世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國國際競爭力比較及影響因素分析

張 靜， 武拉平

(中國農(nóng)業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，北京 100083)

全球化將農(nóng)業(yè)帶入到一個與其“封閉性”原狀完全不同的開放經(jīng)濟市場環(huán)境中，加速了產(chǎn)品及其要素流動，進而導致了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構的變動及農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的變化。在全球經(jīng)濟一體化背景下，世界各國經(jīng)濟不斷發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構也隨之優(yōu)化，盡管各國第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，但不可否認的是，農(nóng)業(yè)一直是一國經(jīng)濟發(fā)展中不可忽視的產(chǎn)業(yè)，這不僅是由于農(nóng)業(yè)是一國的基礎產(chǎn)業(yè)，更重要的是農(nóng)業(yè)具有多功能性，糧食安全關系著國家安全。隨著國際貿(mào)易的發(fā)展，我國已逐漸成為世界第三大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國、第五大農(nóng)產(chǎn)品出口國和第一大農(nóng)產(chǎn)品進口國，糧食產(chǎn)量也已實現(xiàn)十二連增，成功應對了全球糧價的“過山車”困境。然而在我國農(nóng)業(yè)不斷發(fā)展的同時，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本不斷攀升，我國與貿(mào)易伙伴國的對外貿(mào)易摩擦也不斷加深。在全球競爭日益激烈情況下，比較我國與世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國的農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力，并探索制約農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力提高的因素，對于加快我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展具有重要意義。

