中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本市場的二元邊際分析①

寧波工程學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院 喬雯 王雪

中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本市場的二元邊際分析①

寧波工程學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院 喬雯 王雪

本文利用1992年～2015年中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口的HS六位編碼數(shù)據(jù)，根據(jù)新貿(mào)易理論，應(yīng)用二元邊際分解方法，考察了中國對日農(nóng)產(chǎn)品的出口情況，得出中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長主要依賴于集約邊際，而擴展邊際的貢獻微弱。進一步將集約邊際分解為價格邊際和數(shù)量邊際。結(jié)果顯示，對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長主要得益于數(shù)量邊際的快速增長，價格邊際對出口增長的貢獻不大，這種粗放型的增長方式不利于中國對日農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易條件的改善。

對日農(nóng)產(chǎn)品出口 擴展邊際 集約邊際

中國和日本不僅同為世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易大國，且互為彼此重要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易伙伴，日本是中國農(nóng)產(chǎn)品出口的第二大市場(僅次于東盟)，中國則為日本農(nóng)產(chǎn)品進口的第一大來源地，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系也隨之成為中日經(jīng)貿(mào)關(guān)系的重要組成部分。1992年以來，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模和貿(mào)易順差不斷增加，其中，出口額由1992年的28.2億美元增加到2015年的102.1億美元，年均增長率為5.8%；貿(mào)易順差則從27.3億美元增加到95.5億美元。值得注意的是，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口額在2012年達到歷史最高水平119.8億美元之后，出現(xiàn)了逐年下降的趨勢，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口是否可以實現(xiàn)持續(xù)增長值得政府和學(xué)界關(guān)注。為了回答這一問題，必須深入分析中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際，即中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長主要屬于集約式增長還是屬于粗放型增長方式？

與中國農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際問題相關(guān)的經(jīng)驗研究主要集中在兩大層面：一是從宏觀層面測算中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際，主要結(jié)論是中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長主要來源于集約邊際的貢獻，擴展邊際的貢獻較小(耿獻輝等，2014；袁德勝等，2014；鮑曉華和嚴曉杰，2014；郭俊芳和武拉平，2015；錢濤等，2016)；二是從市場層面分析中國對某國(或地區(qū))農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際。楊逢珉等(2015)和李文霞等(2015)的研究發(fā)現(xiàn)，中國對歐盟市場農(nóng)產(chǎn)品出口增長主要源于擴展邊際，對馬來西亞市場主要得益于集約邊際。但是，有關(guān)中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長方式的微觀研究較為少見。因此，采用全面的、最新的農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)計數(shù)據(jù)，分解中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際，定量衡量二元邊際對中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的貢獻率，具有重要的現(xiàn)實意義。

1 中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模的變動分析

1.1 出口增長階段性明顯

中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口變動可以分為三個階段(見圖1)：(1)平穩(wěn)增長階段(1994年～1999年)。這一階段對日農(nóng)產(chǎn)品出口額從1994年的44億美元小幅增加到1999年的47.3億美元。(2)快速增長階段(2000年～2007年)。受中國入世的刺激，對日農(nóng)產(chǎn)品出口額在2003年超過60億美元、2004年超過70億美元、2006年超過80億美元，2007年達到83.4億美元。(3)波動中的高速增長階段(2008年～2015年)。受2008年美國金融危機的影響，對日農(nóng)產(chǎn)品出口額在2008年和2009年出現(xiàn)了小幅下降，但從2010年開始，對日農(nóng)產(chǎn)品出口在大起大落中實現(xiàn)了高速增長，出口額在2010年和2011年分別突破了90億美元和110億美元，并在2012年達到了歷史最高水平119.8億美元后逐年回落。

