: 描述了世界水產品消費情況，闡述了水產品出口對于提高低收入食品匱乏國家人們蛋白攝入水平、增加外匯創收的重要意義。計算了2003-2008年世界水產品出口全局Moran’s I指數，并進行了局部分析，發現世界水產品出口存在顯著空間集聚特征，但是集聚程度逐漸下降。估計了世界水產品出口空間滯后函數和空間誤差函數，量化分析本國(地區)水產品出口對周邊臨近國家(地區)水產品出口的空間自相關關系。實證分析表明，本國(地區)水產品出口對周邊臨近國家(地區)水產品出口正向空間依賴關系顯著。

關鍵詞:世界;水產品;出口;空間自相關

中圖分類號:F752.62文獻標識碼:A 文章編號:1009-9107(2010)05-0043-08

一、世界水產品出口基本情況

水產品是世界各國(地區)人們重要消費食品。FAO統計，世界29億人口每日15%以上的蛋白攝入量來自于水產品。低收入食品匱乏國家日均蛋白攝入至少18.5%是由水產品提供。2002-2006年，世界水產品食品消費量分別為100.7、103.4、104.5、107.1和110.4百萬噸，非食品消費分別為32.9、29.8、36.0、35.6和33.3百萬噸。2006年，世界水產品食品消費中48.5%是鮮活產品，54%左右是加工產品。同年，非食品消費主要應用于魚粉和魚油生產。2002-2006年，世界人均水產品消費16.0、16.3、16.2、16.4和16.7公斤。2006年，不包括中國在內，世界人均水產品消費13.6公斤。同年，中國人均消費水產品25.6公斤。

水產品出口對發展中國家外匯創收具有重要作用。1976年、1986年、1996年和2006年發展中國家水產品凈出口分別為18、72、167和246億美元。水產品出口對低收入食品匱乏國家意義重大。2006年，這些國家水產品出口額為172億美元，凈出口額為107億美元。1976年、1986年、1996年和2006年低收入食品匱乏國家水產品出口額占其出口總額的比重分別為10%、12%、17%和20%。

2003-2008年，UNCOMTRADE數據庫中153個國家有水產品出口統計。153個國家各年度水產品出口額分別為465.93、520.94、566.98、615.98、665.78、708.99億美元，年均遞增8.76%。2006年，世界水產品國際貿易市場集中度較高。水產品出口前10位國家出口額總和為440.72億美元，占世界的比重高達51.31%。[1]2006年，世界水產品出口額前10位國家排名情況見表1。

二、研究背景、實證研究方法及數據來源

國內學者對中國及世界水產品國際貿易問題進行了大量研究。冷傳慧等分析了中國水產品對日本出口低迷的原因[2]，張玫等總結了世界水產品貿易的特征[3]，董楠楠對世界主要水產品出口國的水產品競爭力和產業內貿易分別進行了測算和分析。[4]

相關學者對世界水產品國際貿易問題的研究為世界及我國水產品國際貿易發展提供了決策建議，但是仍然存在重本國水產品國際貿易問題研究，輕世界水產品貿易問題研究的缺陷。同時，忽略了空間因素對世界水產品貿易影響。本文以世界水產品出口為研究對象，采用空間計量經濟學方法，探索世界各國水產品出口空間自相關關系，并估計世界水產品出口空間滯后和空間誤差模型。通過分析，探求世界水產品出口空間集聚的特點以及空間因素在水產品出口中的重要作用。