目前國內(nèi)外關于國際競爭力的研究已有很多，主要從以下幾個方面展開：(1)關于服務貿(mào)易國際競爭力的研究。Deardorff通過研究各類生產(chǎn)要素對服務貿(mào)易的貢獻度來評價服務貿(mào)易部門的要素密集度，并運用比較優(yōu)勢分析要素稟賦對一國服務貿(mào)易比較優(yōu)勢變化的影響[1]；趙書華等運用比較優(yōu)勢指標對全球運輸服務貿(mào)易進出口總額前10位國家的運輸服務貿(mào)易國際競爭力進行定量分析[2]；丁平等通過國際市場占有率對中印服務貿(mào)易整體和行業(yè)的國際競爭力進行比較，并借助模型對影響中印服務貿(mào)易競爭力的因素進行分析[3]；李秉強借用面板數(shù)據(jù)研究亞洲發(fā)展中成員國服務貿(mào)易的競爭力及其影響因素[4]；黃廬進等對我國和印度服務貿(mào)易進行研究，并對影響出口競爭力的因素進行實證研究[5]；莊惠明等運用顯示性和分析性統(tǒng)計指標分析我國服務業(yè)發(fā)展與服務貿(mào)易競爭力的現(xiàn)狀，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國服務貿(mào)易發(fā)展較快，但服務貿(mào)易競爭力并沒有得到實質(zhì)性的提升[6]；陳虹等從不同角度分析了我國服務貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀，并對影響我國服務貿(mào)易競爭力的因素進行實證檢驗[7-8]。(2)關于制造業(yè)貿(mào)易國際競爭力的研究。毛日昇對比了我國與主要貿(mào)易伙伴的制造業(yè)貿(mào)易專業(yè)化競爭力和實際競爭力，從貿(mào)易競爭力的數(shù)量和質(zhì)量角度分析我國制造業(yè)貿(mào)易競爭力的狀況，并分析26個經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(organization for economic co operation and development，簡稱OECD)國家制造業(yè)市場競爭力的決定因素[9]；陳立敏等應用內(nèi)容分析法分析了在進行產(chǎn)業(yè)國際競爭力評價時應如何選取方法和指標，并指出在對制造業(yè)國際競爭力進行實證研究時應采用何種產(chǎn)業(yè)分類法[10]；文東偉等運用1995—2005年的投入產(chǎn)出表測算了我國制造業(yè)的垂直專業(yè)化水平，并考察了影響我國制造業(yè)貿(mào)易競爭力的主要因素[11]。(3)關于農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的研究。蔣滿霖分析了我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，并提出提高我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的制度創(chuàng)新對策[12]；張清正基于比較優(yōu)勢和競爭優(yōu)勢研究我國農(nóng)產(chǎn)品競爭力的路徑選擇，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在國際市場上，我國土地密集型農(nóng)產(chǎn)品處于競爭劣勢，部分勞動密集型和資源密集型農(nóng)產(chǎn)品競爭力較強[13]；江六一等基于結(jié)構優(yōu)化視角研究我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力提升的機理及對策[14]。在農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的研究中，有部分學者專門對單一產(chǎn)品的國際競爭力進行了研究。顧國達等運用貿(mào)易競爭力指數(shù)對我國畜產(chǎn)品出口的比較優(yōu)勢進行分析[15]；張淑榮等分別從不同角度對我國大豆產(chǎn)業(yè)、乳制品、柑橘產(chǎn)品的國際競爭力進行了評估和實證分析[16-18]；謝國娥等基于食品安全體系視角研究我國食品貿(mào)易競爭力，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，近年來我國食品貿(mào)易競爭力有所衰退，并指出食品安全問題是導致我國食品貿(mào)易競爭力下降的直接原因[19]；孫致陸等通過分析我國谷物貿(mào)易及其國際競爭力演變趨勢發(fā)現(xiàn)，我國谷物在2008年之前具有國際競爭力，此后不再具有國際競爭力[20]。(4)關于區(qū)域組織國際競爭力的研究。孫林等通過分析我國和東盟主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競爭性和互補性發(fā)現(xiàn)，我國和東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易以互補性為主[21]；趙亮等通過對東亞區(qū)域內(nèi)東盟“10+3”國家的農(nóng)產(chǎn)品進行恒定市場份額比較，發(fā)現(xiàn)東亞地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品市場總體需求潛力較大[22]；吳賢彬等分別從不同角度研究了金磚五國的貿(mào)易競爭力[23-24]；聶聆分析了金磚四國創(chuàng)意商品和創(chuàng)意服務的國際競爭力[25]；謝汶莉等比較了我國與跨太平洋伙伴關系協(xié)定(trans-pacific partnership agreement，簡稱TPP)核心國的農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力，并實證分析了農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在TPP成員國中新西蘭、澳大利亞和美國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力較強，而我國和日本農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力相對較弱[26]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻從多維度對國際競爭力進行了研究，按照行業(yè)類別來分，包括服務貿(mào)易國際競爭力的研究、制造業(yè)貿(mào)易競爭力的研究、農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的研究；按照研究對象來分，包括單一產(chǎn)品國際競爭力的研究和多種產(chǎn)品國際競爭力的研究；按照研究國別來分，包括區(qū)域經(jīng)濟貿(mào)易組織內(nèi)部成員國際競爭力的研究和單個國家農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的研究。但缺乏我國與世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國國際競爭力對比的研究，在經(jīng)濟全球化的背景下，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易處境日益艱難，面對日益激烈的國際市場競爭，探索制約我國農(nóng)產(chǎn)品“走出去”的因素，進而提高農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力，對于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展意義重大。

1 世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國國際競爭力比較

1.1 世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀

1992—2015年世界貨物貿(mào)易總出口額從37 790億美元增加至159 850億美元，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總出口額從2 442.60億美元增加至12 818.72億美元(表1)。在世界貨物貿(mào)易快速發(fā)展的同時，世界各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也取得了長足發(fā)展，因世界范圍內(nèi)包含的國家數(shù)量眾多，本研究選取世界農(nóng)產(chǎn)品出口額前幾位的國家(美國、中國、巴西、加拿大、法國、德國、意大利、荷蘭、西班牙)作為研究對象。本研究數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿(mào)易商品(UN Comtrade)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，農(nóng)產(chǎn)品采用HS1992中2位數(shù)編碼1～24類，研究時間為1992—2015年。表1反映了世界主要農(nóng)產(chǎn)品出口國農(nóng)產(chǎn)品出口額的具體變化情況。

