我國農產品貿易收支影響因素實證分析

王明榮　胡冰　王明喜

摘要： 從1998年到2010年，我國農產品貿易收支狀況不斷惡化，必然擠兌國內農產品出口企業的利潤空間，進而挫傷農業生產的積極性，甚至可能威脅到我國糧食生產安全。在標準貿易收支模型和經典引力模型的基礎上，本文引入貿易加權距離和雙邊貿易的相對量概念，通過建立農產品貿易收支的面板數據線性對數回歸模型，并對模型的異方差、自相關、內生性和穩健性進行探討，旨在依據回歸結果提出改善我國農產品貿易收支狀況的相關政策建議。

關鍵詞：農產品；貿易收支；隨機效應模型；差分廣義矩估計；系統廣義矩估計

中圖分類號：F75265 文獻標識碼：B

收稿日期：2013-09-02

作者簡介：王明榮（1979-），女，安徽宿州人，首都經濟貿易大學經濟學院教師，研究方向：國際貿易理論與政策；胡冰（1980-），男，安徽六安人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院教師，經濟學博士，研究方向：國際貿易理論與政策；王明喜（1979-），男，安徽亳州人，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院副教授，研究方向：數理經濟學。

基金項目：國家社會科學基金項目，項目編號：12CJY078；國家自然科學基金項目，項目編號：71001097；對外經濟貿易大學學術創新團隊資助項目，項目編號：CXTD4-01；北京市高校學術創新團隊研究項目，項目編號：IDHT20130522；北京市教委科研水平提高項目資助；北京高等學?！扒嗄暧⒉拧表椖抠Y助。

一、引言

據OECD數據庫統計顯示，我國農產品貿易額從1998年124億美元的順差，到2002年則變為2353億美元的逆差，2010年逆差迅速飆升到40632億美元。不斷惡化的農產品貿易收支狀況反映出我國農產品在國際市場上競爭力較弱，勢必加劇國內農產品出口企業間的競爭，并挫傷農業生產的積極性，威脅我國糧食生產安全，制約我國經濟健康可持續發展。本文以引力模型為出發點，大體分為三個視角研究我國農產品貿易影響因素的相關文獻：一是以我國農產品貿易總量為視角，分析影響我國農產品貿易的主要決定因素，如文獻[1-3]，主要因素包括產品的互補性、人口規模、經濟規模、人均收入差距、貿易國的地理距離、需求的相似性、資源稟賦和宏觀政策等，其中產品的互補性、經濟規模、人口規模和需求的相似性能夠促進農產品貿易，距離是影響農產品貿易的不利因素。二是以我國省級農產品貿易為視角，分析影響個別省份農產品貿易出口的影響因素，如文獻[4-5]，影響因素包括省份的生產總值、農產品競爭力、省份的貿易制度、省份與貿易國之間的地理距離、貿易國的國內生產總值和人均國內生產總值，其中省份的生產總值和農產品競爭力對該省農產品貿易有正向促進作用，省際間的農產品交易量對省際農產品貿易量卻有負向阻礙效果，而區域貿易制度在絕對量上則是影響省份農產品貿易的最大因素。三是以貿易自由化為研究視角，分析我國加入WTO前后農產品進出口貿易量的變化，如文獻[6-8]，實證顯示加入WTO對我國的農產品貿易有促進作用，但對出口貿易的促進效果要弱于對進口貿易的促進效果，且創造的潛在貿易效應較小。從上述文獻中可以發現關于我國農產品貿易影響因素的相關分析主要集中于農產品貿易量及其進出口量，鮮有文獻針對農產品貿易收支的研究。農產品貿易收支是由農產品出口收入與農產品進口支出衍生出的一個綜合指標，它既能反映國與國之間的農產品貿易狀況，也能幫助一國判斷其宏觀經濟運行狀況。因此，本文的主要研究動機之一，是探究我國農產品貿易收支的主要影響因素。