資料來源：根據(jù)UNCOMTRADE數(shù)據(jù)整理。

1.2 入世以來中國對日本市場的依賴度大幅降低

在很長一段時間里，中國農(nóng)產(chǎn)品出口高度依賴日本市場，對日農(nóng)產(chǎn)品出口占我國農(nóng)產(chǎn)品出口的比重由1992年的24.9%持續(xù)上升到2001年的歷史最高點35.8%。中國加入WTO后，對日農(nóng)產(chǎn)品出口所占比重持續(xù)大幅下降，2015年為14.5%(見圖2)。上述變動表明，隨著入世以來出口市場多元化戰(zhàn)略的推進，農(nóng)產(chǎn)品出口高度依賴日本市場的狀況得到有效的改觀。

圖2 1992年～2015年中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口占農(nóng)產(chǎn)品出口總額比重的變動(單位：%)

2 中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本市場的二元邊際

2.1 二元邊際分解方法

本文采用Hummels(2005)和施炳展(2010)的分解方法，從產(chǎn)品種類角度來定義集約邊際和擴展邊際，二者的計算公式如下：

其中，下標j、k、m分別代表中國、世界和日本，i表示中國出口到日本的某類農(nóng)產(chǎn)品，I表示中國出口到日本的所有農(nóng)產(chǎn)品的集合，p和x分別代表第i類農(nóng)產(chǎn)品的出口價格和出口數(shù)量，p*x表示第i類農(nóng)產(chǎn)品的出口額。農(nóng)產(chǎn)品的統(tǒng)計口徑為“WTO農(nóng)產(chǎn)品+水產(chǎn)品”。

我國對日農(nóng)產(chǎn)品出口額與世界對日農(nóng)產(chǎn)品出口額之比等于集約邊際與擴展邊際的乘積。

進一步，集約邊際可以分解為數(shù)量邊際和價格邊際，如式(4)所示。

sjmi、skmi分別表示在我國對日農(nóng)產(chǎn)品出口集合范圍內(nèi)，某種農(nóng)產(chǎn)品對日出口額占我國和世界對日農(nóng)產(chǎn)品出口總額的比重。

最后，可將中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長分解為擴展邊際、價格邊際與數(shù)量邊際的乘積：

2.2 描述性分析

首先采用核密度估計法，將中國對日289種農(nóng)產(chǎn)品的出口價值、價格和數(shù)量的數(shù)據(jù)進行比較以分析其整體分布特征，指標為：

按照式(9)計算，289種農(nóng)產(chǎn)品RX指標的核密度分布如圖3所示。總體上看，出口額、出口價格和出口數(shù)量的大部分數(shù)值都分布在0與1.5之間，說明三項指標大部分呈現(xiàn)增長態(tài)勢。其中，出口額的增加趨勢更為明顯，主要體現(xiàn)在出口數(shù)量分布圖上更靠近1，且峰值點高于出口數(shù)量的峰值點；出口數(shù)量的增加趨勢也比較明顯，且出口數(shù)量的核密度走向與出口總額核密度的變動總體保持一致；出口價格的增加幅度總體小于出口數(shù)量，但出口價格的峰值遠遠高于出口總額和出口數(shù)量，說明某些農(nóng)產(chǎn)品出口價格的增加幅度較大，同時價格指數(shù)絕大多數(shù)分布在1的左側(cè)，說明相對于世界平均價格水平，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口價格偏低。

圖3 1992年～2014年中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口額、出口價格、出口數(shù)量的核密度變動

2.3 二元邊際分解結(jié)果

接著，利用公式(1)和(2)計算得出中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本的二元邊際數(shù)值，如表1所示。

