河南省農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素實證分析

王 雯

(中南民族大學 經(jīng)濟學院，湖北 武漢 430074)

0 引言

實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興，在于產(chǎn)業(yè)興旺，環(huán)境宜居，治理文明，生活富裕。而產(chǎn)業(yè)興旺是基礎,出口對于農(nóng)業(yè)興旺具有顯著效應，農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)量一定程度上反映了農(nóng)業(yè)發(fā)展。河南素有“中原糧倉”美譽，2018年河南省糧食產(chǎn)量6648.91萬噸，比上年增加124.66萬噸，同比增長1.9%，夏糧下降2.8%，秋糧增加8.1%，總量可觀。但農(nóng)產(chǎn)品出口僅為169億元，連續(xù)10年出口總額占全國出口總額的比例不足2%，出口優(yōu)勢不明顯，與農(nóng)業(yè)大省地位不相稱。出口貿(mào)易短板對資源稟賦優(yōu)勢發(fā)揮具有較大抑制作用。忽視政策、市場導向雙向結(jié)合的作用，對外開放度較低，農(nóng)產(chǎn)品出口的方面較為薄弱[1]。廣東、山東兩省地處沿海地域，交通便利，沿線港口多。如何縮小河南農(nóng)產(chǎn)品出口差距，在嚴峻的出口形勢下?lián)屨紘H市場，優(yōu)化農(nóng)業(yè)經(jīng)濟布局，降低出口杠桿，填補河南省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的空白，是亟待解決的難題。

農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展，關(guān)乎農(nóng)作物種植者的切身利益，關(guān)乎河南省經(jīng)濟的快速發(fā)展，是富農(nóng)強省的關(guān)鍵。如何實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品大幅度增產(chǎn)，在貿(mào)易壁壘日益突出的國際態(tài)勢下突破瓶頸，尋找農(nóng)業(yè)發(fā)展的新途徑，創(chuàng)新河南農(nóng)業(yè)發(fā)展新模式，向質(zhì)量與效益并重的集約型方向發(fā)展，解決三農(nóng)問題，實現(xiàn)中原崛起，至關(guān)重要。從政府、市場、農(nóng)戶3個角度出發(fā)突破農(nóng)產(chǎn)品出口發(fā)展瓶頸，以低成本避開出口航線交通復雜的局限，放大政府支持擴張效應，縮小地域劣勢差距，捕捉政策、市場機制與農(nóng)戶自身對于農(nóng)產(chǎn)品出口的影響力，對于促進河南省農(nóng)產(chǎn)品出口，提高國際農(nóng)產(chǎn)品海外地位，具有重要的經(jīng)濟意義。

1 文獻回顧

如何優(yōu)化農(nóng)業(yè)出口結(jié)構(gòu)，加大出口開放力度，填補糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)出口空白，健全農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與出口并行發(fā)展體系，是推動河南經(jīng)濟社會發(fā)展的重大任務。眾多學者圍繞這一問題展開研究。詹姆斯.P.豪克(Houck,J.P)(2015)、里德M.R.,詹姆斯.P.豪克(Houck，J.P)(2015)在《農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策原理》中，以環(huán)境、貿(mào)易相關(guān)協(xié)定、貿(mào)易壁壘等為主線，對國際貿(mào)易市場的相關(guān)政策調(diào)整做了系統(tǒng)闡述。Tyler E.Brooks,Emly M Sander s(2017)對美國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易情況進行深入研究，認為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展，能促進廣大人民就業(yè)，提高人民的收入水平和購買消費能力，改變?nèi)蚪?jīng)濟發(fā)展模式。Guedae Cho,I an M Sheldon, Steve MCorriston(2016)以引力模型為基礎，認為對相關(guān)要素加以控制，則雙邊貿(mào)易和實際匯率會對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易產(chǎn)生影響。Xuandeng Xue(2018)在FTA視角下，使用巴拉薩模型研究發(fā)現(xiàn)FTA簽訂對于我國貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應不明顯。萬金(2012)指出，與國外相比，中國農(nóng)產(chǎn)品不具比較優(yōu)勢，在5～6年的時間里都不會發(fā)生太大變化。萬曉寧(2018)利用三元邊際分解和生存分析方法提出中國農(nóng)產(chǎn)品對美國出口種類略顯強勢。陳林、彭婷婷、呂亞楠(2018)等利用二元邊際視角研究發(fā)現(xiàn)出口距離和固定成本對擴展邊際具有顯著效應。唐子漢(2017)認為對外直接投資對于對外貿(mào)易的影響作用不顯著，匯率影響商品的相對價格，在不同國家匯率傳導機制也不相同。李月娥、張吉國(2018)基于CMS模型的實證分析，提出產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應對農(nóng)產(chǎn)品出口具有抑制作用。童曉樂(2017)認為中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力發(fā)展受到限制，電子商務的發(fā)展會促進農(nóng)產(chǎn)品供應鏈的效率提高，如何建立農(nóng)產(chǎn)品電子商務框架的問題仍亟待解決。董銀果、黃俊聞(2018)基于前沿距離模型的實證分析，采用嵌套Logit模型提出SPS措施對于出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級有顯著影響。