空間計量經濟學模型通過計算各地區某觀測值的空間自相關系數、描繪空間布局散點圖及對加入空間滯后變量的模型進行估計等方法來反映該觀測值空間依賴和自相關關系，在許多領域得到了應用。空間計量經濟學全局Moran’s I指數計算、局部分析、回歸建模方法及應用見Luc Anselin(1999)和陶紅軍、趙亮論文《中國農產品國際貿易空間自相關分析》。[5，6]2003-2008年世界水產品出口數據來自UNCOMTRADE數據庫，臺灣水產品出口數據來自網絡搜索。由于黑山共和國水產品貿易統計數據缺失，用塞爾維亞水產品貿易數據代替前南斯拉夫水產品貿易數據。水產品涵蓋聯合國國際貿易商品編碼H3所有商品種類，包括魚、甲殼類、軟體類及其他無脊椎水生動物。研究期間，世界各國(地區)水產品出口統計水平不一。有的國家(地區)，如朝鮮、剛果等，沒有水產品出口統計資料。有的國家(地區)，如老撾，科威特等，水產品出口統計不連續。根據數據可得性，世界水產品出口空間自相關分析SHP文件包含153個國家(地區)。仔細分析少量數據缺失國家(地區)2003-2008年水產品出口變動趨勢，計算其平均增長率，對缺失的數據進行了預測和推算。考慮空間因素的世界水產品出口函數中所用到的各國(地區)國民收入數據來自UNDATA數據庫。臺灣地區國民收入來自于網絡搜索，丹麥所屬法羅群島國民收入數據是通過該自治區各年度人口乘以丹麥對應年度人均國民收入間接推導求出。

三、世界水產品出口額全局及局部分析

(一)世界水產品出口全局Moran’s I指數

采用GEODA空間計量分析軟件，對2003-2008年世界水產品出口額進行空間自相關分析。采用門檻距離標準確定各國(地區)之間的空間權重向量。GEODA軟件自動顯示出每個國家(地區)至少有1個鄰居的門檻距離值是38.17868英里。

2003-2008年，世界水產品出口額全局Moran’s I指數及其檢驗統計量Z值見表2。Z值的表達式為:

Z=1-E(I)VAR(I)

其中，I世界水產品出口額全局Moran’s I指數。檢驗統計量Z可以對零假設H0(n個區域單元的觀測值之間不存在空間自相關)進行顯著性檢驗。顯著性水平可以由標準化Z值的P值檢驗來確定:如果P值小于給定的顯著性水平α(一般取0.05)，則拒絕零假設;否則接受零假設。P值可以通過正態分布、隨機分布或隨機置換方法來獲取。當Z值為正且顯著時，表明存在正的空間自相關，即相似的觀測值趨于空間集聚;當Z值為負且顯著時，表明存在負的空間自相關，相似的觀測值趨于空間分散;當Z值為零時，觀測值呈隨機的空間分布。

2003-2008年，世界各國(地區)水產品出口額全局Moran’s I指數都大于0，Z值也都大于0，且都能通過5%顯著性水平檢驗，世界各國(地區)水產品出口顯著地存在正空間自相關關系，即某國(地區)的水產品出口明顯地受到周邊國家(地區)水產品出口的影響。如果周邊國家水產品出口額大，本國水產品出口額也大。世界水產品出口存在極化效應，差異化明顯。

同時，2003-2008年，世界水產品出口全局Moran’s I指數不斷下降，說明各國(地區)水產品出口的空間集聚程度逐步減弱，世界水產品出口中心-外圍模式中極化效應日益變小，而擴散效應則日益增強。世界水產品出口空間自相關關系逐步減弱的主要原因是新興市場經濟國家在水產品出口競爭中脫穎而出。與1996年相比，2006年世界水產品出口額前10位國家排名有所變化。中國水產品出口額增加了61.11億美元，年均增長12.1%，從1996年的第3位升為2006年的第1位。越南水產品出口額增加了28.54億美元，年均增長20.88%，從1996年的第10位升為2006年的第8位。中國和越南水產品出口的迅猛增長改變了由發達國家主導的世界水產品出口秩序，降低了世界水產品出口的集聚程度。

(二)世界水產品出口LISA分析

當需要進一步考慮觀測值是否存在局部空間集聚，哪個區域單元對于全局空間自相關的貢獻更大，以及空間自相關的全局評估在多大程度上掩蓋了局部不穩定性時，就需要使用局部空間自相關分析(LISA，local indicators of spatial association)，包括局部Moran’s I指數、Moran散點圖和空間集聚圖等。

