中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的主導(dǎo)因素：集約邊際還是擴(kuò)展邊際

錢濤　馮中朝　李谷成

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北武漢430070)

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中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的主導(dǎo)因素：集約邊際還是擴(kuò)展邊際

錢濤馮中朝李谷成

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北武漢430070)

摘要：利用1995—2013年中國農(nóng)產(chǎn)品出口的HS92六位編碼數(shù)據(jù)，采用H-K測度方法測度中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際，在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型對農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際影響因素進(jìn)行實證分析。結(jié)果表明，中國農(nóng)產(chǎn)品的出口增長由集約邊際和擴(kuò)展邊際共同拉動，但集約邊際起主要的貢獻(xiàn)作用，其貢獻(xiàn)率在2003年以后到達(dá)70%以上。經(jīng)濟(jì)規(guī)模對集約邊際有顯著的正影響，農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重、貿(mào)易成本、經(jīng)濟(jì)危機對集約邊際有顯著的負(fù)影響。農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重、與中國簽訂區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定對擴(kuò)展邊際有顯著的正影響，貿(mào)易成本、人均GDP年增長率對擴(kuò)展邊際有顯著的負(fù)影響。經(jīng)濟(jì)危機對集約邊際有顯著的負(fù)影響，擴(kuò)展邊際具有“穩(wěn)定器”作用，這為解釋中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長脆弱性問題提供了新的視角并具有豐富政策含義。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品出口；H-K測度方法；二元邊際；集約邊際；擴(kuò)展邊際

一、引言

20世紀(jì)90年代以來，中國農(nóng)產(chǎn)品出口額*數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，由于不同數(shù)據(jù)庫存在農(nóng)產(chǎn)品口徑的差異問題，統(tǒng)計數(shù)據(jù)會存在差異。保持了良好的增長勢頭。1995年中國農(nóng)產(chǎn)品出口額為150億美元，到2014時已經(jīng)增長到719.6億美元，年均增長率達(dá)8.16%；其中在2013年我國的農(nóng)產(chǎn)品出口額已達(dá)到了702億美元，成為世界農(nóng)產(chǎn)品出口市場第四大國。然而，中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長極易受到經(jīng)濟(jì)沖擊的影響。例如，1997年東南亞金融危機使中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長率由1997年7.69%下降到1998年的-12.50%；2008年的全球金融危機使中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長率由2007年的19.27%下降到2008年的9.43%，2009年為-2.25%；2012年由于歐洲債務(wù)危機的影響使得中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長率由2011年的22.5%下降到3.8%。這一事實充分暴露了中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的不穩(wěn)定性和高風(fēng)險性，中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長脆弱性問題突出。因為經(jīng)濟(jì)沖擊導(dǎo)致的中國農(nóng)產(chǎn)品出口劇烈波動使得人們不斷反思現(xiàn)行的農(nóng)產(chǎn)品出口增長方式。根據(jù)國際貿(mào)易理論的最新發(fā)展，可以從貿(mào)易增長二元邊際的角度來對出口擴(kuò)張問題進(jìn)行實證分析。例如，Melitz(2003)構(gòu)建的企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型以及在此基礎(chǔ)上形成的新新貿(mào)易理論較好地詮釋了貿(mào)易增長方式，該理論認(rèn)為貿(mào)易的增長主要依靠兩條途徑實現(xiàn)，即集約邊際增長和擴(kuò)展邊際增長[1]。集約邊際是指原有出口企業(yè)或產(chǎn)品在出口數(shù)量上單一方向的擴(kuò)張，它意味著出口專業(yè)化；擴(kuò)展邊際指新企業(yè)、新產(chǎn)品進(jìn)入出口市場或出口產(chǎn)品種類的增加，它意味著出口多樣化。新新貿(mào)易理論的觀點表明，倘若一國采用“粗放型”出口模式，即過度依賴出口數(shù)量的擴(kuò)張，貿(mào)易條件則可能會惡化，抵御經(jīng)濟(jì)沖擊能力將會降低。那么，中國農(nóng)產(chǎn)品的出口增長是如何實現(xiàn)的呢？哪些因素會影響該路徑農(nóng)產(chǎn)品的出口增長呢？不同因素對集約邊際和擴(kuò)展邊際的影響有何差異？中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的脆弱性與二元邊際有何聯(lián)系？在“一帶一路”建設(shè)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，這些問題值得深入探討。