國內(nèi)外學者在農(nóng)產(chǎn)品出口方面已經(jīng)成果頗豐，實現(xiàn)了理論探討與定量分析并重、宏觀現(xiàn)狀描述與微觀機理研究雙向結(jié)合，但同時也存在一定的局限性。目前國外對于農(nóng)產(chǎn)品出口相關(guān)研究理論性較強，實踐性較弱，比較籠統(tǒng)和抽象，缺乏可操作性和前瞻性。因此農(nóng)產(chǎn)品出口仍存在諸多障礙難以推進。國內(nèi)的專家學者對于河南農(nóng)產(chǎn)品出口相關(guān)研究與市場的結(jié)合不夠緊密，基于市場化的政策建議較為欠缺，真正使出口貿(mào)易走向成熟還存在諸多問題，沒有從根本上解決農(nóng)產(chǎn)品出口的主要弊端。應將農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易納入市場化機制中，并輔以政策化影響，實現(xiàn)國家政策與市場結(jié)合的雙導向機制，全面提升農(nóng)產(chǎn)品在海外競爭力。基于此，本文試圖彌補當前研究所存在的不足，利用河南省農(nóng)產(chǎn)品出口的相關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，建立計量回歸模型，探討農(nóng)業(yè)增加值、對外經(jīng)濟合作、匯率、國際市場占有率、關(guān)稅6個方面對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的促進作用；基于研究結(jié)論提出針對性建議，以縮小農(nóng)產(chǎn)品出口差距，優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化轉(zhuǎn)型。

2 農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易現(xiàn)狀

2.1 農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值變動情況

自中國加入WTO以來，中國已經(jīng)成為世界上排名第一的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)和消費國，這也源于我國擁有大約13億人口，農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模也日益擴大。

如圖1數(shù)據(jù)可看到，從生產(chǎn)總值來看，近9年來河南省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值逐年增長，2010年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值只有大約3 504億元，而2015年達到本時間跨度內(nèi)最高點為4 503.71億元，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)翻了一番，直至2015年，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值逐年增長，2016年開始有所下降，2017年農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值繼續(xù)增長。從生產(chǎn)總值增速來看,農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的增長速度也變化較大，總體呈現(xiàn)“彈跳型”結(jié)構(gòu)，2010年增長速度為4.3%，此后增長速度逐漸放緩，直至2014年達到時間跨度內(nèi)最低點3.9%，2015年出現(xiàn)大幅度增長達到速度為5.6%，2016年繼續(xù)增長為時間跨度內(nèi)最高點為5.9%，之后從2017年速度又逐漸放緩。在整個時間跨度內(nèi)增長速度雖然有所波動，但整體保持平穩(wěn)態(tài)勢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，從整體上看農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值保持持續(xù)增長的勢頭。

圖1 2010年以來生產(chǎn)總值及增速

2.2 農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量變動情況

從圖2河南省近些年農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量變動情況可以看到，2010年糧食產(chǎn)量為5 437.12萬噸，2011年就增加到5 542.50萬噸，之后持續(xù)較快增長，增長跨度為530萬噸，2015年達到近9年來的第二高產(chǎn)量，為6 067.10萬噸，但是2016有所下降，全年糧食產(chǎn)量5 946.60萬噸，同比下降了120.5萬噸，但同比于2015年之前，糧食產(chǎn)量仍有所增加，2018年達到本時間跨度內(nèi)最高產(chǎn)量為6 648.91萬噸。由此可見，河南省的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量從大體上看仍保持不斷增長勢頭，這與河南省的農(nóng)業(yè)大省的地位相符合。