人民幣面臨著巨大的升值壓力，學術界和管理層關于人民幣是否應該升值問題的觀點并不統一，其中的一個原因是人民幣升值對我國貿易收支的影響具有不確定性[9]，可能改善貿易收支狀況[10]，也可能惡化貿易收支狀況[11]。值得注意的一點是，關于人民幣升值對貿易收支影響的相關分析中，實證模型所采用的數據多為絕對量。根據比較優勢理論觀點，國際貿易產生的基礎是生產技術的相對差別，而不是絕對差異所致，文獻[12]的實證結果也支持這一理論。因此，基于絕對量的實證模型與“雙邊貿易取決于雙邊相對狀況”的事實不符。因此，本文的主要研究動機之二，是農產品貿易收支必然受到匯率變化的影響，把匯率納入計量模型能夠考察我國匯率變動對農產品貿易的影響。此外，在探討農產品貿易的影響因素時，本文選取影響因素的相對量進行建模回歸分析，基于標準的貿易收支模型和引力模型，建立影響我國農產品貿易收支的因素回歸模型，利用1995-2010年我國與33國的農產品雙邊貿易面板數據進行回歸分析，依據回歸結果找出影響我國農產品貿易收支的主要決定因素，以便提出改善我國農產品貿易狀況的相關政策建議。

在理論上，若相對實際人均農產品增加值CPNVAj增加，則j國相對于我國的農產品供給能力提高，于是j國對我國的農產品出口增加，從我國的農產品進口反而減少，這樣我國對j國農產品貿易收支惡化，即β1≤0。若相對實際人均收入CPGNIj增加，則j國相對于我國的農產品需求增加，于是j國從我國的農產品進口增加，對我國的農產品出口減少，進而我國對j國農產品貿易收支改善，即β2≥0。

若在間接標價法下人民幣對j國貨幣的實際匯率RERj增加，則j國貨幣相對于人民幣貶值，于是j國相對于我國農產品價格下降，進而j國對我國的農產品出口增加，從我國的農產品進口減少，從而導致我國對j國農產品貿易收支惡化，即β3≤0。若貿易加權距離NWDj增加，則運輸成本升高，進而我國的農產品進出口均有所降低。但是，我國對j國農產品貿易收支是改善還是惡化，取決于我國從j國的農產品進口和對j國的農產品出口哪個減幅更大，因此β4符號不確定。在加入WTO后，按照烏拉圭回合《農產品協議》規定， 我國應降低關稅和取消農產品出口補貼，于是農產品出口的比較優勢降低。而降低關稅又會刺激我國農產品的進口，我國對j國農產品貿易收支會惡化，即β5≤0和β6≤0。國際金融危機爆發導致信貸緊張、流動資金不足，貿易伙伴國農產品需求下降，致使我國對j國農產品貿易收支將惡化，即β7≤0。

三、數據來源及實證結果分析

因為經濟合作與發展組織（OECD）中的29國和金磚4國，與我國農產品貿易額占我國當年農產品貿易總額的比重在1995-2010年間平均為6252%，本文以年度數據為樣本，以這33國與我國農產品貿易額為研究對象。在選擇數據樣本空間時，因為從1994年開始，人民幣匯率與外匯調劑價格兩者正式并軌，我國開始實行基于市場供求的、單一的、有管理的浮動匯率制，而匯率是影響貿易收支的一個主要因素，選擇的樣本空間是1995-2010年。

本文以2000年美元度量的實際人均農產品增加值和實際人均國民收入數據來自世界銀行WDI數據庫，在間接標價法下我國對各伙伴國貨幣的名義匯率和各國消費價格指數來自國際貨幣基金組織IFS數據庫，我國從貿易伙伴國的農產品名義進口額和名義出口額、我國農產品名義進口總額和名義出口總額（單位：千美元）來自OECD數據庫，北京與各國首都間的地理距離（單位：公里）來自網站www indo com中的距離計算器。本文采用的計量軟件是Stata100，模型是建立在面板數據（包含變量個體與時間的二維數據）基礎上的計量經濟模型：首先，給出了面板數據基本模型的回歸結果，并剔除了相關回歸系數不顯著的變量；其次，利用可行廣義最小二乘法、標準差估計和自相關誤差結構的隨機效應模型，修正面板回歸模型中存在的異方差和自相關問題。為了較有效地處理回歸中可能存在的內生性問題，本文采用動態面板數據模型（差分廣義矩估計和系統廣義矩估計）對面板數據進行回歸，并進行相關實證結果的穩健性分析，以便通過這些計量手段的處理，考察我國農產品貿易收支的主要影響因素和貢獻度。