基于上述問題，本文的研究目的是測度中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際及其貢獻(xiàn)率，以明確中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長路徑。然后在此基礎(chǔ)上，對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際影響因素進(jìn)行考察，從二元邊際的角度詳細(xì)考察中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長脆弱性的原因，以期在“一帶一路”建設(shè)和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，充分把握 “一帶一路”建設(shè)為中國全球農(nóng)業(yè)戰(zhàn)略提供的良好機遇，提出保持中國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)健康增長的貿(mào)易政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

二元邊際是一種測度貿(mào)易結(jié)構(gòu)的方法，它是在新新貿(mào)易理論的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的。學(xué)術(shù)界對集約邊際的內(nèi)涵界定比較一致，但是對擴(kuò)展邊際的認(rèn)識尚存分歧。從已有文獻(xiàn)來看，按照界定視角的不同可分為三個層面：產(chǎn)品、企業(yè)和國家。如Hummels和Klenow(2005)、Chaney(2008)從產(chǎn)品層面，Melitz(2003)從企業(yè)層面，F(xiàn)elbermayr和Kohler(2006)從國家層面分析貿(mào)易流的結(jié)構(gòu)[1-4]。但不論是哪種研究角度，二元邊際都是將出口增長方式區(qū)分為橫向與縱向。現(xiàn)有的研究主要集中在兩個方面：其一，測度貿(mào)易出口增長的二元邊際；其二，考察二元邊際的影響因素。

由于研究界定視角以及數(shù)據(jù)的細(xì)分程度不同，對貿(mào)易出口增長的二元邊際進(jìn)行測度的結(jié)果也不同。其一，認(rèn)為集約邊際對貿(mào)易出口增長更重要。耿獻(xiàn)輝、張曉恒等(2014)利用1995—2010年中國農(nóng)產(chǎn)品出口HS六位編碼數(shù)據(jù)，測算了二元邊際的貢獻(xiàn)率，發(fā)現(xiàn)集約邊際對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長起主導(dǎo)作用[5]。郭俊芳、武拉平(2015)，袁得勝、朱小明(2014)也支持這一觀點[6,7]。張宇青、周應(yīng)恒等(2014)利用1995—2010年世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易HS 六位編碼數(shù)據(jù)，分析中國對發(fā)達(dá)國家與不發(fā)達(dá)國家的二元邊際差異，發(fā)現(xiàn)中國對不發(fā)達(dá)國家的集約邊際高于發(fā)達(dá)國家[8]。陳勇兵、陳宇眉等(2012)采用2000—2005中國企業(yè)層面的出口數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)中國出口增長主要來源于現(xiàn)有企業(yè)出口額的增加，即集約邊際[9]。錢學(xué)鋒(2008)，盛斌、呂越(2014)等學(xué)者進(jìn)一步證實了該結(jié)論[10,11]。其二，認(rèn)為擴(kuò)展邊際對貿(mào)易出口增長更重要。Hummels和Klenow(2005)對1995年126個國家向59個國家出口的5 000多種產(chǎn)品數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明在大國間擴(kuò)展邊際對出口增長的貢獻(xiàn)達(dá)到60%以上[2]。譚晶榮、劉莉(2013)對中越的農(nóng)產(chǎn)品出口增長進(jìn)行了二元邊際分析，發(fā)現(xiàn)擴(kuò)展邊際對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的拉動作用更強[12]。Kang(2004)利用韓國和中國臺灣企業(yè)層面的數(shù)據(jù)，研究表明相對于集約邊際而言，擴(kuò)展邊際對出口增長的促進(jìn)作用更大[13]。AgipiS等(2008)以1978—2005年中國與高收入國家和發(fā)展中國家雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)作為樣本分別測算了二元邊際，結(jié)果表明在中國與發(fā)展中國家的貿(mào)易增長中，擴(kuò)展邊際對出口貿(mào)易增長的促進(jìn)作用更大[14]。Besede等(2008)也支持這一觀點[15]。