圖2 河南省近9年農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量變動狀況

2.3 農(nóng)產(chǎn)品出口國際市場占有率

由表1可知，2010-2018年河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口額從79 224.6萬美元增長到了281 833.3萬美元，增長了3.5倍。可見河南省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易在改革開放以后有良好發(fā)展趨勢。但與山東省的農(nóng)產(chǎn)品出口額對比來看，2010年河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額79 224.6萬美元，而此時山東省已經(jīng)達到1 270 540.5美元，相差將近一倍，而且經(jīng)過9年發(fā)展，雖然河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額有所增加，但與山東省相比仍存在較大差距。

表1 歷年河南農(nóng)產(chǎn)品出口國際市場占有率(單位：萬美元)

數(shù)據(jù)來源：世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫及各省海關(guān)

表2 河南省農(nóng)產(chǎn)品出口前八大市場

數(shù)據(jù)來源：鄭州海關(guān)

從國際市場占有率上來看，2010年河南省為0.006%，山東省為0.094%，出口實力相差15倍；2018年河南省為0.015%，山東省為0.102%,出口實力相差6.8倍。由此可見，雖然河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易經(jīng)過多年發(fā)展有所增長，但與同為農(nóng)業(yè)大省的山東相比仍存在較大差距，國際市場的占有率也并不十分理想，出口發(fā)展的勢頭并不十分良好。

2.4 農(nóng)產(chǎn)品出口市場分布

由表2所示，河南省農(nóng)產(chǎn)品的主要出口地區(qū)集中在中國香港，以及越南、日本、泰國，美國、馬來西亞也占有較大市場。其中中國香港地區(qū)占到河南農(nóng)產(chǎn)品出口總額的16.52%，越南也占到大約11.47%，日本占到9.85%，美國占到9.71%，而韓國、印尼等地占比相比較而言較少，均低于5%，能明顯看出，農(nóng)產(chǎn)品出口的前八大市場均集中于亞洲地區(qū)。這種過度集中的出口市場劃分，易受到經(jīng)濟危機或者金融風暴沖擊，風險巨大。

3 河南省農(nóng)產(chǎn)品出口存在問題

中國自1978年對外開放的以來，對外經(jīng)濟貿(mào)易高速發(fā)展，近些年來，世界各國經(jīng)濟越來越趨于全球化發(fā)展，在此帶領(lǐng)下，河南省的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也較快發(fā)展。但同時也存在一些弊端。主要體現(xiàn)在：①產(chǎn)業(yè)鏈過短。河南出口農(nóng)產(chǎn)品中，勞動密集型產(chǎn)品占據(jù)主要地位，加工業(yè)數(shù)量適中，但企業(yè)規(guī)模小，技術(shù)水平低，創(chuàng)新能力弱，集中表現(xiàn)為產(chǎn)業(yè)鏈過短，不能很好適應國際市場需要。初加工或未加工產(chǎn)品多，產(chǎn)品異質(zhì)性差，附加值低，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)單一，市場化程度差，貿(mào)易方式不平衡，出口優(yōu)勢弱。②出口市場過度集中。河南省農(nóng)產(chǎn)品出口市場跨度主要集中在中國香港和越南、日本、泰國，以及美國和馬來西亞。中國香港地區(qū)占到出口總額的3/20，越南、日本、美國占到出口市場的1/10，而韓國、印尼、俄羅斯、巴西等地占比均低于5%，歐洲國家更是寥寥無幾，經(jīng)濟風險大，易受到金融風暴沖擊。③出口產(chǎn)品質(zhì)量低劣。出口的水果蔬菜等勞動密集型產(chǎn)品，口感差、品種少、化肥農(nóng)藥使用多，出口限制廣泛，不能滿足大規(guī)模生產(chǎn)需求。此外，殺蟲劑、除草劑使用時間及范圍廣，土壤僵化，富養(yǎng)化程度高。國際發(fā)達國家綠色消費傾向逐漸加強，出口產(chǎn)品與質(zhì)量檢查標準不匹配，出口貿(mào)易受到抑制。④遭遇綠色貿(mào)易壁壘。農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易面臨國內(nèi)國際的雙層競爭，出口增幅不斷放緩，消費者需求層次高，貿(mào)易保護加強，產(chǎn)品包裝嚴格，檢驗認證審批程序復雜，特別是蔬菜化學殘留最低容納度不斷下降。歐盟進出口標準更加嚴苛。⑤缺乏規(guī)模經(jīng)濟。河南規(guī)模宏大，資源豐富，土地面積17萬Km2。但人口超過1億，人均土地面積不足1畝，低于人均土地標準。隨著家庭聯(lián)產(chǎn)承包責任制的普及，農(nóng)村勞動力流失嚴重，土地利用率下降，生產(chǎn)積極性不高，土地承包率不足30%，遠低于山東的48%。大規(guī)模生產(chǎn)能力差，生產(chǎn)成本高，出口價格高，不利于農(nóng)產(chǎn)品出口。