1.基本模型回歸結果。對于面板數據，一般有三種基本的回歸模型：混合OLS模型、固定效應模型和隨機效應模型。表1中第（1）列是被解釋變量關于四個主要解釋變量（相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿易加權距離）的回歸結果，第（2）-（4）列是在第（1）列估計的基礎上，依次增加虛擬變量的回歸結果。（1）-（4）列中面板數據的F檢驗、拉格朗日乘數（LM）檢驗結果均顯著拒絕原假設，Hausman檢驗結果不顯著，所以應該選擇隨機效應模型進行回歸估計。在表1中的第（1）-（4）列中基本模型（6）的回歸結果，說明解釋變量（相對實際人均農產品增加值、相對實際人均收入、雙邊實際匯率、貿易加權距離、虛擬變量AC）的回歸系數符號與預期相一致，且都通過了顯著性檢驗。虛擬變量GC和WTO的回歸系數符號也與預期相同，但不具有顯著性，這說明加入WTO因素對我國農產品貿易收支的影響程度較低；由于選擇的樣本空間止于2010年，在兩年時間內國際金融危機對我國農產品貿易的沖擊作用還沒有完全顯現出來。

凱恩斯的“絕對收入”假說指出短期內消費取決于收入，并且消費隨著收入的增多而增加。所以，伙伴國相對于我國的實際人均收入增加時，其相對消費需求也隨之增加。由于我國國內需求相對不足，我國農產品企業積極尋求出口，導致我國對伙伴國的農產品出口增加，從伙伴國的農產品進口減少，最終促使我國農產品貿易收支狀況得以改善。

實際匯率不是外匯交易市場中真實存在的價格，它是名義匯率經過物價水平調整后的匯率水平，其本質是衡量兩種相對價格水平下的相對指標，它體現出商品交換過程中的實際供求信息。雙邊實際匯率增加時，人民幣相對于貿易伙伴國貨幣升值，我國農產品價格相對升高，競爭力降低，我國對伙伴國的農產品出口減少。由于貿易伙伴國農產品具有價格優勢，我國從伙伴國的農產品進口將增加，綜合影響的結果是我國農產品貿易收支狀況惡化。另外，貿易加權距離每增加1%，我國對伙伴國的農產品貿易收支將降低0805%。兩國間進行貿易時，運輸成本是不可避免的費用。當此成本增加時，一方面出口商生產企業的利潤降低，我國對伙伴國的農產品出口減少；另一方面進口商的成本增加，我國從伙伴國的農產品進口減少。由于出口貿易中經常涉及到FCA（貨交承運人）條款，導致農產品出口減幅更大。所以，我國農產品貿易收支狀況惡化。

虛擬變量AC的回歸系數在10%水平下顯著為-0211，相比于虛擬變量GC的回歸系數，此時虛擬變量AC的回歸系數顯著為負，說明區域性因素對我國農產品貿易收支的影響比加入WTO因素更大，其原因是國家間更信賴區域性經濟一體化行為，同時區域間較近的地理距離也使得我國農產品貿易更易受到亞洲金融危機的沖擊。所以，1997年亞洲金融危機的爆發，使得我國農產品出口企業的融資難度加大，生產成本上升，農產品出口減少，我國農產品貿易收支狀況惡化。

2.修正異方差和自相關后的回歸結果。White異方差檢驗結果顯示chi2（19） = 7566，相伴概率是00000，拒絕原假設“不存在異方差”；Wooldridge自相關檢驗結果是F（1，32） = 70405，相伴概率是00000，拒絕原假設“不存在一階序列相關”；而方差膨脹因子（VIF）檢驗結果顯示，最大方差膨脹因子為257，遠小于10。隨機擾動項εjt的方差既不是常量，且εjt序列之間又存在某種相關性，所以回歸方程（7）存在異方差和殘差序列一階自相關，但是解釋變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

為修正回歸方程（7）中的異方差和自相關問題，用可行廣義最小二乘法（FGLS）估計誤差項存在一階自相關和異方差情形，用標準差估計（PCSE）修正隨機誤差項存在異方差或相關性情形，用迭代非線性估計技巧——自相關誤差結構的隨機效應模型（AR（1）RE）——估計存在一階序列相關面板數據模型。結果顯示：解釋變量的回歸系數符號和預期一致，且均通過顯著性檢驗；FGLS 估計中虛擬變量AC的系數符號為正數，PCSE 和AR（1）RE估計中虛擬變量AC的系數符號是負值，但都不具有顯著性。這說明在修正異方差和自相關后，相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿易加權距離對我國農產品貿易收支的方向性影響仍不變，但受AC的影響卻有限，其原因是1997年發生的亞洲金融危機對中國的持續影響時間有限，大概在2000年左右就消失了。