注：表中數(shù)據(jù)根據(jù)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫整理得出。

從表1可以看出，1992—2015年各國農(nóng)產(chǎn)品出口額整體處于上升趨勢，其中巴西的農(nóng)產(chǎn)品出口增長幅度最大，凈增加額為633.26億美元，意大利的農(nóng)產(chǎn)品出口增長幅度最小，增加額為258.53億美元。其他國家的農(nóng)產(chǎn)品出口增加值從大到小依次為中國、荷蘭、德國、美國、西班牙、加拿大、法國。

1.2 世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國國際競爭力比較

國內(nèi)外學者對于農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的研究已有很多，評價競爭力的指標主要包括國際市場占有率、貿(mào)易競爭力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)等，本研究根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，利用國際市場占有率、貿(mào)易競爭力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)評價我國農(nóng)產(chǎn)品的出口競爭力，并與其他國家進行對比。

1.2.1 國際市場占有率 國際市場占有率指某國某產(chǎn)品的出口額占世界該類產(chǎn)品出口額的比重，該數(shù)值越大，說明該國某類產(chǎn)品在國際市場上所占的份額越高。國際市場占有率的測算公式為

(1)

式中：MSij表示i國j產(chǎn)品的國際市場占有率；Xij表示i國j產(chǎn)品的出口貿(mào)易額；Xwj表示世界j產(chǎn)品的總出口額。

從圖1可以看出，1992—2014年大多國家的農(nóng)產(chǎn)品國際市場占有率整體處于下降趨勢，其中美國的農(nóng)產(chǎn)品國際市場占有率下降得最多，從38.77%下降至10.40%，法國、荷蘭的農(nóng)產(chǎn)品國際市場占有率分別下降11.02、7.52百分點，我國及其他國家的農(nóng)產(chǎn)品國際市場占有率基本保持不變。

1.2.2 貿(mào)易競爭力指數(shù) 貿(mào)易競爭力指數(shù)指一個國家某類產(chǎn)品的凈出口額與該類產(chǎn)品貿(mào)易總額的比值，它剔除了通貨膨脹、匯率等變動對宏觀經(jīng)濟總量波動的影響，因此不同時間、不同國家之間具有可比性，具體計算公式為

(2)

式中：TCij表示i國j產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力指數(shù)；EXij表示i國j產(chǎn)品的出口額；IMij表示i國j產(chǎn)品的進口額。該指數(shù)的取值范圍為(-1，1)，當TCij>0時，說明該國該產(chǎn)品具有貿(mào)易競爭力；當TCij=0時，說明該國該產(chǎn)品的生產(chǎn)效率與國際相當；當TCij<0時，說明該國該產(chǎn)品不具有貿(mào)易競爭力。

從圖2可以看出，中國和美國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力指數(shù)整體呈下降趨勢，其中中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力指數(shù)從0.72下降至0.39，美國從0.74下降至0.48；德國、意大利、西班牙的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力指數(shù)整體處于上升趨勢，其中德國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力指數(shù)從0.35上升至0.46，意大利從0.30上升至0.47，西班牙從0.44上升至0.56；其他國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力指數(shù)基本保持不變。

1.2.3 顯示性比較優(yōu)勢指數(shù) 顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)是美國經(jīng)濟學家Balassa于1965年提出的[27]，該指數(shù)指一個國家某種產(chǎn)品出口額占該國總出口額的比重與世界該類產(chǎn)品出口額占世界總出口額的比重之比，該指數(shù)剔除了國家總量和世界總量波動的影響，能夠較好地反映所研究產(chǎn)品的相對比較優(yōu)勢，具體計算公式為

(3)