1.世界水產品出口Moran散點圖。Moran散點圖中第1、3象限代表正的空間相關性，第2、4象限代表負的空間相關性。

2003-2008年，世界水產品出口額Moran散點圖見圖1。

圖1中EXPORT2003、EXPORT2004、EXPORT2005、EXPORT2006、EXPORT2007和EXPORT2008分別是對應年份水產品出口額。W_ EXPORT2003、W_ EXPORT2004、W_ EXPORT2005、W_ EXPORT2006、W_ EXPORT2007和W_ EXPORT2008分別是對應年份水產品出口額空間權重值。2003-2008年世界水產品出口額Moran散點圖左上方是全局Moran’s I指數，右上方是局部Moran’s I指數。研究期間，加拿大嚴重偏離擬合的水產品出口額空間權重值曲線，原因是其周邊國家水產品出口額極大。2003-2008年，加拿大水產品出口額分別為288.6275、304.0018、311.9311、314.5643 、323.7108 和325.3501百萬美元，周邊國家美國、墨西哥、格陵蘭和冰島水產品出口額總和分別為484.9376、544.5602、593.6172、617.0458、640.0447 和630.2802百萬美元。同期，加拿大周邊4國水產品出口額總和分別是加拿大水產品出口額的1.68、1.79、1.90、1.96、1.98 和1.94 倍，倍數基本呈現遞增趨勢。雖然加拿大水產品出口額較大，但是周邊國家水產品出口額也很大，并且增長速度快于加拿大。加拿大水產品出口受到周邊國家水產品出口的空間作用較小。

2003-2008年，剔除異常值后，世界水產品出口額局部Moran’s I指數逐年降低，同樣可以說明世界水產品出口空間依賴作用日益減弱。

2.世界水產品出口集聚圖。2003-2008年，世界水產品出口額空間集聚圖見圖2，有深色的表示國家(地區)水產品出口空間集聚關系顯著，而無色的表示國家(地區)水產品出口空間集聚關系則不顯著。

2003-2008年，北美洲的加拿大、美國和冰島，東亞及東南亞的中國、日本、韓國、泰國、孟加拉、越南、中國臺灣省、印度尼西亞、馬來西亞、新加坡水產品出口額呈現顯著的高-高集聚。2003-2008年，北美洲加拿大、美國和冰島3國水產品出口額和分別為692.6661、768.6706、825.8563、849.4217、879.1488和877.2240百萬美元，占同年度世界水產品出口額比重依次為14.87%、14.76%、14.57%、13.79%、13.20%和12.37%。雖然北美洲3國水產品出口額占世界的比重逐步降低，但是水產品出口絕對額很大，并且形成了正的空間依賴關系。

2003-2008年，東亞和東南亞中國、日本、韓國、泰國、孟加拉、越南、中國臺灣省、印度尼西亞、馬來西亞、新加坡10國(地區)水產品出口額之和依次為1227.9142、1419.9654、1488.3764、1561.2804、1756.885和1808.1296百萬美元，占同年度世界水產品出口額的比重依次為26.35%、27.26%、26.25%、25.35%、26.39%和25.50%。研究期間，東亞和東南亞10國水產品出口額占世界比重雖有波動，但是都大于25%。數據顯示，東亞和東南亞地區是世界水產品出口集中區。該地區水產資源豐富、勞動力成本低廉、水產養殖技術得到了普及和推廣，并都實行了市場經濟體制和對外開放的政策，迅速成為世界水產品主要出口集聚區。