3.動態面板回歸。內生性問題的存在使得回歸方程的系數估計有偏且不一致，為了較為有效地處理方程（7）中可能存在的內生性問題，可以采用動態面板據模型——差分廣義矩估計（差分GMM）和系統廣義矩估計（系統GMM）——進行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預定變量的滯后項和嚴格外生變量的差分作為工具變量進行估計，系統GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據面板數據的系統廣義矩估計和差分廣義矩估計結果，所有解釋變量的回歸系數符號和預期均一致，這說明在剔除內生性問題之后，相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿易加權距離和虛擬變量AC對我國農產品貿易收支的方向性影響不變；在5%顯著水平下，相對實際人均農產品增加值、雙邊實際匯率、貿易加權距離和虛擬變量AC的回歸系數顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數不顯著，其原因是動態面板回歸中引入被解釋變量農產品貿易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻度。

農產品貿易收支滯后1期變量lnNTB-1的回歸系數介于0474-0480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農產品貿易收支增加1%，將使當期對伙伴國的農產品貿易收支提高0474%-0480%，即前一期我國農產品貿易收支增加將改善當期的農產品貿易收支狀況。在我國農產品進口需求相對穩定的狀態下，增加前一期我國對伙伴國的農產品出口，將對當期我國農產品出口公司有示范和激勵作用，使得當期我國農產品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當期農產品貿易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系數絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農產品貿易收支的影響最小。其原因是自1994年以來我國雖然放寬了對外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農產品貿易收支的調節作用受到了較大程度的限制。

4.穩健性檢驗。為了考察文中計量結果的穩健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對OECD中29國的樣本面板數據進行回歸；另一方面，縮短樣本空間至2002-2007年，以剔除金融危機和加入WTO帶來的影響，獲得較為穩定變化的變量數據。回歸結果顯示四個主要解釋變量（相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿易加權距離）的回歸系數符號以及顯著性水平均保持一致，僅僅系數大小稍微發生變化，且雙邊實際匯率的回歸系數絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區間的縮短，對本文實證結果只產生很小的影響，所以文中的實證結果是穩健的、可靠的。

四、結論和政策建議

農產品貿易收支是反映一國農產品貿易狀況的一個綜合性指標，該指標可以幫助判斷貿易國的農產品在國際上的競爭力和其國內的農業發展水平。因此，分析我國的農產品貿易收支狀況，并找出影響農產品貿易收支的主要因素，在改善農產品貿易收支狀況的同時，還可以保障國內糧食生產安全，促進宏觀經濟的可持續發展。依據文中的回歸結果，為改善我國農產品貿易收支的巨額逆差，本文提出如下政策建議：（1）提高農產品質量和多樣化程度，以及國際化農產品的檢驗標準，增強我國農產品的國際競爭力，并積極鼓勵農產品出口企業參與國際競爭；（2）直接以資金或技術的形式補貼農業生產，以出口退稅的形式間接補貼出口企業，在增加農產品供給的同時體現出國際競爭的價格優勢；（3）在人民幣國際化的進程中實時測算匯率對農產品貿易價格的影響，同步進行農產品貿易價格調整，使貿易價格真正反映商品交易的實際供求信息；（4）建立“產-運-銷”一體化產業鏈，防范國際運輸物流風險，有效降低貿易運輸成本；（5）加強區域間的農產品貿易合作，同時要時刻注意防范區域內局部經濟惡化的傳播和外溢效應。

參考文獻：

[1] Zhang D.， Li Y. Forest Endowment， Logging Restrictions and Chinas Wood Products Trade[J].China Economic Review， 2009，20（1）： 46-53.

[2] 張海森， 謝杰. 中國-非洲農產品貿易的決定因素與潛力——基于引力模型的實證研究[J].國際貿易問題，2011（3）： 45-51.

[3] 王 瑞，王麗萍.我國農產品貿易流量現狀與影響因素：基于引力模型的實證研究[J].國際貿易問題，2012（4）： 39-48.

[4] 莊麗娟，姜元武，劉娜. 廣東省與東盟農產品貿易流量與貿易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿易問題， 2007（6）： 81-86.

[5] 賈偉，屈四喜.中國各省份-東盟的農產品貿易增長實證分析[J].中國農村經濟，2012（3）： 25-34.

[6] 帥傳敏.基于引力模型的中美農產品貿易潛力分析[J].中國農村經濟，2009（7）： 48-58.