4 河南省農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素分析

針對上述河南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的基本狀況及出口貿(mào)易存在的產(chǎn)業(yè)鏈過短、農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量低劣、綠色貿(mào)易壁壘、缺乏規(guī)模經(jīng)濟等問題，本文通過建立計量模型，運用eviews分析軟件進行相關(guān)分析。

4.1 數(shù)據(jù)來源及說明

為了更好模擬河南省農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易方程，避免數(shù)據(jù)選取的偶然性，本文選取2000-2018年為時間跨度，選取河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額為因變量，選取河南省對外經(jīng)濟合作能力、匯率、農(nóng)業(yè)種植能力、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力、農(nóng)產(chǎn)品出口的國際地位、出口關(guān)稅為主要自變量，具體變量說明如表3：

表3 變量選取及說明

表4 初步分析結(jié)果

4.2 構(gòu)建計量模型

根據(jù)上述所述內(nèi)容，建立適合本文研究的計量模型如下：

LogY=α+α1*LogX1+α2*X2+α3*LogX3+α4*LogX4+α5X5+α6LogX6+μ

根據(jù)上述所構(gòu)建計量模型，其中α表示常數(shù)項，μ表示為方程的隨機誤差項。

4.3 計量模型實證分析

由于建立的模型中有多個自變量，都對因變量會產(chǎn)生不同程度的影響，所以本文采用2000-2018年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過多元線性回歸分析方法，并運用eviews計量數(shù)據(jù)分析軟件進行實證研究，并分析結(jié)果。

4.3.1 參數(shù)估計

首先采用普通最小二乘法進行估計，根據(jù)表4數(shù)據(jù)分析得出結(jié)果。

根據(jù)上述數(shù)據(jù)，可得到模型的估計結(jié)果為：

LogY=-25.45691-0.279267LogX1+0.660119

LogX2+1.529648LogX3+0.389273LogX4+

148.5879X5+ 0.832680LogX6

其中，括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為相應的t檢驗值，從以上的回歸結(jié)果可以看出，R2=0.991113，調(diào)整R2=0.980449，擬合優(yōu)度很高，F(xiàn)=92.93641，相應的P=0.000058整體效果的F檢驗通過，說明回歸方程顯著，即各個自變量聯(lián)合起來確實對因變量Y有顯著影響；但很明顯，在5%的顯著性水平下，只有X5的系數(shù)通過了檢驗，其余變量的系數(shù)均未通過檢驗，故認為解析變量之間存在多重共線性。

4.3.2 相關(guān)系數(shù)檢驗

各個變量之間的相關(guān)性非常明顯,存在高度相關(guān)性，證明變量之間存在多重共線性。采用逐步回歸法來減少共線性的嚴重程度。

4.3.3 多重共線性修正

運用OLS方法分別求因變量Y對各個自變量的一元回歸，依據(jù)調(diào)整R2最大的原則，選擇logX4作為進入回歸模型的第一個解析變量，形成一元回歸模型。然后進行逐步回歸，將剩余自變量分別加入模型，得到二元回歸結(jié)果。

表5 各個變量之間的相關(guān)性

表6 二元回歸分析結(jié)果

表7 三元回歸分析結(jié)果

在二元分析中，可以看到只有當新加入變量X5時系數(shù)在1%的水平下通過了顯著性檢驗，并且根據(jù)調(diào)整R2最大的原則，由于新加入變量X5的二元回歸調(diào)整R2最大，且各個參數(shù)的檢驗顯著，因此保留變量X5。

在保留變量LogX4、X5的基礎上，繼續(xù)進行逐步回歸，得到三元回歸結(jié)果。

由上表可知，在LogX4、X5的基礎上分別加入其余自變量后,t檢驗均不顯著，只有加入自變量LogX6時，R2= 0.985981，且各變量在10%的顯著性水平下均顯著。此后再加入其余任一自變量，都不顯著，這說明其余變量引起了多重共線性，應予剔除，因此本模型只保留LogX4、X5、LogX6三個自變量。

