中國農產品出口日韓市場二元邊際的實證分析

金綴橋，楊逢珉

（華東理工大學 商學院，上海 200237）

【經濟新視野】

中國農產品出口日韓市場二元邊際的實證分析

金綴橋，楊逢珉

（華東理工大學 商學院，上海 200237）

文章以2002－2015年中國農產品對日韓出口的HS－96標準小6位數據為依據，運用HK相對值指標，分析了中國農產品對日韓出口波動二元邊際的動態演進過程。研究表明：中國農產品出口日韓市場的波動主要源于集約邊際的作用，中國對日韓農產品出口集中于傳統品種的模式雖有所改變，但并沒有實質性改變。通過計量模型分析進一步發現，提高我國農產品附加值對出口日韓市場擴展邊際有拉動作用。

二元邊際；中日韓自貿區；中國農產品出口

二、中國農產品出口日韓市場二元邊際現狀分析

（一）二元邊際HK相對值指標的分解

本文根據Hummels＆Klenow①Hummels＆Klenow方法則選擇一國對世界的出口作為參考，將一國出口與當期對世界出口之比作為衡量指標，所以該指標衡量的是一國在某一時間點的出口二元邊際的橫截面比較，屬于相對值指標。的方法，首先，將出口分解為集約邊際（EM）和擴展邊際（IM）。

公式（1）中，c表示農產品出口國，k表示農產品進口國，r表示參考國（一般選取世界作為參考整體以保證中國出口的農產品是參考國出口農產品的子集）。j表示進口產品系列，lck、I分別是中國、世界出口日／韓產品的集合，lck∈I。p、x分別代表單件產品的價格和數量[1]。

擴展邊際表示的是c國和世界對k國的出口中重合的農產品貿易值的比重，該比重具體是指世界所有國家對k國以c國出口到k國的所有農產品為標準的出口額占總的出口額的比例。該指標越大，說明中國出口日韓市場的農產品與世界出口日韓市場的農產品重疊的種類越多，中國出口的農產品越多樣化。

公式（2）中，集約邊際是指在相同的農產品出口序列中，c國對k國的農產品出口額占世界所有國家對k國農產品（以c國出口到k國的所有農產品種類為標準）出口額的比重，該指標值越大意味著向世界出口的相同農產品序列上，c國向k國出口了更多的相同產品，亦即c國出口農產品的貿易量越大。

（二）中國出口日韓市場農產品的二元邊際特征

本文根據公式（1）和公式（2）采用HK指標計算了2002年－2015年中國對日／韓農產品出口波動二元邊際情況，集約邊際和擴展邊際具體數值參見表1。

表1 中國對日韓農產品出口二元邊際分解指標

從對表1的數據分析中，我們得出以下結論：

第一，2002－2015年，我國農產品對日出口的擴展邊際值波動幅度在－24．61%－35．46%之間，波動幅度較大，集約邊際值波動幅度在－18．87%－34．11%之間，波動幅度也較大，說明中國農產品對日出口的波動，來源于擴展邊際和集約邊際的共同作用。

第二，2002－2015年我國農產品對韓出口的擴展邊際值波動幅度在－3．5%－5．5%之間，波動幅度較少，而對韓農產品出口的集約邊際波動幅度在－25．10%－19．76%之間，波動幅度較明顯，表明2002年至2015年中國農產品對韓出口波動，主要來源于集約邊際的變化。這也說明我國農產品出口種類的變化，對輸日農產品總額的影響大于對輸韓農產品總額的影響。

綜合以上實證分析的結果，我們也可以得出這樣的結論：中國對日韓農產品出口集中于傳統品種的模式雖有所改變，但并沒有實質性改變。

三、中國農產品出口日韓市場二元邊際的影響因素分析

（一）模型的建構及變量選取

考慮到中日、中韓兩國二元邊際數值的影響因素具有國別差異性，本文在解釋變量中增加一項關于國家的虛擬變量dummy（日本＝1、韓國＝0），將數據類型轉化為混合截面數據，從而分析我國農產品出口日／韓市場二元邊際的影響因素。擬構建的回歸模型如下：