同期，世界水產品出口額呈現顯著低-高集聚的國家主要有蒙古和菲律賓。蒙古是內陸國家，水產品生產資源匱乏，水產品出口額極小。以2007年為例，當年蒙古水產品出口額僅為11.8014萬美元，是同期俄羅斯水產品出口額的0.0228%，中國水產品出口額的0.0025%。東南亞國家中，菲律賓水產品出口額較小。2007年，菲律賓水產品出口額為28.8815百萬美元，分別是越南、泰國、印度尼西亞、馬來西亞和新加坡水產品出口額的8.73%、11.90%、16.76%、46.38%和99.87%。

2003-2008年，世界水產品出口額呈現高-低集聚的國家有所變化。南美洲巴西水產品出口額與周邊國家(地區)水產品出口額僅在2005年呈現顯著性高-低集聚，其余年份相關性不顯著。非洲的納米比亞和南非水產品出口額與周邊國家(地區)基本呈現高-低集聚，但是并不穩定，很容易轉化成低-低集聚的空間依賴關系。

研究期間，西亞大部分國家(地區)、非洲和南美洲部分國家(地區)水產品出口額顯著呈現低-低空間集聚。大多數歐洲國家水產品出口額空間自相關關系不顯著，可能是歐洲水產品生產所需要的土地、勞動資源稟賦差，水產品生產不具備優勢，從而導致水產品生產和出口的萎縮。盡管歐洲交通便捷，具備適合區域經濟發展的網狀軸線，但是由于水產品生產和出口規模小，極化效應和擴散效應都難以實現。

四、世界水產品出口空間滯后函數和誤差函數估計

影響各國(地區)水產品出口因素有很多，如進口國國民收入水平、水產品進口、自然資源稟賦、生產和消費傳統、勞動力成本、科技進步、技術和綠色壁壘及生產地到國際市場的距離等。根據數據可得性，擬采用4個變量解釋世界水產品出口:

1.本國(地區)國民收入(GNI)水平。本國(地區)國民收入水平越高，說明本國(地區)經濟越發達，水產品生產能力和供應能力越強，水產品出口額也會高。

2.進口國(地區)國民收入(GNI)水平。進口國(地區)國民收入水平越高，說明本國相對不發達，水產品生產能力和供應能力不強，出口乏力。當然，進口國(地區)國民收入水平高，可能會增加對本國水產品的需求量，有利于本國水產品出口。

3.本國水產品進口額。發展中國家可以通過進口初級水產品，利用本國廉價的土地、勞動和管理資源進行加工，然后再出口到發達國家市場。所以本國(地區)水產品進口額對出口額有著正向作用。

4.臨近國家(地區)水產品出口額空間權重值。如果臨近國家(地區)水產品出口額空間權重值估計參數為正， 一國(地區)水產品出口額受到周邊臨近國家(地區)水產品出口額的正向影響。如果臨近國家(地區)水產品出口額空間權重值估計參數為負，一國(地區)水產品出口額受到周邊臨近國家(地區)水產品出口額的負面影響，水產品出口額發達國家(地區)和不發達國家(地區)趨于空間集聚。水產品出口發達國家(地區)對周邊不發達國家(地區)形成了抑制作用，中心-外圍模型中極化效應大于擴散效應。

采用2003-2008年截面數據估計世界水產品出口函數，樣本數為153。估計步驟為:(1)采用經典OLS回歸方法，判斷本國(地區)國民收入變量、進口國(地區)國民收入變量和本國水產品進口額變量是否對本國(地區)水產品出口額有顯著的解釋能力。如果某變量對本國水產品出口額沒有顯著的解釋能力，則舍棄該變量。(2)分別選擇水產品出口空間滯后模型和空間誤差模型進行截面回歸分析。

2003-2008年世界水產品出口經典OLS回歸分析結果表明，進口國(地區)國民收入對本國(地區)水產品出口作用不顯著，故舍棄該變量。世界水產品貿易額占世界貨物貿易額比重太小可能是導致世界水產品貿易與世界宏觀經濟聯系程度不高的原因。2008年，153個國家(地區)水產品出口額為708.99億美元，同年世界貨物貿易出口額(FOB價格)為157 170億美元，前者僅是后者的0.45%。