1992年～2014年間，中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本的擴展邊際值在波動中趨于下降，年均增長率為-0.85%，擴展邊際均值為0.786，表明中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口種類和世界對日農(nóng)產(chǎn)品出口種類的重疊度較高，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口種類基本涵蓋了絕大多數(shù)可貿(mào)易的產(chǎn)品，這也意味著擴展邊際對中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的貢獻極其微弱。動態(tài)看，擴展邊際值的變動可分為兩個階段，1992年到2007年為第一個階段，除受亞洲金融危機的影響擴展邊際值在1998年下降到0.723以外，該階段的擴展邊際值總體圍繞0.800上下波動，這說明該階段中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口種類保持相對穩(wěn)定。2008年到2015年為第二個階段，該階段的擴展邊際值從2008年的0.785穩(wěn)步下降至2015年的0.659，這說明2008年以來中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口種類不僅沒有增加，反而出現(xiàn)了大幅減少，農(nóng)產(chǎn)品種類的統(tǒng)計數(shù)據(jù)也證實了這一點(1992年～2007年間，按照HS6位編碼統(tǒng)計的中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口種類數(shù)分別是461、479、509、491、501、482、466、480、504、519、495、496、489、498、493和464，但從2008年開始，出口種類數(shù)出現(xiàn)大幅減少，2008年～2015年間的出口種類數(shù)分別是420、407、403、396、407、389、365和367)。

與擴展邊際形成鮮明對比的是，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際呈平穩(wěn)增長態(tài)勢，從1992的0.119穩(wěn)步增長到2014年的0.258，年均增長率達到了3.60%，因此，可以說，我國1992年～2014年期間對日出口份額的增長基本源于集約邊際的貢獻。進一步將集約邊際分解為價格邊際和數(shù)量邊際，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口價格邊際在波動中小幅增長，年均增長率為0.94%，值得注意的是，1992年～2014年間，僅有6年的出口價格邊際值大于1，進一步證實了中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口價格總體略低于世界平均水平。除1996年和2008年外，中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本的數(shù)量邊際整體上呈現(xiàn)平穩(wěn)而快速增長的態(tài)勢，年均增長率達到了2.64%，可見，中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本集約邊際的增長主要得益于農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)量的增長。

3 基于二元邊際的我國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的影響因素分析

3.1 模型設(shè)定與變量說明

上述分析表明集約邊際是決定我國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的主要因素，擴展邊際的貢獻比較微弱。為進一步量化擴展邊際和集約邊際對農(nóng)產(chǎn)品出口增長的貢獻，本文采用線性回歸分析法進行深入分析，設(shè)定的時間序列數(shù)據(jù)模型為：

其中，V表示中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口額，EM和IM分別為擴展邊際和集約邊際，下標t指1992年～2014年， 為截距項， 為隨機擾動項。

3.2 計量結(jié)果與分析

(1)總樣本單位根檢驗。結(jié)果顯示(見表2)，所有變量的水平序列都有一個單位根，是不平穩(wěn)的時間序列，而一階差分后都達到平穩(wěn)，為一階單整變量。

表2 變量的單位根檢驗

(2)總樣本協(xié)整檢驗。本文利用E-G兩步法來檢驗擴展邊際、集約邊際和農(nóng)產(chǎn)品出口額之間是否存在穩(wěn)定的長期關(guān)系。分別以LnEM、LnIM為被解釋變量，LnV為解釋變量進行回歸，然后分別對回歸殘差項進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果顯示(見表3)，LnEM、LnIM和LnV之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即擴展邊際、集約邊際和中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口之間存在長期關(guān)系。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗

(3)多元線性回歸。依據(jù)(10)式設(shè)定的模型進行線性回歸，結(jié)果如式(11)所示，方程的擬合優(yōu)度較高，總體顯著性好。在5%的顯著水平下查得DL=1.26，DU=1.44，DL＜DW=1.3852＜DU，雖然無法根據(jù)DW值判斷模型是否存在自相關(guān)性，但是偏相關(guān)系數(shù)檢驗和BG檢驗的結(jié)果均表明該模型不存在自相關(guān)性。在1%的顯著水平下，變量LnIM的系數(shù)大于1且顯著，說明集約邊際對我國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長有明顯的正向促進作用，集約邊際每增加1%，對日農(nóng)產(chǎn)品出口額會平均增加1.68%；變量LNEM的系數(shù)大于0但不顯著，說明擴展邊際對我國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長的貢獻微弱。

表1 1992年～2014年中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本的擴展、集約、價格和數(shù)量邊際