其中，被解釋變量emi和imi分別表示2002年至2015年間中國對日／韓兩國農產品出口的擴展邊際值和集約邊際值，上述數值在第二部分已經計算獲得。rcai表示的是中國農業勞動力人口占總人口比例，該比值越高說明我國農產品經營方式較粗放；rpai表示的是貿易伙伴國（日／韓）農業勞動力人口占總人口比例，該比值越高明日／韓農產品經營方式較粗放；cagdpi表示的是中國農業附加值占GDP的比重，該比值越高說明我國對農業生產的科學技術要求較高；pagdpi表示的是貿易伙伴國（日／韓）農業附加值占GDP的比重，該比值越高說明日／韓對農業生產的科學技術要求較高；cagrowi表示的是中國農業附加值年增長率，該比值越高說明我國農業的科技水平對農產品產值的貢獻率較大；pagrowi表示的是貿易伙伴國（日／韓）農業附加值年增長率，該比值越高說明日／韓農業的科技水平對農產品產值的貢獻率較大；pgdpi表示的是貿易伙伴國（日／韓）GDP增長率，該比值越高說明日／韓經濟增長較好；ppgdpi貿易伙伴國（日／韓）人均GDP增長率，該比值越高說明日／韓居民的生活水平較高；dummy表示的是日本＝1、韓國＝0，將數據類型轉化為混合截面數據。由于解釋變量2015年的數據尚未公布，本文選取了2002年至2014年的相關數據，所有釋變量都來源于世界銀行數據庫。

由于擬分析中國農產品出口日／韓市場二元邊際的影響因素，并檢驗日／韓兩國的影響因素是否存在差異，所以在回歸模型中必須考慮到日韓兩國各自的回歸直線存在截距和斜率不相同的現象，因此，方程（3）需修正為以下的方程（5），方程（4）需修正為以下的方程（6）。

在此基礎上，首先采用鄒至莊檢驗對方程（3）和方程（5）進行對比選擇①在stata12．0軟件中，對比方程3和方程5，構建鄒至莊統計量，統計量P值小于0．05，所以不能拒絕交互項為零的假設，表明用方程5進行回歸更合適。，檢驗結果表明不能拒絕交互項參數都為零的假設，表明擴展邊際影響因素模型應考慮日韓兩組回歸中存在截距和斜率差異的問題，因此方程（5）構建的模型更為完整。在此基礎上，采用同樣方法對方程（4）和方程（6）進行對比選擇②對比方程4和方程6，同樣構建鄒至莊統計量，統計量P值等于0．3048大于0．05，意味著最好的模型只允許截距項不同，表明用方程4進行回歸更合適。，分析可得方程（4）構建的集約邊際影響因素模型更為合理，表明模型只需考慮日韓兩組回歸中存在截距項的差異。

（二）模型的檢驗

首先，根據方程（5）和方程（6）構建的模型，采用逐步回歸法對模型進行回歸，分析了我國對日／韓兩國農產品出口擴展邊際的影響因素，回歸結果見表2。

表2 中國對日／韓市場農產品出口擴展邊際和集約邊際的影響因素回歸結果

表2擴展邊際的回歸結果表明，中國對日／韓市場農產品出口擴展邊際的影響因素回歸模型通過逐步回歸法得到的上述6個解釋變量系數都統計顯著，回歸模型的調整R2為0．7932，表明模型具有較好的擬合度。F值的概率P值為0．0000，表明回歸方程整體顯著。在此基礎上，對方程的函數形式進行檢驗①在stata12．0中，使用estat ovtest命令對em回歸模型有無遺漏變量進行檢驗。輸出結果：prob＞F＝0．1069，Ramsey RESET test表明經過逐步回歸法得到的em回歸模型不存在遺漏變量的問題。，結果顯示不能拒絕“無遺漏變量”的原假設，即認為模型設置較為合理，沒有遺漏高階非線性項的解釋變量。為了進一步驗證模型的系數具有無偏性，要確保擴展邊際的回歸方程中，在給定自變量任何值的時候，誤差項的期望值為零，即滿足條件均值為零的要求，從而確保線性方程無內生性問題。為此，采用hausman檢驗模型是否存在解釋變量存在內生的問題，由于傳統的hausman檢驗要確保模型不存在異方差的問題，通過white檢驗發現，影響中國對日韓市場農產品出口擴展邊際的回歸模型不存在異方差的問題，從而通過hausman檢驗②Hauman檢驗：如果拒絕H0，則認為存在內生解釋變量，應該使用工具變量用2SLS方法進行回歸；反之， 如果接受H0，則認為不存在內生解釋變量，應該使用OLS方法進行回歸。本文Hauman檢驗大于0．05，則認為模型不存在內生解釋變量問題，應選擇OLS方法回歸。認為該模型不存在內生變量問題。