關(guān)于二元邊際的影響因素方面，該領(lǐng)域研究主要是基于企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型，通過擴(kuò)展引力模型來研究不同的因素對出口增長二元邊際的影響。Hummels和Klenow(2005)對126個國家向59個國家出口的5 000多種產(chǎn)品的貿(mào)易邊際進(jìn)行測算，并將集約邊際和擴(kuò)展邊際作為被解釋變量，將出口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值、就業(yè)人數(shù)、勞動生產(chǎn)率作為解釋變量進(jìn)行實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)其對集約邊際和擴(kuò)展邊際都有顯著的正影響，但是對集約邊際的正影響更大[2]。錢學(xué)鋒、熊平(2010)利用1995—2005年HS-6位國際貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)規(guī)模、固定成本、多邊阻力、區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化等變量對集約邊際和擴(kuò)展邊際會產(chǎn)生不同的影響[16]。杜運蘇、彭冬冬(2014)利用2002—2010年中國與22個主要貿(mào)易伙伴的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)進(jìn)口國的市場規(guī)模、外商直接投資和多邊阻力主要影響出口集約邊際，而固定貿(mào)易成本主要影響擴(kuò)展邊際[17]。

對上述文獻(xiàn)梳理可知，這些文獻(xiàn)大多研究一國所有產(chǎn)品出口增長二元邊際，或者研究一國對另一國某一類產(chǎn)品出口增長二元邊際。然而針對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的研究依舊偏少，特別是在“一帶一路”建設(shè)背景下研究中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長微觀結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)幾乎沒有。區(qū)別已有的研究，本文嘗試以下創(chuàng)新。第一，采用最全面的農(nóng)產(chǎn)品和最新的數(shù)據(jù)。由于篩選農(nóng)產(chǎn)品復(fù)雜，一般文獻(xiàn)簡單地選取HS92商品編碼1-24章作為農(nóng)產(chǎn)品，本文將農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)計范圍界定為HS92商品編碼1-24章農(nóng)產(chǎn)品及其他農(nóng)產(chǎn)品*參考WTO農(nóng)業(yè)協(xié)議，其他農(nóng)產(chǎn)品包括HS92為290543，290544，33.01，35.01，380910，382360，41.01-41.03，43.01，50.01-50.03，51.01-51.03，52.01-52.03，53.01-53.02的農(nóng)產(chǎn)品。，同時將研究時間段擴(kuò)展到2013年，這是目前最新的數(shù)據(jù)。第二，定量衡量二元邊際的貢獻(xiàn)。現(xiàn)有的文獻(xiàn)，如劉祥霞、安同信等(2015)采用二元邊際及貿(mào)易額變化的核密度函數(shù)圖來進(jìn)行比對，進(jìn)而確定二元邊際貢獻(xiàn)[18]。但這只能定性判斷二元邊際的貢獻(xiàn)，而本文對1995—2013年二元邊際的貢獻(xiàn)率做出了定量分析。第三，更精確地度量貿(mào)易成本。現(xiàn)有文獻(xiàn)，如耿顯輝、張曉恒等(2014)采用The Heritage Foundation的出版物Index of Economic Freedom中各個國家的經(jīng)濟(jì)自由度得分值來衡量貿(mào)易成本[5]。受到傳統(tǒng)基金會右翼思想的影響，這一得分值存在失真的弊端。而本文借鑒錢學(xué)鋒、梁琦(2008)貿(mào)易成本的測度方法，測算了1995—2013年中國對39個國家的貿(mào)易成本[19]。第四，著重考察經(jīng)濟(jì)沖擊對集約邊際和擴(kuò)展邊際的不同影響，這有助于理解中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長脆弱性的原因。并且根據(jù)實證結(jié)果，結(jié)合“一帶一路”建設(shè)，為中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的良性發(fā)展提供參考建議。

三、實證估計方法與模型構(gòu)建

(一)H-K測度方法簡介

Hummels和Klenow(2005)提出了集約邊際(IM)和擴(kuò)展邊際(EM)的測度方法[2]。t年i國對j國的集約邊際(IM)定義如下

(1)