式中：RCAij表示i國j產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)；Xij表示i國j產(chǎn)品的出口額；Xi表示i國對世界市場的總出口額；Xw表示世界市場所有產(chǎn)品的總出口額。當RCA≥2.50時，表示該國該產(chǎn)品具有極強比較優(yōu)勢；當1.25≤RCA<2.50時，表示該國該產(chǎn)品具有較強的比較優(yōu)勢；當0.80≤RCA<1.25時，表示該國該產(chǎn)品具有一般比較優(yōu)勢；當RCA<0.80時，該國該產(chǎn)品處于比較劣勢。由于缺少2015年部分國家的貿(mào)易出口總額數(shù)據(jù)，因此只分析1992—2014年世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)。

從圖3可以看出，1992—2014年巴西的農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)一直處于3.17以上，遠大于2.50，說明巴西的農(nóng)產(chǎn)品相對其他國家具有明顯的比較優(yōu)勢；荷蘭和美國的農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)整體處于下降趨勢，均從1992年的3.00以上下降至2014年的2.00及以下，但與其他國家相比，仍然具有較強的比較優(yōu)勢；與其他國家相比，中國1992年的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)為1.91，處于第6位，2014年該指數(shù)變?yōu)?.34，處于最后一位，說明我國的農(nóng)產(chǎn)品已經(jīng)處于比較劣勢。

1.2.4 對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù) 為避免運用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)進行國際競爭力比較時出現(xiàn)不同國家產(chǎn)品的非對稱問題，Laursen提出對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)[28]。其計算公式為

(4)

式中：SRCAij表示i國j產(chǎn)品的對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，該指數(shù)的取值范圍為(-1，1)，當SRCAij≥0時，說明該產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢；當SRCAij<0時，說明該產(chǎn)品缺乏比較優(yōu)勢。結(jié)合公式(3)，計算1992—2014年世界主要農(nóng)產(chǎn)品出口國農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)。

從圖4可以看出，除巴西外，其他國家的農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)均處于下降趨勢，其中巴西、美國、荷蘭、法國、西班牙的農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)均大于0，中國、意大利的農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)從正數(shù)變?yōu)樨摂?shù)，加拿大的農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)從正數(shù)變?yōu)樨摂?shù)，最后又變?yōu)檎龜?shù)，德國的農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)均小于0，說明巴西、美國、荷蘭、法國、西班牙的農(nóng)產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢，而中國的農(nóng)產(chǎn)品已經(jīng)不具備比較優(yōu)勢，值得注意的是，2014年中國的農(nóng)產(chǎn)品對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)在所有國家中最低，因此中國亟須提高其農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢。

2 我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的影響因素分析

2.1 指標選取及數(shù)據(jù)來源

傳統(tǒng)的引力模型認為，影響國際競爭力的因素較多，既包含國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本、價格、質(zhì)量等因素，又包含國際市場上貿(mào)易伙伴國的國內(nèi)生產(chǎn)總值(gross domestic product，簡稱GDP)、人口、匯率等。本研究認為，農(nóng)產(chǎn)品的競爭力主要由內(nèi)部因素決定，借用鉆石理論研究影響農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的因素。

對于變量的選取，首先，運用因子分析法將“1.2”節(jié)中的我國農(nóng)產(chǎn)品國際市場占有率、貿(mào)易競爭力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)4個指標合成1個綜合性評價指標，作為模型的被解釋變量，用農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力綜合指數(shù)(Y)表示；其次，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，選取農(nóng)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重、公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)、匯率、世界貿(mào)易組織(world trade organization，簡稱WTO)作為自變量。第一產(chǎn)業(yè)增加值是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的基礎，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的基本要素，該比重越高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)越多；公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)越多，農(nóng)產(chǎn)品的技術含量越高，出口競爭力越強；匯率的變化影響著農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，人民幣匯率上升意味著人民幣升值，那么以美元表示的我國農(nóng)產(chǎn)品出口價格將上升，因此將匯率作為自變量納入方程；加入WTO后，我國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易面向更多出口市場，因此加入WTO會促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。