[7] Bao X.， Qiu L. Do Technical Barriers to Trade： Promote or Restrict Trade？ Evidence from China[J].Asia-Pacific Journal of Accounting﹠Economics， 2010， 17（3）：46-53.

[8] 宮同瑤，辛賢，潘文卿. 貿易壁壘變動對中國-東盟農產品貿易的影響——基于邊境效應的測算及分解[J].中國農村經濟，2012（2）：64-74.

[9] 趙文軍. 人民幣匯率、FDI與中國貿易收支——基于中國制造業行業視角的實證分析[J].世界經濟研究， 2010（1）： 3-9.

[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿易收支實證研究[J].金融研究，2006（6）：150-158.

[11]Xing Y. Processing trade， exchange rates and Chinas bilateral trade balances Journal of Asian Economics， 2012（23）： 540–547.

[12]Zarir S.， Khan M.， Hossain I. A Model of Bilateral Trade Balance： Extensions and Empirical Tests[J].Economic Analysis and Policy， 2010， 40（3）：377-391.

[13]Krugman P.， Baldwin R. The Persistence of the U.S. Trade Deficit [R].Brookings Papers on Economic Activity， 1987，12（1）：1-43.

[14]Bergstrand J.The Generalised Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor Proportion Theory in International Trade[J].Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：143-153.

[15]Rahman M. The Determinants of Bangladeshs Trade： Evidences from the Generalized Gravity Model[R].Working Paper， 2006.

（責任編輯：關立新）

3.動態面板回歸。內生性問題的存在使得回歸方程的系數估計有偏且不一致，為了較為有效地處理方程（7）中可能存在的內生性問題，可以采用動態面板據模型——差分廣義矩估計（差分GMM）和系統廣義矩估計（系統GMM）——進行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預定變量的滯后項和嚴格外生變量的差分作為工具變量進行估計，系統GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據面板數據的系統廣義矩估計和差分廣義矩估計結果，所有解釋變量的回歸系數符號和預期均一致，這說明在剔除內生性問題之后，相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿易加權距離和虛擬變量AC對我國農產品貿易收支的方向性影響不變；在5%顯著水平下，相對實際人均農產品增加值、雙邊實際匯率、貿易加權距離和虛擬變量AC的回歸系數顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數不顯著，其原因是動態面板回歸中引入被解釋變量農產品貿易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻度。

農產品貿易收支滯后1期變量lnNTB-1的回歸系數介于0474-0480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農產品貿易收支增加1%，將使當期對伙伴國的農產品貿易收支提高0474%-0480%，即前一期我國農產品貿易收支增加將改善當期的農產品貿易收支狀況。在我國農產品進口需求相對穩定的狀態下，增加前一期我國對伙伴國的農產品出口，將對當期我國農產品出口公司有示范和激勵作用，使得當期我國農產品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當期農產品貿易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系數絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農產品貿易收支的影響最小。其原因是自1994年以來我國雖然放寬了對外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農產品貿易收支的調節作用受到了較大程度的限制。

4.穩健性檢驗。為了考察文中計量結果的穩健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對OECD中29國的樣本面板數據進行回歸；另一方面，縮短樣本空間至2002-2007年，以剔除金融危機和加入WTO帶來的影響，獲得較為穩定變化的變量數據?；貧w結果顯示四個主要解釋變量（相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿易加權距離）的回歸系數符號以及顯著性水平均保持一致，僅僅系數大小稍微發生變化，且雙邊實際匯率的回歸系數絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區間的縮短，對本文實證結果只產生很小的影響，所以文中的實證結果是穩健的、可靠的。

四、結論和政策建議

農產品貿易收支是反映一國農產品貿易狀況的一個綜合性指標，該指標可以幫助判斷貿易國的農產品在國際上的競爭力和其國內的農業發展水平。因此，分析我國的農產品貿易收支狀況，并找出影響農產品貿易收支的主要因素，在改善農產品貿易收支狀況的同時，還可以保障國內糧食生產安全，促進宏觀經濟的可持續發展。依據文中的回歸結果，為改善我國農產品貿易收支的巨額逆差，本文提出如下政策建議：（1）提高農產品質量和多樣化程度，以及國際化農產品的檢驗標準，增強我國農產品的國際競爭力，并積極鼓勵農產品出口企業參與國際競爭；（2）直接以資金或技術的形式補貼農業生產，以出口退稅的形式間接補貼出口企業，在增加農產品供給的同時體現出國際競爭的價格優勢；（3）在人民幣國際化的進程中實時測算匯率對農產品貿易價格的影響，同步進行農產品貿易價格調整，使貿易價格真正反映商品交易的實際供求信息；（4）建立“產-運-銷”一體化產業鏈，防范國際運輸物流風險，有效降低貿易運輸成本；（5）加強區域間的農產品貿易合作，同時要時刻注意防范區域內局部經濟惡化的傳播和外溢效應。