式(1)中，P為出口產(chǎn)品價格，X為出口產(chǎn)品數(shù)量，k為出口產(chǎn)品種類，w是參照國，一般選取全世界作為參照國，Kij是國家i對國家j存在出口時的產(chǎn)品種類集；因此出口集約邊際IMi,j,t等于：在產(chǎn)品種類集Kij中，t年i國對j國的出口產(chǎn)品價值與參照國w對j國的出口產(chǎn)品價值之比。它衡量了i國產(chǎn)品在j國的專業(yè)化程度，IM數(shù)值越大，表明在與世界出口相同的產(chǎn)品時，i國實現(xiàn)了更多的出口。

t年i國對j國的擴(kuò)展邊際(EM)定義如下

(2)

式(2)中各變量的含義與式(1)相同，K是全部的出口產(chǎn)品種類集，因此出口的擴(kuò)展邊際等于“在產(chǎn)品種類集Kij中，t年參照國w對j國的出口產(chǎn)品價值”與“在產(chǎn)品種類集K中，t年參照國w對j國出口產(chǎn)品價值”之比。它衡量了i國向j國出口產(chǎn)品的多樣化程度，EM數(shù)值越大，表明i國對j國在更多產(chǎn)品種類上實現(xiàn)了出口。

將集約邊際和擴(kuò)展邊際相乘就可以得到i國出口j國貿(mào)易額占世界出口j國貿(mào)易額的比重，即

(3)

為了分析中國農(nóng)產(chǎn)品出口的整體情況，需要將中國農(nóng)產(chǎn)品出口不同市場的二元邊際進(jìn)行匯總

(4)

其中，?i,j,t表示對j國農(nóng)產(chǎn)品出口占中國農(nóng)產(chǎn)品出口的比重。考慮到研究的復(fù)雜性，本文選取美國、俄羅斯、日本、東盟以及歐盟這39個國家作為樣本，中國在1995—2013年間對以上39個國家的農(nóng)產(chǎn)品出口占中國農(nóng)產(chǎn)品總出口的比重在64%以上，具有良好的代表性*由于東盟十國中緬甸數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，并且中國對緬甸出口農(nóng)產(chǎn)品占中國農(nóng)產(chǎn)品總出口的比重很小，為了研究的準(zhǔn)確性，所以將緬甸從樣本中剔除，同時克羅地亞于2013年7月1日才正式加入歐盟，本文為了研究準(zhǔn)確性沒有將其納入歐盟。這39個國家到目前已有23個加入“一帶一路”建設(shè)。。

(二)模型構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源及其處理

Kancs(2007)在企業(yè)異質(zhì)性模型的基礎(chǔ)上，建立消費與生產(chǎn)的一般均衡模型，并系統(tǒng)分析了二元邊際的影響因素[20]。其主要因素有：進(jìn)出口國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、貿(mào)易成本、企業(yè)生產(chǎn)率等等。本文采用經(jīng)濟(jì)規(guī)模(SCALE)、貿(mào)易成本(COST)、農(nóng)業(yè)增加值占GDP的百分比(PAVA)、人均GDP年增長率(GDPC)以及虛擬變量是否與中國建立區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)(RTA)、經(jīng)濟(jì)危機(SHOCK)為自變量，分別構(gòu)造如下面板模型