關于自變量的數(shù)據(jù)來源，匯率來自世界銀行數(shù)據(jù)庫，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重及第一產(chǎn)業(yè)增加值通過《中國統(tǒng)計年鑒》計算獲取，公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》，WTO數(shù)據(jù)來自WTO網(wǎng)站。

2.2 模型構建

本研究運用“2.1”節(jié)中的變量構建多元線性回歸模型，對我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的影響因素進行實證分析。為消除異方差的影響，對除匯率和WTO之外的各變量進行取對數(shù)處理。運用SPSS軟件得分表示我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力綜合指數(shù)，回歸模型可以表示為

Y=β0+β1lnAGRINC+β2lnAGRPEO+β3lnTECPEO+β4RATE+β5D+μ。

(5)

式中：Y表示農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力綜合指數(shù)，通過SPSS軟件的因子分析法獲??；AGRINC表示農(nóng)業(yè)增加值；AGRPEO表示第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重；TECPEO表示公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)；RATE表示匯率；D表示虛擬變量，加入WTO，D=1，否則D=0。β0、β1、β2、β3、β4、β5表示各變量的系數(shù)；μ表示誤差項。因缺少部分國家2015年出口總額數(shù)據(jù)，模型所用為1992—2014年的數(shù)據(jù)。

2.3 模型檢驗

運用SPSS軟件對“1.2”節(jié)計算出的我國農(nóng)產(chǎn)品國際市場占有率、貿(mào)易競爭力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)進行因子分析，結(jié)果顯示，簡單相關系數(shù)(kaiser-meyer-olkin，簡稱KMO)檢驗值大于0.5，則拒絕變量不適合作因子分析的原假設，說明變量適合做因子分析。通過求解相關矩陣的特征方程和特征值，并根據(jù)特征值準則和累計方差貢獻率準則，提取2個公因子作為評價我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的綜合指標，結(jié)果如表2所示。

表2 方差分解和公因子提取

以各因子的方差貢獻率占2個因子的方差累計貢獻率的比重作為權重，進行加權匯總計算因子得分，結(jié)果為Y=(71.373×F1+26.072×F2)/97.446，通過該公式得出本研究的被解釋變量。

利用EVIEWS軟件對回歸模型(5)進行估計，估計結(jié)果見表3。

表3 我國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力影響因素分析

注：***、**、*分別表示通過顯著性水平為1%、5%、10%的t檢驗；DW指杜賓-瓦特森(Durbin-Watson)檢驗。

從表3可以看出，回歸方程的R2為0.986 761，接近于1；從t值來看，各變量在5%水平上均通過t檢驗，為避免出現(xiàn)偽回歸，對模型進行多重共線性、序列相關、異方差及殘差檢驗。

2.3.1 多重共線性檢驗 時間序列數(shù)據(jù)的回歸模型容易出現(xiàn)序列相關和多重共線性問題，從而導致估計參數(shù)無效，變量的顯著性檢驗也因此失去意義，因此回歸前必須檢驗變量之間是否存在共線性問題。本研究借助SPSS軟件對回歸方程中各變量的方差膨脹因子進行檢驗，當各變量的方差膨脹因子(variance inflation factor，簡稱VIF)均小于10時，說明各變量之間不存在多重共線問題。

通過對各變量進行檢驗發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重、公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)、匯率、WTO的VIF值分別為7.792、7.886、6.925、2.716、4.125，均小于10，說明變量之間不存在多重共線問題。

2.3.2 序列相關檢驗 由表3可知，DW=1.469 446，無法判斷變量間是否存在序列相關，因此使用拉格朗日乘數(shù)檢驗(lagrange multiplier test，簡稱LM)對其進行進一步檢驗。LM統(tǒng)計量結(jié)果顯示，殘差的P值大于0.1，因此在1%的顯著性水平下接受方程不存在序列相關的原假設。