參考文獻：

[1] Zhang D.， Li Y. Forest Endowment， Logging Restrictions and Chinas Wood Products Trade[J].China Economic Review， 2009，20（1）： 46-53.

[2] 張海森， 謝杰. 中國-非洲農產品貿易的決定因素與潛力——基于引力模型的實證研究[J].國際貿易問題，2011（3）： 45-51.

[3] 王 瑞，王麗萍.我國農產品貿易流量現狀與影響因素：基于引力模型的實證研究[J].國際貿易問題，2012（4）： 39-48.

[4] 莊麗娟，姜元武，劉娜. 廣東省與東盟農產品貿易流量與貿易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿易問題， 2007（6）： 81-86.

[5] 賈偉，屈四喜.中國各省份-東盟的農產品貿易增長實證分析[J].中國農村經濟，2012（3）： 25-34.

[6] 帥傳敏.基于引力模型的中美農產品貿易潛力分析[J].中國農村經濟，2009（7）： 48-58.

[7] Bao X.， Qiu L. Do Technical Barriers to Trade： Promote or Restrict Trade？ Evidence from China[J].Asia-Pacific Journal of Accounting﹠Economics， 2010， 17（3）：46-53.

[8] 宮同瑤，辛賢，潘文卿. 貿易壁壘變動對中國-東盟農產品貿易的影響——基于邊境效應的測算及分解[J].中國農村經濟，2012（2）：64-74.

[9] 趙文軍. 人民幣匯率、FDI與中國貿易收支——基于中國制造業行業視角的實證分析[J].世界經濟研究， 2010（1）： 3-9.

[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿易收支實證研究[J].金融研究，2006（6）：150-158.

[11]Xing Y. Processing trade， exchange rates and Chinas bilateral trade balances Journal of Asian Economics， 2012（23）： 540–547.

[12]Zarir S.， Khan M.， Hossain I. A Model of Bilateral Trade Balance： Extensions and Empirical Tests[J].Economic Analysis and Policy， 2010， 40（3）：377-391.

[13]Krugman P.， Baldwin R. The Persistence of the U.S. Trade Deficit [R].Brookings Papers on Economic Activity， 1987，12（1）：1-43.

[14]Bergstrand J.The Generalised Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor Proportion Theory in International Trade[J].Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：143-153.

[15]Rahman M. The Determinants of Bangladeshs Trade： Evidences from the Generalized Gravity Model[R].Working Paper， 2006.

（責任編輯：關立新）

3.動態面板回歸。內生性問題的存在使得回歸方程的系數估計有偏且不一致，為了較為有效地處理方程（7）中可能存在的內生性問題，可以采用動態面板據模型——差分廣義矩估計（差分GMM）和系統廣義矩估計（系統GMM）——進行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預定變量的滯后項和嚴格外生變量的差分作為工具變量進行估計，系統GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據面板數據的系統廣義矩估計和差分廣義矩估計結果，所有解釋變量的回歸系數符號和預期均一致，這說明在剔除內生性問題之后，相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿易加權距離和虛擬變量AC對我國農產品貿易收支的方向性影響不變；在5%顯著水平下，相對實際人均農產品增加值、雙邊實際匯率、貿易加權距離和虛擬變量AC的回歸系數顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數不顯著，其原因是動態面板回歸中引入被解釋變量農產品貿易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻度。

農產品貿易收支滯后1期變量lnNTB-1的回歸系數介于0474-0480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農產品貿易收支增加1%，將使當期對伙伴國的農產品貿易收支提高0474%-0480%，即前一期我國農產品貿易收支增加將改善當期的農產品貿易收支狀況。在我國農產品進口需求相對穩定的狀態下，增加前一期我國對伙伴國的農產品出口，將對當期我國農產品出口公司有示范和激勵作用，使得當期我國農產品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當期農產品貿易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系數絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農產品貿易收支的影響最小。其原因是自1994年以來我國雖然放寬了對外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農產品貿易收支的調節作用受到了較大程度的限制。