由此回歸模型為：Log(Y)= 7.385944+

0.158888LogX4+ 139.4729X5+ 0.477211 LogX6

(9.5231)(0.6363) (8.9596) (2.0929)

上述模型均通過了顯著性檢驗，擬合程度較高，消除了多重共線性，也符合客觀經(jīng)濟規(guī)律。模型表明，在其他條件不變的情況下，河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，農(nóng)產(chǎn)品出口額增加0.16%；河南省農(nóng)產(chǎn)品的國際市場占有率每增加1%，農(nóng)產(chǎn)品出口額增加139個單位；關(guān)稅每增加1%，河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口額增加0.48%。以下將檢驗解釋變量與被解釋變量的因果關(guān)系和影響程度。

表8 ADF單位根檢驗結(jié)果

表9 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

4.3.4 單位根檢驗

由表8可知，各個變量在10%的顯著性水平下均未通過單位根檢驗，但LogX4的一階差分序列在10%的顯著性水平下通過檢驗，X5的一階差分序列在1%的顯著性水平下通過檢驗，LogX6的一階差分序列在10%的顯著性水平下通過檢驗，LogY在1%的顯著性水平下通過檢驗，說明各個序列是一階單整的。

4.3.5 因果關(guān)系檢驗

從格蘭杰因果檢驗結(jié)論來看，在90%的顯著性水平下認為河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值之間存在單向因果關(guān)系，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值的變化是出口額變化的成因；在95%的顯著性水平下，認為河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額和國際市場占有率之間存在單向因果關(guān)系，即國際市場占有率的變化是出口額變化的成因；在90%的顯著性水平下，認為河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額和關(guān)稅之間存在單向因果關(guān)系，即關(guān)稅的變化是出口額變化的成因。

4.3.6 脈沖響應和方差分解

河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值、國際市場占有率、關(guān)稅都是河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額的變化成因，但具體對被解釋變量在短期長期的影響程度尚不明確，以下將運用VAR模型對其影響的占比進行估計。首先可得VAR模型分別為：

(1)

(2)

(3)

然后分別對3個VAR模型進行單位圓判斷其穩(wěn)定性：

圖3 單位圓與特征根

圖4 單位圓與特征根

圖5 單位圓與特征根

表10 LogY與LogX4的方差分解結(jié)果

由圖3、圖4、圖5可得，var模型(1)、(2)、(3)的特征根均位于單位圓內(nèi)，所以3個var模型都是穩(wěn)定的。

圖6 出口額對農(nóng)業(yè)增加的響應

圖7 出口額對市場占有的響應

利用脈沖響應函數(shù)分別對3個VAR模型進行分析：

圖6是Logy對Logx4的反應。即出口額對農(nóng)業(yè)增加值的響應。可以看到，Logy對Logx4在第1期反應為零，第2～4期呈迅速上升趨勢，第5期以后趨于平穩(wěn)，總體表明Logy對Logx4呈正響應趨勢。表明河南省農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值帶動河南省農(nóng)產(chǎn)品出口額的增加的效應十分顯著，且隨時間變化呈擴大趨勢。

圖7是Logy對x5的反應。即出口額對市場占有率的響應。可以看到，Logy對x5在第1期反應為零，在第2期呈緩慢增加趨勢，為正效應，第3-4期呈緩慢增加趨勢，且為負效應，在第5期以后趨于平穩(wěn)。表明河南省市場占有率帶動農(nóng)產(chǎn)品出口額的增加的效應總體是顯著的。

圖8是Logy對Logx6的反應。即出口額對關(guān)稅的響應。可以看到，Logy對Logx6在第1期反應為零，第2期呈現(xiàn)緩慢增加，且為負效應，從第3期以后為緩慢增加趨勢，為正效應。說明總體來看，關(guān)稅帶動河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口額的效應較為顯著，且在長期更為顯著。

圖8 出口額對關(guān)稅的響應

由表10可知：①在Logy的方差分解中，Logx4對Logy的貢獻在第1期無影響，在第2-6期呈較快增長趨勢，達到42.74833%，第7到10期呈現(xiàn)緩慢增長趨勢，并在第10期達到最大值61.58413%。說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值對農(nóng)產(chǎn)品出口額在短期長期都有顯著影響，能夠有效帶動河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口。②在Logx4的方差分解中，農(nóng)產(chǎn)品的出口在第一期為4.676305%，此后逐漸下降，直到第10期降到2.481754%,可見農(nóng)產(chǎn)品的出口對農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的增加雖然有影響，但其貢獻率較低，且長期影響比短期更小。