(一)世界水產品出口空間滯后函數

空間計量經濟學模型有兩種:一種是空間滯后模型(spatial lag model，SLM)，一種是空間誤差模型(spatial error model，SEM)。需要應用極大似然法估計空間滯后模型和空間誤差模型的參數。

空間滯后模型表達式為:Y=ρWY+Xβ+ε，其中Y為被解釋變量， ρ為空間回歸系數，W為n×n階的空間權重值矩陣，WY為空間滯后向量，X為n×k外生解釋變量，ε為隨機誤差向量。空間滯后模型說明，被解釋變量會受到周邊地區同類指標的加權值影響。

2003-2008年世界水產品出口空間滯后模型回歸結果見表3。其中，被解釋變量LNEXPORT，是本國(地區)水產品出口額對數值。CONSTANT是常數項。解釋變量W_LNEXPORT、LNIMPORT和LNCOUN分別為水產品出口額對數值空間滯后值、水產品進口額對數值和本國(地區)國民收入對數值。解釋變量后面數據代表相應的年份。

2004-2006年，本國(地區)水產品進口額對數值參數沒能通過5%顯著性水平Z檢驗。剔除該解釋變量，重新估計3個年度世界水產品出口空間滯后函數。2003-2008年世界水產品出口空間滯后函數R2約為0.4，即水產品進口、本國經濟發展水平和臨近國家(地區)水產品出口額空間權重值對本國(地區)水產品出口方差變動的解釋能力一般，決定本國(地區)水產品出口的因素還有國際市場消費水平、出口水產品價格、出口水產品質量、水產品進口國(地區)檢驗檢疫標準和程序等。

表3顯示，本國(地區)國民收入水平對數值參數在所有解釋變量中最大，說明本國(地區)經濟發展速度是該國(地區)水產品出口的最重要決定因素。一國(地區)經濟發展速度越快，越可能充分利用本國(地區)水產資源，提高水產品養殖、捕撈和加工能力，增加本國(地區)水產品供應能力。以越南為例，2003-2007年，該國國民收入年均增長15.40%，而水產品出口額年均增長12.37%，經濟增長和水產品出口高度協同。

2004-2006年，本國(地區)水產品進口對水產品出口的有正向作用，但是影響不顯著。2003年、2007年和2008年，本國(地區)水產品進口對出口則有著顯著的正向作用。隨著世界水產品生產國際分工進一步深化，水產品加工能力大的國家將增加初級水產品進口，經加工后再銷往國際市場。本國(地區)水產品進口必定會對出口產生積極影響。以中國為例，在我國水產品出口中，來料加工與一般貿易比重大致為4∶6，來料加工貿易是我國水產品貿易重要組成部分。[6]

2003-2008年，本國(地區)空間滯后變量參數大于0，且都能通過5%顯著性水平t檢驗，說明本國(地區)水產品出口明顯受到周邊臨近國家(地區)水產品出口的正向影響。世界水產品出口額高的國家傾向于空間集聚，而水產品出口額低的國家也傾向于空間集聚，世界水產品出口空間差異性顯著。本國(地區)水產品出口額空間滯后變量參數平均值為0.28，即周邊國家(地區)水產品出口額權重值增長1%，本國水產品出口額將增長0.28%。

(二)世界水產品出口空間誤差函數

空間誤差模型表達式為:Y=Xβ+ε，ε=λWε+μ，其中ε為隨機誤差向量，λ為n×1的截面被解釋變量向量的空間誤差系數，μ為正態分布的隨機誤差向量。在空間誤差模型中，參數λ衡量了相鄰地區的被解釋變量對本地區同類變量的影響程度和方向。2003-2008年世界水產品出口空間誤差函數估計結果見表4。