基于上述檢驗，我們得到中國對日／韓農產品出口的擴展邊際影響因素的回歸方程如下：

表2的集約邊際的回歸結果表明：中國對日／韓市場農產品出口集約邊際的影響因素回歸模型通過逐步回歸法得到的上述兩個解釋變量系數都統計顯著，回歸模型的調整R2為0．4067，表明模型具有一定的擬合度。F值的概率P值為0．0068，表明回歸方程整體顯著。在此基礎上，同樣參照擴展邊際影響因素方程形式的檢驗方法對集約邊際的函數形式進行了檢驗③在stata12．0中，使用estat ovtest命令對im回歸模型有無遺漏變量進行檢驗。輸出結果：prob＞F＝0．9208，Ramsey RESET test表明經過逐步回歸法得到的im回歸模型不存在遺漏變量的問題。，結果顯示模型設置較為合理。在此基礎上，通過hausman檢驗④Hauman檢驗：在同方差假定滿足條件下，如果拒絕H0，則認為存在內生解釋變量，應該使用工具變量用2SLS方法進行回歸；反之，如果接受H0，則認為不存在內生解釋變量，應該使用OLS方法進行回歸。本文Hauman檢驗大于0．05，則認為模型不存在內生解釋變量問題，應選擇OLS方法回歸。認為該模型不存在內生變量問題。

基于上述檢驗，我們得到中國對日／韓農產品出口波動的集約邊際影響因素的回歸方程：

im＝0．0318＋0．0643 pagdpi＋0．1146dummy

（三）回歸模型的結果分析

對表2擴展邊際回歸結果的分析可知：（1）在其它條件不變的情況下，中國農業附加值占GDP的比重增加一個單位，將導致擴展邊際的數值增加0．0807個單位，說明我國農業技術水平的提高和農產品附加值的增加，有利于我國對日韓新型農產品種類的研發和出口。（2）在其它條件不變的情況下，日韓農業附加值占GDP的比重每增加一個單位，將導致擴展邊際的數值減少0．2464個單位，意味著日韓對農業的科學技術要求越高，高技術農產品的生產量越大，對外國同類產品的需求量相對減少，從而導致我國新的農產品種類出口難度加大。（3）在其它條件不變的情況下，我國農產品對日本出口的集約邊際值相對于對韓國出口的集約邊際值要小0．4571，說明我國新增種類的農產品相較日本在韓國市場更受歡迎。

對表2集約邊際回歸結果的分析可知：（1）日韓農業附加值占GDP的比重每增加一個單位，將導致擴展邊際的數值增加0．0643個單位，意味著日韓對農業的科學技術要求較高，其本國高技術農產品的生產量越大，傳統農產品相對更容易進入日韓市場，說明日韓對我國傳統農產品的需求相對較大。（2）在其它條件不變的情況下，我國農產品對日本市場出口的擴展邊際值相對于對韓國出口的擴展邊際值要大0．1146，說明我國傳統出口農產品相較韓國市場在日本市場更受歡迎。

四、政策建議

（一）高度重視農產品加工業，提升我國出口日韓市場農產品的附加值

實證分析也表明，中國農產品附加值的提升，有利于提高我國農產品在日韓市場的份額。因此，在農產品出口日韓市場時，不僅要保證符合食品安全的各種要求，而且要不斷提高農產品附加值[2]。例如，通過科學合理的生產方式，加大農產品生產的科技創新力度，提高農產品附加值。政府的相關部門也應加大農產品生產的科普宣傳，建立農產品出口加工行業發展綜合評價體系，從而推動農產品出口加工產業結構的調整。

（二）積極推動中日韓自貿區談判，繼續擴大傳統農產品對日韓市場的出口

雖然中國農產品出口日韓市場的量較大，但2002－2015年我國對日韓出口集約邊際的貢獻程度大于擴展邊際的貢獻程度，這說明我國的傳統農產品出口種類較新增農產品出口種類更具優勢。傳統的農產品出口種類絕大多數屬于勞動密集型產品，技術含量較低，面對日韓苛刻的檢驗檢疫技術標準和覆蓋面廣的監視檢查，這些產品的相對優勢也遭到了威脅。要保證這些產品的絕對優勢，我們必須積極參與中日韓三國之間的相關談判，特別是關于農產品多國貿易的磋商和談判[3]。同時，有針對性地對出口日韓市場的農產品擬定符合目標市場要求的規范，如從立法層面明確“產品質量檢驗機構、認證機構出具的檢驗結果或證明不實”[4]等方面的法律責任，以此擴大我國農產品對日韓的出口[5]。