表11 LogY與X5的方差分解結(jié)果

由表11可知：①在Logy的方差分解中，X5對Logy在第1期無影響，第2期到第4期稱新概念較快增長，達到14.46134%，第5期到第10期呈現(xiàn)緩慢增長態(tài)勢，且在第10期達到19.23433%，表明國際市場占有率對農(nóng)產(chǎn)品的出口在短期、長期均有影響，雖然不如農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響顯著，但也隨時間呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢。②在X5的方差分解中，農(nóng)產(chǎn)品的出口在第1期為35.12703%，第2-5期呈現(xiàn)較快增長趨勢，第6期以后呈現(xiàn)緩慢增長，在第10期達到68.68224%，可見，農(nóng)產(chǎn)品出口對國際市場占有率增加的短期、長期影響都十分顯著。

由表12可知：①在Logy的方差分解中，LogX6對Logy在第1期無影響，第2-6期呈現(xiàn)較快增長趨勢，第7～10期呈現(xiàn)緩慢增長，且在第10期達到72.36690%，說明關(guān)稅的變化對于農(nóng)產(chǎn)品出口的影響較為顯著，且隨時間不斷擴大。②在LogX6的方差分解中，農(nóng)產(chǎn)品的出口在第1期為0.280085%，在第2期達到最大27.08759%，此后緩慢下降，直到第10期達到10.92635%，說明農(nóng)產(chǎn)品的出口對于關(guān)稅的影響并不十分顯著，且隨時間呈現(xiàn)不斷下降的趨勢。這主要由于農(nóng)產(chǎn)品的出口的不斷增多會逐漸受到國際貿(mào)易壁壘的限制，而關(guān)稅是國際貿(mào)易壁壘的重要內(nèi)容之一。

表12 LogY與LogX6的方差分解結(jié)果

4.3.7 回歸結(jié)果分析

最終，Logx4農(nóng)業(yè)增加值，X5國際市場占有率，Logx6關(guān)稅通過了顯著性檢驗，不僅消除了多重共線性，最終模型的擬合優(yōu)度為R2= 0.985981，擬合程度較高，也比較符合客觀經(jīng)濟規(guī)律，回歸結(jié)果顯示：

(1)農(nóng)業(yè)增加值的變化對河南省農(nóng)產(chǎn)品出口有顯著影響。農(nóng)業(yè)增加值的系數(shù)為0.158888，表明在其他條件不變的情況下，農(nóng)業(yè)增加值每增加1%，農(nóng)產(chǎn)品的出口額就增加0.158888%，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的變化，直接影響了農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)值，對農(nóng)產(chǎn)品的出口有顯著擴張效應。

(2)國際市場占有率對河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口有明顯促進作用。國際市場占有率X2的系數(shù)為139.4729，表明在其他條件不變的情況下，國際市場占有率每增加1%，河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口額增加139.4729萬元。如前所述，國際市場占有率反映河南省農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的地位高低、國際市場占有率越高，則表明國際各國對于河南省農(nóng)產(chǎn)品的認可度越高，國際競爭力越強，農(nóng)產(chǎn)品的品牌效應較強，在同等質(zhì)量條件下，也表明國際人民的購買偏好，出口貿(mào)易額增加。

(3)關(guān)稅的多少對河南省農(nóng)產(chǎn)品出口的影響也十分顯著。關(guān)稅的系數(shù)為0.477211，表明在其他條件不變的情況下，關(guān)稅每增加1%，則農(nóng)產(chǎn)品的出口額就變化0.477211%。關(guān)稅的多少直觀地反映了農(nóng)產(chǎn)品進出口貿(mào)易廣泛程度以及頻繁程度，直接反映河南省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易往來增速。

(4)對外經(jīng)濟合作完成額對河南省農(nóng)產(chǎn)品出口的影響并不顯著。這可能是因為河南省是一個農(nóng)業(yè)大省，但地處內(nèi)陸，交通堵塞，不利于運輸，而農(nóng)產(chǎn)品易腐敗易爛，不適應長期保存，對外經(jīng)濟合作中大部分比重不是來自農(nóng)產(chǎn)品，對出口的影響并不十分顯著，河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口極具脆弱性。