4.穩健性檢驗。為了考察文中計量結果的穩健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對OECD中29國的樣本面板數據進行回歸；另一方面，縮短樣本空間至2002-2007年，以剔除金融危機和加入WTO帶來的影響，獲得較為穩定變化的變量數據。回歸結果顯示四個主要解釋變量（相對實際人均農產品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿易加權距離）的回歸系數符號以及顯著性水平均保持一致，僅僅系數大小稍微發生變化，且雙邊實際匯率的回歸系數絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區間的縮短，對本文實證結果只產生很小的影響，所以文中的實證結果是穩健的、可靠的。

四、結論和政策建議

農產品貿易收支是反映一國農產品貿易狀況的一個綜合性指標，該指標可以幫助判斷貿易國的農產品在國際上的競爭力和其國內的農業發展水平。因此，分析我國的農產品貿易收支狀況，并找出影響農產品貿易收支的主要因素，在改善農產品貿易收支狀況的同時，還可以保障國內糧食生產安全，促進宏觀經濟的可持續發展。依據文中的回歸結果，為改善我國農產品貿易收支的巨額逆差，本文提出如下政策建議：（1）提高農產品質量和多樣化程度，以及國際化農產品的檢驗標準，增強我國農產品的國際競爭力，并積極鼓勵農產品出口企業參與國際競爭；（2）直接以資金或技術的形式補貼農業生產，以出口退稅的形式間接補貼出口企業，在增加農產品供給的同時體現出國際競爭的價格優勢；（3）在人民幣國際化的進程中實時測算匯率對農產品貿易價格的影響，同步進行農產品貿易價格調整，使貿易價格真正反映商品交易的實際供求信息；（4）建立“產-運-銷”一體化產業鏈，防范國際運輸物流風險，有效降低貿易運輸成本；（5）加強區域間的農產品貿易合作，同時要時刻注意防范區域內局部經濟惡化的傳播和外溢效應。

參考文獻：

[1] Zhang D.， Li Y. Forest Endowment， Logging Restrictions and Chinas Wood Products Trade[J].China Economic Review， 2009，20（1）： 46-53.

[2] 張海森， 謝杰. 中國-非洲農產品貿易的決定因素與潛力——基于引力模型的實證研究[J].國際貿易問題，2011（3）： 45-51.

[3] 王 瑞，王麗萍.我國農產品貿易流量現狀與影響因素：基于引力模型的實證研究[J].國際貿易問題，2012（4）： 39-48.

[4] 莊麗娟，姜元武，劉娜. 廣東省與東盟農產品貿易流量與貿易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿易問題， 2007（6）： 81-86.

[5] 賈偉，屈四喜.中國各省份-東盟的農產品貿易增長實證分析[J].中國農村經濟，2012（3）： 25-34.

[6] 帥傳敏.基于引力模型的中美農產品貿易潛力分析[J].中國農村經濟，2009（7）： 48-58.

[7] Bao X.， Qiu L. Do Technical Barriers to Trade： Promote or Restrict Trade？ Evidence from China[J].Asia-Pacific Journal of Accounting﹠Economics， 2010， 17（3）：46-53.

[8] 宮同瑤，辛賢，潘文卿. 貿易壁壘變動對中國-東盟農產品貿易的影響——基于邊境效應的測算及分解[J].中國農村經濟，2012（2）：64-74.

[9] 趙文軍. 人民幣匯率、FDI與中國貿易收支——基于中國制造業行業視角的實證分析[J].世界經濟研究， 2010（1）： 3-9.

[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿易收支實證研究[J].金融研究，2006（6）：150-158.

[11]Xing Y. Processing trade， exchange rates and Chinas bilateral trade balances Journal of Asian Economics， 2012（23）： 540–547.

[12]Zarir S.， Khan M.， Hossain I. A Model of Bilateral Trade Balance： Extensions and Empirical Tests[J].Economic Analysis and Policy， 2010， 40（3）：377-391.

[13]Krugman P.， Baldwin R. The Persistence of the U.S. Trade Deficit [R].Brookings Papers on Economic Activity， 1987，12（1）：1-43.

[14]Bergstrand J.The Generalised Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor Proportion Theory in International Trade[J].Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：143-153.

[15]Rahman M. The Determinants of Bangladeshs Trade： Evidences from the Generalized Gravity Model[R].Working Paper， 2006.

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