2.3.3 異方差檢驗 本研究用White檢驗模型判斷是否存在異方差，結(jié)果顯示，P=0.357 7>0.1，因此在1%顯著水平上接受隨機誤差項不存在異方差的原假設。

2.3.4 迪基-富勒檢驗(augmented dickey-fuller，簡稱ADF) 方程回歸后要對殘差進行穩(wěn)定性檢驗，以確保模型不存在偽回歸。通過選擇無常數(shù)項、無趨勢項，用赤池信息準則(akaike information criterion，簡稱AIC)確定滯后階數(shù)為4。

從表4可以看出，在1%顯著性水平上，殘差是穩(wěn)定的，因此接受殘差為0的原假設。

表4 殘差的ADF檢驗

通過以上多重共線性、序列相關、異方差、殘差的ADF檢驗，說明回歸估計模型(5)估計有效。

2.4 模型回歸結(jié)果分析

通過表3可以得出我國出口農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力影響因素的多元回歸方程，具體為

Y=8.288-0.026lnAGRINC+0.357lnAGRPEO-0.702lnTECPEO-0.027RATE+0.098D。

表明第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重和加入WTO對我國農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力有積極影響，農(nóng)業(yè)增加值、公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)及匯率對農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力具有消極影響。具體來看，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重每增加1%，我國農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力綜合指數(shù)增加0.357，說明第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)越多，從事農(nóng)產(chǎn)品深加工的人員比例越高，高附加值的農(nóng)產(chǎn)品出口比重也隨之提高，從而增強出口農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力；加入WTO使我國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作伙伴增多，那么農(nóng)產(chǎn)品出口面臨的貿(mào)易壁壘會相應降低，隨著貿(mào)易合作的不斷加深，進口企業(yè)可以通過“干中學”提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的技術，且進口農(nóng)產(chǎn)品的技術溢出效應也有利于提高我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力；理論上講，農(nóng)業(yè)增加值對農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力具有正向影響，但估計方程卻得出相反的結(jié)論，可能的原因在于農(nóng)業(yè)增加值主要來自粗加工農(nóng)產(chǎn)品的增加值，或者是由于農(nóng)產(chǎn)品種類的增加，而并非質(zhì)量的提高；人民幣匯率每提升1.000，我國農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力綜合指數(shù)下降0.027，這是由于人民幣匯率上升意味著用美元表示的中國農(nóng)產(chǎn)品出口價格相對上升，它有利于農(nóng)產(chǎn)品的進口，而不利于農(nóng)產(chǎn)品的出口。

3 結(jié)論

本研究結(jié)果表明，近年來我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易競爭力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)、對稱性顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)均呈現(xiàn)下降趨勢，雖然農(nóng)產(chǎn)品出口的國際市場占有率基本保持不變，但與其他農(nóng)產(chǎn)品出口大國相比，我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力水平仍然較低。對我國農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力影響因素的分析表明，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重和加入WTO對我國農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力有積極影響，而農(nóng)業(yè)增加值、公有經(jīng)濟農(nóng)技推廣人數(shù)及匯率對農(nóng)產(chǎn)品出口國際競爭力具有消極影響?；谝陨戏治?，增強我國農(nóng)產(chǎn)品出口的國際競爭力，應從提高第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重尤其是高技術人才比重入手，加強對從事農(nóng)業(yè)工作人員的技術培訓；另外，要注重與主要貿(mào)易伙伴國的雙邊貿(mào)易合作，擴大農(nóng)產(chǎn)品出口市場，保持同世界各國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的友好往來；同時要加強出口農(nóng)產(chǎn)品的技術創(chuàng)新，可以針對出口企業(yè)實行技術創(chuàng)新獎勵機制，對于采用高科技手段出口農(nóng)產(chǎn)品的企業(yè)給予一定的獎勵，通過這些方式可提高農(nóng)產(chǎn)品的出口國際競爭力，促進農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口升級。