2003-2008年世界水產品出口空間誤差函數常數項都不能通過5%顯著性水平t檢驗，所以只報告無常數項空間誤差模型估計結果。2005年和2006年世界水產品空間誤差模型中本國(地區)水產品進口額對數值解釋變量沒能通過5%顯著性水平Z檢驗，但是能通過10%顯著性水平Z檢驗。放寬檢驗標準，接受估計結果。

表4估計結果表明，研究期間，本國(地區)經濟發展水平是自身水產品出口方差變動的最主要解釋變量。本國(地區)國民收入對數值估計參數平均值為0.54，即本國(地區)國民收入水平提高1%，自身水產品出口將增加0.54%。

本國(地區)水產品進口對自身水產品出口有顯著性正向作用，但是作用較小。本國(地區)水產品進口增長1%，自身水產品出口將增長0.24%。

研究期間，世界水產品出口空間誤差變量估計參數平均值為0.43，高于空間滯后函數中空間滯后參數52.78%。兩個模型中，世界水產品出口空間依賴作用差別明顯，原因是模型的解釋變量較少，對被解釋變量方差變動的解釋能力不夠。空間誤差模型把水產品出口的空間依賴作用和其他未考慮的解釋變量統統歸入到誤差項，從而夸大了世界水產品出口的空間自相關關系。因此，在分析世界水產品出口空間依賴關系時，空間滯后模型優于空間誤差模型。

五、結論

2003-2008年，世界各國(地區)水產品出口顯著地存在正向空間自相關關系，但是空間集聚程度逐步減弱，世界水產品出口中心-外圍模式中極化效應日益變小，而擴散效應則日益增強。

加拿大水產品出口額增長速度慢于周邊國家，該國水產品出口受周邊國家水產品出口的空間作用較小。

2003-2008年，北美洲的加拿大、美國和冰島，東亞及東南亞的中國、日本、韓國、泰國、孟加拉、越南、中國臺灣省、印度尼西亞、馬來西亞、新加坡水產品出口額呈現顯著的高-高集聚。同期，世界水產品出口額呈現低-高集聚的國家主要有蒙古和菲律賓。西亞大部分國家(地區)、非洲和南美洲部分國家(地區)水產品出口額顯著呈現低-低空間集聚。大多數歐洲國家水產品出口額空間自相關關系不顯著。

決定本國(地區)水產品出口水平的最主要因素是本國(地區)經濟發展水平。本國經濟增長得越快，自身水產品出口增長得也是越快。本國水產品進口對水產品出口有著較小正向影響。世界水產品出口空間滯后模型比空間誤差模型更能正確反映出世界水產品出口的空間依賴關系。

我國水產資源稟賦豐富，勞動力價格低廉，水產養殖、捕撈和加工技術發達，具有水產品國際貿易比較優勢。應該繼續保持宏觀經濟良性增長，解放水產部門生產力，提高水產品供應能力和競爭力。同時，提高出口水產品質量，化解進口國(地區)水產品國際貿易壁壘。繼續增加初級水產品進口，加工后再出口。同時，加強和周邊國家(地區)水產技術交流，主動成為亞洲水產品國際貿易增長極。與東亞和東南亞國家(地區)形成合理的分工體系，增強各自的水產品國際貿易競爭力。

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Analysis on Spatial Autocorrelation of World Export of Fishery and Aquatic Products

TAO Hongjun ，WU Xiaoyun

(School of Management，Fuzhou University，Fuzhou 350108，China)

Abstract:The paper describes the world consumption of fishery and aquatic products，and importance of fishery and aquatic products export to the low income and food deficit countries in terms of protein intake and foreign exchange accumulation.It calculates Global Moran’s I indexes and local indicators of spatial association of world fishery and aquatic products export during 20032008.The paper also estimates spatial lag functions and spatial error functions of fishery and aquatic products export during the same period of time，and quantifies spatial dependence of fishery and aquatic products export.Empirical analysis reveals that positive spatial dependence of fishery and aquatic products export of a country (region) on its neighboring countries (regions) does exist.

Key words:world;fishery and aquatic products;export;spatial autocorrelation