(5)匯率對農(nóng)產(chǎn)品的出口影響并不顯著。這主要是因為匯率的變化主要依賴于各個國家貨幣的發(fā)行量與流通量以及國際金融市場的變化，農(nóng)產(chǎn)品的出口與匯率的變化無直接關(guān)系。

(6)耕地面積對農(nóng)產(chǎn)品的出口影響并不顯著。主要因為河南省作為農(nóng)業(yè)大省，耕地面積位居全國前列，但出口額的變化不及山東等省，同等耕地面積，出口競爭力存在較大差距，耕地面積對農(nóng)產(chǎn)品出口作用近乎失效。

5 結(jié)論及建議

基于河南省農(nóng)產(chǎn)品出口的相關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)，本文通過建立計量回歸模型，深入探討農(nóng)業(yè)增加值、對外經(jīng)濟合作、匯率、國際市場占有率、關(guān)稅六個方面對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的促進作用；得出以下6研究結(jié)論：①農(nóng)業(yè)增加值的變化對河南省農(nóng)產(chǎn)品出口有顯著促進作用。農(nóng)業(yè)化生產(chǎn)是維系出口貿(mào)易發(fā)展基本收益的重要途徑。②國際市場占有率的比重大小對河南省農(nóng)產(chǎn)品的出口有顯著性影響。產(chǎn)品在國際市場的廣泛分布，有助于擴大出口貿(mào)易效應，提高對外開放度，填補貿(mào)易發(fā)展空白。③關(guān)稅對河南省農(nóng)產(chǎn)品出口具有擴張效應。河南省處于農(nóng)業(yè)發(fā)展的轉(zhuǎn)軌時期，嚴格的海關(guān)管制和狹隘的開放度使得出口承載了過度的風險負擔，出口貿(mào)易效應近乎失效。

根據(jù)上述研究結(jié)論，為了切實推進農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，提出以下針對性建議：①加強對國際市場的研究。日益頻繁的經(jīng)濟危機和金融風暴不斷爆發(fā)，金融市場持續(xù)低迷，國際市場極具脆弱性。希臘債務危機和歐債危機繼續(xù)蔓延，發(fā)達國家依靠貨幣和金融政策刺激經(jīng)濟增長的模式不再適用，碳關(guān)稅影響較大，加強對債務危機、經(jīng)濟危機的關(guān)注度，規(guī)避技術(shù)性貿(mào)易壁壘，密切關(guān)注國內(nèi)外經(jīng)濟市場走勢，積極應對國際貿(mào)易保護主義，建立農(nóng)業(yè)監(jiān)督檢查機制；②提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量。加大農(nóng)業(yè)科研投入和農(nóng)業(yè)創(chuàng)新力度，發(fā)展農(nóng)業(yè)灌溉、病蟲害防治、良種培育、農(nóng)產(chǎn)品收獲技術(shù)；提倡使用有機肥料，加強生物防治，對農(nóng)藥化肥的使用量嚴格把關(guān)，切實保護土壤質(zhì)量不下降，農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量有保證。③壯大特色龍頭企業(yè)。支持品牌企業(yè)走向國際市場，提供資金，技術(shù)，市場優(yōu)惠，提供高額出口信貸，減免稅收，生產(chǎn)企業(yè)樹立品牌意識，樹立良好企業(yè)形象，發(fā)揮獨特優(yōu)勢，拓展國外市場；④構(gòu)建監(jiān)督檢測新體系。加強出口農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量檢測，構(gòu)建“源頭消除隱患+質(zhì)量加強監(jiān)督+生產(chǎn)提高標準+投入加大力度”良性發(fā)展軌道。加強相關(guān)法律建設，加強企業(yè)處罰力度，持續(xù)完善有機食品管理的相關(guān)法律制度，不斷提高質(zhì)量安全認證和綠色食品商標注冊標準。⑤組織建設農(nóng)產(chǎn)品協(xié)會，解決貿(mào)易摩擦，保護河南出口企業(yè)的利益，引導農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)完善管理模式，完善產(chǎn)業(yè)鏈體系。⑥優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)，繼續(xù)保持豬肉出口優(yōu)勢，形成地域優(yōu)勢，吸引海外顧客，形成出口特色，降低農(nóng)產(chǎn)品出口市場的集中度，提高產(chǎn)品附加值。