IMijt=β0+β1SCALEijt+β2COSTijt+β_3PAVA_jt+β4GDPCjt+β5RTAijt+β6SHOCKt+εit

EMijt=α0+α1SCALEijt+α2COSTijt+α3PAVAjt+α4GDPCjt+α5RTAijt+α6SHOCKt+εit

其中，GDPj為j國的總產(chǎn)出，EXPjk是j國對k國的出口額，EXPj=∑(k≠j)EXPjk是j國的總出口額，ρ是替代彈性(ρ>1)，s是全部產(chǎn)出中可貿(mào)易品的份額。本文參照錢學(xué)鋒、梁琦(2008)做法，將s設(shè)定為0.8，ρ設(shè)定為8[19]。數(shù)據(jù)來源于世界銀行和UNCOMTRADE。它對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際的預(yù)期影響不確定。(3)農(nóng)業(yè)增加值占GDP的百分比(PAVA)。該數(shù)據(jù)來源于世界銀行。它對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長擴(kuò)展邊際的預(yù)期影響為正；集約邊際的預(yù)期影響為負(fù)。(4)人均GDP年增長率(GDPC)。該數(shù)據(jù)來源于世界銀行。它對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長擴(kuò)展邊際的預(yù)期影響為正；集約邊際的預(yù)期影響為負(fù)。(5)虛擬變量。其設(shè)置原則如下：如果中國與出口目的國在某一年份簽訂了區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定，則這一年份以及后續(xù)年份RTA=1，否則RTA=0；由于1997年的東南亞金融危機以及2008年的全球金融危機對中國農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生影響，如果年份是1997年和2008年，則SHOCK=1，否則SHOCK=0；其數(shù)據(jù)來源于CEPII-BACI引力模型數(shù)據(jù)庫。與中國簽訂有區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定對二元邊際預(yù)期影響為正，經(jīng)濟(jì)危機對集約邊際的預(yù)期影響為負(fù)，對擴(kuò)展邊際預(yù)期無明顯影響。

四、實證結(jié)果與討論

(一)中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際及其分解

根據(jù)式(1)和式(2)，計算出1995—2013年中國對主要國家或經(jīng)濟(jì)體農(nóng)產(chǎn)品出口的集約邊際和擴(kuò)展邊際*中國對歐盟以及東盟的農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際和擴(kuò)展邊際是根據(jù)歐盟27個國家和東盟9個國家的集約邊際和擴(kuò)展邊際分別取平均值得到。。從圖1可以看出，在1995—2013年期間，中國對日本和東盟的農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際波動較大。對美國、俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的集約邊際呈緩慢上升的趨勢，表明源于原有產(chǎn)品出口量增長所做的貢獻(xiàn)在不斷上升。而對歐盟的農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際大體上呈輕微下降趨勢，表明源于原有產(chǎn)品出口量增長所做的貢獻(xiàn)在不斷下降。同時也可以看出，受經(jīng)濟(jì)危機以及中國加入WTO的影響，中國對以上主要國家或經(jīng)濟(jì)體的農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際在1997年、2001年以及2008年出現(xiàn)了較大的波動。

從圖2可以看出，在1995—2013年期間，中國對歐盟、東盟以及美國農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際呈上升趨勢。值得注意的是，中國對歐盟的農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際從1999年后開始明顯上升，這表明中國對歐盟農(nóng)產(chǎn)品出口的擴(kuò)展邊際在不斷強化，即產(chǎn)品種類變化所帶來的出口貿(mào)易增長有不斷加強的趨勢。然而在1995—2013年間，中國對日本和俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際呈緩慢下降趨勢，表明中國出口日本和俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品種類變化所帶來的出口貿(mào)易增長呈不斷弱化的趨勢。

根據(jù)式(4)，我們測算出中國農(nóng)產(chǎn)品出口的整體二元邊際。從圖3可以看出，在2001年中國加入WTO后，擴(kuò)展邊際出現(xiàn)輕微上升，這表明加入WTO可以促進(jìn)中國出口更多種類的農(nóng)產(chǎn)品。受2008年全球金融危機和2012年歐債危機的影響，集約邊際出現(xiàn)了大幅下跌，幅度分別達(dá)到14.35%、5.58%。這表明源于原有農(nóng)產(chǎn)品所帶來的出口貿(mào)易增長大幅下降，也說明中國農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際較容易受到經(jīng)濟(jì)沖擊的影響。2010年中國農(nóng)產(chǎn)品出口出現(xiàn)復(fù)蘇，同時集約邊際指數(shù)上漲4.85%，大于擴(kuò)展邊際指數(shù)增長率，表明中國農(nóng)產(chǎn)品出口的復(fù)蘇是通過集約邊際實現(xiàn)的。值得注意的是，與擴(kuò)展邊際相比，集約邊際遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于擴(kuò)展邊際。