（三）以中韓雙邊促中日韓三邊合作，最終達成中日韓三國農業合作

隨著區域全面經濟伙伴關系協定談判的推進、我國“一帶一路”國家戰略的提出及亞洲基礎設施投資銀行的成立，令中國在亞洲區域經濟一體化的影響程度愈發加強。面對當前中日韓三國合作存在的諸多障礙，中國政府向來重視中日韓三國的合作，愿通過三方共同努力，化解矛盾，為三國乃至東北亞次區域的和平穩定和經濟發展注入正能量。而農業開放問題一直是中日韓自貿區啟動談判以來的重點和難點，三國能否在農業問題上達成共識，將是推進自貿區建設的一項關鍵內容。中國可以首先推動中韓自貿區農產品貿易的談判，在此基礎上，以先行先試的中韓自貿區作為突破口，進一步推動中日韓貿易對話，最終促成三國農業合作。

[1]范愛軍，劉馨遙．中國機電產品出口增長的二元邊際[J]．世界經濟研究，2012（5）．

[2]王竹，鐘琴．論產品質量檢驗、認證機構侵權責任——以本次《消費者權益保護法》的修改為中心．東方法學[J]．2013（5）：33－42．

[3]鮑曉華，嚴曉杰．我國農產品出口的二元邊際測度及SPS措施的影響研究[J]．國際貿易問題，2014（06）：43－52

[4]張宇青，周應恒，張曉恒．中國對發達和不發達貿易對象的農產品出口二元邊際差異分析[J]．國際貿易問題，2014（01）：29．

[5]鄭少峰．農產品質量安全：成因，倫理途徑和研究趨勢[J]．社會科學家，2016（05）：8－14．

F762

A

1002－3240（2017）03－0051－05

一、引言

中日韓自貿區談判于2013年3月26日在韓國首爾開啟，至2015年12月已舉行了九輪。在已舉辦的九輪談判中，三國針對貨物貿易和服務貿易等方面進行了充分磋商，取得了較大地進展。但是，中日韓三國在農產品貿易開放問題上的訴求差異較大，日韓兩國對農產品市場的開放都持比較消極的態度，使三國在農業領域上的合作面臨較大的障礙，農產品自由貿易問題也已成為中日韓自貿區談判的重點和難點。統計數據顯示，2015年我國農產品對日出口額與2014年相比下降了8．30%，對韓出口額與2014年相比下降了11．8%，中國對日韓兩國農產品出口額占中國農產品出口總額的比例亦呈下降趨勢。

目前，國內學者的研究主要集中在運用傳統的比較優勢理論和新貿易理論基于宏觀層面數據比較分析我國農產品出口貿易的增長方式，大多研究從貿易規模、貿易結構和貿易關系這三個角度研究中日和中韓農產品雙邊貿易增長的情況和影響出口增長的因素。本文擬通過收集中日、中韓農產品貿易的2002年－2015年的數據，以新新貿易理論企業異質性貿易模型為基礎，根據中國對日韓兩國農產品出口數據的橫截面特征，采用HK相對值指標分解方法對中日、中韓雙邊農產品出口增長的集約邊際和擴展邊際進行測算；同時，本文還將構建影響我國農產品出口增長二元邊際的計量方程，全面剖析影響我國農產品出口日韓市場擴展邊際和集約邊際的因素；從而在中日韓自貿區談判進程中，深入地把脈中國農產品在出口中的現狀和發展前景，為促進我國農產品貿易的良性發展提出一些建議。

2016-08-11

國家社科基金一般項目“兩岸農產品貿易競爭關系及ECFA框架下的合作”（12BJY009）；上海市社科規劃課題“中國新型城鎮化背景下農民市場參與能力提升的渠道、機制及其政策研究”（2014BJL001）。（楊逢珉教授是為該兩項課題的第二主持人）

金綴橋，女，華東理工大學博士生，研究方向為國際貿易；楊逢珉，女，博士，華東理工大學博導，教授，研究方向為國際貿易。

［責任編校：唐 鑫］