4 結(jié)論與啟示

本文應(yīng)用二元邊際分解方法，分析了中國農(nóng)產(chǎn)品出口日本市場的二元邊際變動情況，得出中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長主要依賴于集約邊際，而擴展邊際的貢獻微弱，集約邊際每增加1%，對日農(nóng)產(chǎn)品出口額會平均增加1.68%。進一步將集約邊際分解為價格邊際和數(shù)量邊際，從增長上看，1992年～2014年間，數(shù)量邊際和價格邊際的年均增長率分別為2.64%和0.94%，這說明，在過去的很長一段時間里，中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口增長方式屬于典型的數(shù)量擴張型。

這種“粗放型”的農(nóng)產(chǎn)品出口增長方式不利于我國對日農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易條件的改善。因此，在深入推進農(nóng)業(yè)供給側(cè)改革的背景下，對我國政府而言，為了推動中國對日農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)健康發(fā)展，應(yīng)進一步擴大中日雙邊在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的務(wù)實合作。除農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易外，中日農(nóng)業(yè)合作的重點應(yīng)向農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新、農(nóng)產(chǎn)品和食品加工技術(shù)、農(nóng)產(chǎn)品與食品質(zhì)量安全、糧食安全保障、農(nóng)產(chǎn)品營銷、農(nóng)業(yè)企業(yè)“走出去”等領(lǐng)域轉(zhuǎn)變。農(nóng)業(yè)領(lǐng)域的務(wù)實合作，有助于拓展中日農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的內(nèi)涵和外延，進一步激活中日兩國在農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易方面的增長潛力。對我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)而言，應(yīng)通過創(chuàng)新營銷渠道、打造綠色品牌、提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、實現(xiàn)全產(chǎn)業(yè)鏈經(jīng)營、積極主動適應(yīng)日本技術(shù)標準等舉措加快轉(zhuǎn)型升級，提升對日農(nóng)產(chǎn)品出口的綜合競爭力。

[1] 郭俊芳,武拉平.中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際及影響因素[J].經(jīng)濟問題探索,2015(1).

[2] 施炳展.中國出口增長的三元邊際[J].經(jīng)濟學(xué)季刊,2010(4).

[3] 耿獻輝,張曉恒,周應(yīng)恒.中國農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際結(jié)構(gòu)及其影響因素[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟,2014(5).

[4] 袁德勝,朱小明,曹亮.中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際——基于引力模型的實證研究[J].宏觀經(jīng)濟研究,2014(7).

[5] 鮑曉華,嚴曉杰.我國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際測度及SPS措施的影響研究[J].國際貿(mào)易問題,2014(6).

[6] 李文霞,楊逢珉,周華凱.中國農(nóng)產(chǎn)品出口馬來西亞的二元邊際分析[J]．經(jīng)濟問題探索,2015(8).

[7] 楊逢珉,翟慧娟,毛一卿.我國農(nóng)產(chǎn)品出口歐盟市場的二元邊際分解[J].經(jīng)濟問題,2015(10).

[8] 錢濤,馮中朝,李谷成.中國農(nóng)產(chǎn)品出口增長的主要因素：集約邊際還是擴展邊際[J].現(xiàn)代財經(jīng)-天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報,2016(7).

[9] Hummels,D.and P.Klenow,The Variety and Quality of a Nation’s Exports[J].American Economic Review,2005,95(3).

F752

A

2096-0298(2018)01(a)-074-04

本文系2015年浙江省軟科學(xué)課題(2015C35051)；2016年寧波市軟科學(xué)項目(2016A100017)；2016年寧波市社科規(guī)劃課題(G16-ZX33)的研究成果。

喬雯(1982-)，女，湖北秭歸人，寧波工程學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院經(jīng)貿(mào)系副主任，管理學(xué)博士，講師，主要從事農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易理論與政策方面的研究；

王雪(1970-)，女，遼寧大連人，寧波工程學(xué)院經(jīng)濟與管理學(xué)院副教授，主要從事貿(mào)易實務(wù)與貿(mào)易風(fēng)險管理方面的研究。