(二)中國農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際的影響因素分析

為了改變這種粗放型的貿(mào)易增長模式，需要研究中國農(nóng)產(chǎn)品出口的二元邊際影響因素。首先需要分別對集約邊際及擴(kuò)展邊際影響因素模型進(jìn)行模型設(shè)定檢驗，兩個影響因素模型的F檢驗、BP檢驗的結(jié)果都認(rèn)為存在個體效應(yīng)，同時兩個模型的Hausman統(tǒng)計量分別在1%的顯著性水平上顯著，強烈拒絕原假設(shè)，認(rèn)為應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型。表1、表2中第(1)、第(2)列均為固定效應(yīng)模型估計結(jié)果，第(2)列是在第(1)列基礎(chǔ)上加入了是否與中國簽訂有區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定、經(jīng)濟(jì)危機兩個虛擬變量。第(3)列是控制時間采用隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果。孫林(2011)指出，國際貿(mào)易中存在貿(mào)易流量零值問題[22]。在實證研究中，常用Tobit模型和偽泊松最大似然估計(簡稱PPML)來處理。第(4)、第(5)列分別是采用控制時間趨勢的Tobit和PPML方法的估計結(jié)果。由于考察期間雙邊貿(mào)易額為零的國家占樣本總量比例極小，所以這里Tobit模型和PPML方法的估計結(jié)果實際上起著穩(wěn)健性檢驗的作用。從表1、表2可以看出，除了在擴(kuò)展邊際影響因素模型中經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量的符號改變外，其余各變量的符號都沒有改變。整體來說模型是穩(wěn)健的。

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1, 括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，(1)、(2)列最下面是F值，(3)列、(4)列是Wald chi2。

從表1中(1)列可以看出，經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平下通過檢驗。表明貿(mào)易伙伴國農(nóng)業(yè)增加值與中國農(nóng)業(yè)增加值的比值越大，市場空間和需求就越大，越有利于促進(jìn)現(xiàn)有出口企業(yè)或產(chǎn)品出口數(shù)量的擴(kuò)張。這與眾多學(xué)者(耿獻(xiàn)輝，2014；郭俊芳，2011)的研究一致[5,6]。貿(mào)易成本變量系數(shù)為負(fù)，并且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明貿(mào)易成本的增加將會降低中國農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際。因為貿(mào)易成本的增加，降低了出口企業(yè)的利潤，打擊了企業(yè)的出口積極性。農(nóng)業(yè)增加值占GDP的比重越高，表明該國對農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的要求相對較高。農(nóng)業(yè)增加值占GDP的百分比這一變量的系數(shù)為負(fù)，并且在1%的置信水平下顯著，表明中國傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品相對難以進(jìn)入農(nóng)業(yè)附加值占GDP比重較高的國家。人均GDP年增長率的系數(shù)符號與理論預(yù)期不符，并且沒有通過顯著性檢驗。可能是在戰(zhàn)略性貿(mào)易政策和出口導(dǎo)向的戰(zhàn)略背景下，中國對農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)給予出口補貼，使得一些農(nóng)產(chǎn)品以低價進(jìn)入出口市場造成的。(2)列的結(jié)果顯示，加入虛擬變量后模型中原來的變量符號與系數(shù)沒有發(fā)生顯著變化。是否與中國簽訂有區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定這一虛擬變量的系數(shù)為正，但這一變量在模型中并不顯著。這與一些學(xué)者的研究是一致的，F(xiàn)oster(2010)認(rèn)為，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定更多的是通過擴(kuò)展邊際來促進(jìn)出口的[23]。經(jīng)濟(jì)危機這一虛擬變量的符號與理論預(yù)期一致，并且在1%的置信水平下顯著，這初步表明經(jīng)濟(jì)危機對中國農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際有顯著負(fù)影響，中國傳統(tǒng)產(chǎn)品更容易受到經(jīng)濟(jì)沖擊的影響，即集約邊際增長具有脆弱性。

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1, 括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，(1)列、(2)列最下面是F值，(3)列、(4)列是Wald chi2。

從表2中(1)列可以看出，經(jīng)濟(jì)規(guī)模變量系數(shù)為負(fù)，與預(yù)期不符，并且在統(tǒng)計意義上不顯著。可能的原因是經(jīng)濟(jì)規(guī)模為中國傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品提供了較大的出口空間，但在出口國生產(chǎn)率水平不是很高的情況下，規(guī)模的擴(kuò)大對新產(chǎn)品具有較高的進(jìn)入壁壘。但在考慮了零值貿(mào)易問題后，規(guī)模變量的系數(shù)為正，并且十分顯著。貿(mào)易成本變量系數(shù)為負(fù)，并且通過了1%水平的顯著性檢驗，為模型中對擴(kuò)展邊際影響最大的變量。表明貿(mào)易成本的降低將會顯著增加中國農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際。2014年中國對“一帶一路”沿線國家*“一帶一路”是一個開放型合作網(wǎng)絡(luò)，尚無精確空間范圍，本文對“一帶一路”沿線國家的界定參考了公丕萍(2015)的定義。農(nóng)產(chǎn)品出口占中國農(nóng)產(chǎn)品總出口的比重為30%，還有很大增長潛力和空間。在“一帶一路”建設(shè)背景下，政府應(yīng)該把握發(fā)展機遇，加強貿(mào)易暢通，推動區(qū)域貿(mào)易便利化，降低貿(mào)易成本，促進(jìn)擴(kuò)展邊際的增長。農(nóng)業(yè)增加值占GDP的百分比這一變量的系數(shù)為正，并且在1%的置信水平下顯著。表明中國新農(nóng)產(chǎn)品較易進(jìn)入農(nóng)業(yè)附加值占GDP比重較高的國家。是否與中國簽訂區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定虛擬變量符號與預(yù)期一致，并且在1%的置信水平下顯著，表明簽訂區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定有利于中國農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際的增長。目前中國簽訂的自由貿(mào)易協(xié)定遠(yuǎn)少于西方發(fā)達(dá)國家，在多邊貿(mào)易談判舉步維艱的情況下，以“一帶一路”為契機，在“一帶一路”倡導(dǎo)的區(qū)域合作框架下，加快推進(jìn)雙邊自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)，逐步形成輻射“一帶一路”沿線國家的自由貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)是良好的戰(zhàn)略選擇。經(jīng)濟(jì)危機虛擬變量的系數(shù)為正，但并不顯著。表明經(jīng)濟(jì)危機沖擊對擴(kuò)展邊際無顯著影響。擴(kuò)展邊際增長具有“穩(wěn)定器”的作用，因此如果中國的農(nóng)產(chǎn)品出口模式向擴(kuò)展邊際調(diào)整，則在面對金融危機的沖擊時，就不會出現(xiàn)大幅的波動，抵御經(jīng)濟(jì)沖擊的能力將會提高。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文利用1995—2013年中國出口世界農(nóng)產(chǎn)品HS92六位編碼共計1 100多萬條數(shù)據(jù)，從產(chǎn)品的微觀視角并基于Melitz的企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型分析框架，測算了中國農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際。研究結(jié)果表明：第一，中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的主導(dǎo)因素是集約邊際。雖然中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長是沿著集約邊際和擴(kuò)展邊際這兩條路徑實現(xiàn)的，但是集約邊際起主導(dǎo)作用，其貢獻(xiàn)率在2003年以后高達(dá)70%以上。中國加入WTO以后，農(nóng)產(chǎn)品出口表現(xiàn)出專業(yè)化而非多樣化的趨勢，再次印證了中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長遵循“以量取勝”的粗放型模式。第二，集約邊際增長模式具有脆弱性，而擴(kuò)展邊際增長具有“穩(wěn)定器”的作用。中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長集約邊際更易受到外部負(fù)向沖擊的影響，相反外部負(fù)向沖擊對中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長擴(kuò)展邊際幾乎不產(chǎn)生影響。在面對外部負(fù)向沖擊時，集約邊際的下降是導(dǎo)致中國農(nóng)產(chǎn)品出口額萎縮的關(guān)鍵原因。這從二元邊際的微觀角度很好地解釋了中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長脆弱性的原因，為農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)調(diào)整指明了方向。第三，貿(mào)易成本對擴(kuò)展邊際消極影響更大。貿(mào)易成本對中國農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際和擴(kuò)展邊際均有顯著負(fù)影響，但對擴(kuò)展邊際影響更大，因此降低貿(mào)易成本可以顯著提高擴(kuò)展邊際。這為貿(mào)易模式轉(zhuǎn)型提供了一個良好的思路。第四，簽訂區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定對擴(kuò)展邊際有顯著積極影響。簽訂區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化協(xié)定有助于中國農(nóng)產(chǎn)品出口多元化，增強中國農(nóng)產(chǎn)品出口抗風(fēng)險能力。第五，中國創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品容易進(jìn)入農(nóng)業(yè)附加值占GDP比重較高的國家。因此應(yīng)該根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品特點合理選擇出口市場。

基于以上的研究結(jié)論，為了推動中國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)健康發(fā)展，本文提出以下幾個方面的政策建議：第一，發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品出口多樣化，調(diào)整擴(kuò)展邊際結(jié)構(gòu)。中國農(nóng)產(chǎn)品出口品種并不豐富，為了提高我國農(nóng)產(chǎn)品出口抗風(fēng)險能力，政府可以制定一些優(yōu)惠政策，支持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品多樣化。農(nóng)產(chǎn)品的多樣化可以通過產(chǎn)品包裝多樣化、產(chǎn)品口味多樣化、工業(yè)化精深加工、細(xì)分人群下的產(chǎn)品分級等等營銷手段來實現(xiàn)。第二，提高貿(mào)易便利化水平，降低貿(mào)易成本。降低貿(mào)易成本可以顯著提高擴(kuò)展邊際，中國應(yīng)加強與“一帶一路”沿線國家的互聯(lián)互通建設(shè)，實現(xiàn)通關(guān)、跨境結(jié)算、商務(wù)人員流動、貿(mào)易等便利化，降低交易成本。第三，積極深化推動貿(mào)易自由區(qū)建設(shè)。目前中國建設(shè)的自貿(mào)區(qū)普遍水平較低，尚屬于淺度一體化，中國應(yīng)以“一帶一路”戰(zhàn)略為契機，加強與“一帶一路”沿線農(nóng)產(chǎn)品出口主要市場國家的交流與合作，加快推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)組織的建設(shè)，共同打造開放、包容、普惠的區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作組織，逐步向深度一體化發(fā)展。自由貿(mào)易區(qū)的建立對擴(kuò)展邊際的增長具有顯著促進(jìn)作用，可充分發(fā)揮擴(kuò)展邊際“穩(wěn)定器”的作用，增強抵御外部沖擊的能力。第四，合理選擇出口市場。農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)應(yīng)該根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品特點合理地選擇出口市場。由于中國創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品容易進(jìn)入農(nóng)業(yè)附加值占GDP比重較高的國家，因此，應(yīng)把握“一帶一路”建設(shè)機遇，把沿線的俄羅斯、匈牙利、羅馬尼亞、保加利亞、拉脫維亞、東盟等這些農(nóng)業(yè)附加值占GDP比重比較高的國家或地區(qū)作為重要的中國創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品出口開拓市場，而傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品則正好相反。

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責(zé)任編輯應(yīng)育松

The Main Influencing Factors of China’s Agricultural Product Export Growth: Intensive Margin or Extensive Margin?

QIAN Tao, FENG Zhong-chao, LI Gu-cheng

(College of Economics and Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China)

Key words：agricultural product export; H-K measurement method; dual margins; the intensive margin; the extensive margin

Abstract：In this article, the six HS92 encoded data of China’s agricultural product export from 1995 through 2013 have been used and the H-K measurement method has been applied to measure the dual margins of China’s agricultural product export growth. Based on this, panel data model was constructed to do empirical analysis on the factors influencing the dual margins. The results show that the growth of China’s agricultural product export is driven by both the intensive margin and the extensive margin, but intensive margin plays a leading role, the contribution rate of it was 70% after 2003. Economy scale has a positive effect on the intensive margin while the proportion of agricultural added value in GDP, trade cost and economic shocks have negative effects on that. The proportion of agricultural added value in GDP and singing regional economic integration agreements with China bring positive effects to the extensive margin, while trade cost and the annual growth rate of GDP per capital bring negative effects to that. Economic shocks have a significant negative influence on intensive margin but extensive margin plays the role of stabilizer, which provides a new perspective in explaining the weakness of the growth of China’s agricultural product export and have rich policy implications.

收稿日期：2016-03-16

基金項目：國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系專項資金(CARS-13)；國家自然科學(xué)基金(71273103)。

作者簡介：錢濤，男，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生，主要從事農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易研究；馮中朝，男，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，主要從事國際貿(mào)易理論與政策研究；李谷成，男，華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院教授，主要從事農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究。

中圖分類號：F740

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-1007(2016)07-28-10