中國對東盟十國農產品出口貿易潛力研究
——基于引力模型的實證分析

趙 亮，張忠根

(浙江大學 中國農村發(fā)展研究院，浙江 杭州 310012)

當今世界經濟形勢波詭云譎，國際自由貿易受到挑戰(zhàn)，區(qū)域內國家間經貿合作的重要性與日俱增。中國與東盟十國是鄰居又是伙伴，長期以來雙邊高層互動和民間往來頻繁，為雙邊發(fā)展貨物貿易創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境。因此中國對東盟十國的貨物出口貿易額增速快、數量大，截至目前，中國已經成為東盟十國最大的貿易伙伴，東盟也已是中國第三大貿易伙伴，2010年成立的中國-東盟自貿區(qū)是繼歐盟和北美自貿區(qū)后的世界第三大經濟體[1]，在區(qū)域經貿合作領域中地位非常。

農產品出口貿易是中國與東盟十國貨物貿易的重要組成部分。首先，農產品出口增速迅猛。2018年農產品的出口額是2002年的9倍。其次，農產品出口比重上升，東盟十國進口方面，2002年占比為8.54%，2018年增長至16.48%。中國出口方面，2002年占比為11.23%，2018年增長至22.13%。再次，農產品出口地位提高，本文將歐盟28國(包括現已決定脫歐的英國)和南方共同體市場各視為一個經濟體進行比較，2002年中國僅為東盟十國農產品進口第四大經濟體，2018年則上升為第一大經濟體。最后，農產品出口具有較強的比較優(yōu)勢。2002—2018年，中國農產品對東盟十國出口的RCA指數呈波動上升趨勢，2002年RCA指數為1.55，2018年則增長至1.74，且均處于1.25～2.5之間，為具有較強比較優(yōu)勢。可見，對該區(qū)域內農產品出口貿易潛力進行研究具有重要的現實意義。

本文將基于引力模型，利用2002—2018年間的數據，對中國出口到東盟農產品的現狀進行描述，然后構造出口貿易引力方程，測算雙邊時間序列上的貿易潛力，并結合研究結論提出促進中國對東盟農產品出口的建議。

一、文獻綜述

關于引力模型在貨物貿易領域的研究。引力模型最早起源于牛頓的萬有引力定律，Tinbergen和Poyhonen最早將引力模型應用于實證研究國際貿易量，他們運用引力模型建立了兩國間的貿易量同兩國的經濟總量與國家間距離的數量關系[2,3]。Linnemann繼承了前面兩位學者的思想，創(chuàng)新性地引入了人口和國家間優(yōu)惠貿易協(xié)定兩個變量，并以對數形式將方程予以簡化[4]。Bergstrand在引力模型中引入虛擬變量，并根據國際貿易標準分類將該模型發(fā)展到行業(yè)研究[5]。國內學者對引力模型的研究起步較晚，利用引力模型測算貿易潛力是國內研究的重要部分。金哲松在研究一國對其他國家的貿易流向和流量是運用了最簡單的引力模型，考慮了GDP、地理距離和鄰近情況等變量[6]。盛斌、廖明中運用引力模型研究了新興經濟體出口貿易影響因素，并估算了40個國家的貿易潛力[7]。

關于中國對東盟十國出口貿易潛力的研究。國內關于貿易潛力的實證研究基本均運用的是引力模型。單文婷、楊捷運用引力模型測算了中國與東盟的貿易潛力，增加了東盟華人人口和通用話語兩個虛擬變量，以實際額除以潛在額的值與1比較，將貿易潛力類型分為了貿易不足和過度貿易兩類[8]。趙雨霖、林光華運用引力模型具體研究到中國與東盟的農產品貿易潛力，對貿易潛力類別的劃分與前兩位學者一致，但只利用了2000—2006年7年的數據，定義的農產品范圍過小[9]。石超、張薦華同樣運用引力模型分析了中國同東盟的貿易潛力，對潛力系數的劃分也是分為了貿易潛力巨大型、開拓型和再造型[10]。王鳴、穆月英研究了中國蔬菜對東盟的貿易[11]。

綜上所述，國內外學者運用引力模型研究國家間的貿易問題成果頗多，但都存在共性的問題。包括農產品范圍較窄；數據的時間跨度較短；對潛力系數的測算只停留在某一年份，缺乏動態(tài)考量等。而就本文這樣利用17年間的數據，針對最廣泛的農產品范圍的中國對東盟十國農產品出口貿易潛力的研究較少。

二、模型設定及數據來源

(一)出口貿易引力模型的設定

Tinbergen和poyhonen的貿易引力模型，其基本的思想是兩國的貿易總額與兩國的GDP成正比，與兩國間的距離成反比[2,3]。具體表達式如下：

(1)

其中，Tij是兩國的貿易總額，Yi和Yj分別是貿易雙方的國內生產總值，Dij是貿易雙方的距離(通常以首都的球面距離表示)，A是比例常數。

為便于回歸分析，取上述表達式的對數形式：

LnTij=b0+b1LnYi+b2LnYj+b3LnDij+μij(2)

其中，b0、b1、b2、b3為各解釋變量的系數，μij是隨機誤差項。

為了出口貿易引力模型能夠更好地解釋中國對東盟十國的農產品出口總額，本文在借鑒了該理論的基礎上對解釋變量進行了擴展。擴展依據為：王濤在探究中國農產品出口貿易問題時，引出是否建立中國-東盟自由貿易區(qū)這一虛擬變量，并得出該自貿區(qū)的建立對因變量有顯著影響[12]，本文予以采納。孟慶子結合時代特征，在擴展引力模型時引入了是否發(fā)生國際金融危機這一虛擬變量，并得出其對中澳農產品貿易額具有影響的結論[13]，本文予以采納。王自娜將進口國人均國內生產總值引入到引力模型中，并得出該變量顯著地影響中國對東盟的農產品出口總額[14]，本文予以采納。此外，本文還將是否擁有共同邊界作為一項虛擬變量引入貿易引力模型。綜上所述，本文所設定的出口貿易引力模型的具體表達式如下：

LnYijt=b0+b1LnGDPit+b2LnGDPjt+b3LnGDPPjt+b4LnDij+b5GAFTAit+b6FCRIijt+b7ADJij+μij

(3)

其中，除虛擬變量外的其他解釋變量均取對數，Yijt是指中國在t年出口到東盟十國的農產品總額(千美元)，其他解釋變量的含義與理論預期如表1所示。

表1 解釋變量的含義與理論預期

表1中解釋變量的理論說明如下：(1)表示中國的整體社會經濟發(fā)展水平，經濟規(guī)模越大，出口能力就越強，預期對農產品出口有正影響；(2)表示東盟十國的整體社會經濟發(fā)展水平，經濟規(guī)模越大，進口能力就越強，預期對中國農產品出口有正影響；(3)表示東盟十國居民的基本經濟狀況，經濟狀況越好，對農產品的需求就強，預期對中國農產品出口有正影響；(4)表示中國與東盟十國農產品貿易的運輸成本，距離越遠，運輸成本越高，預期對中國農產品出口有負影響；(5)表示中國與東盟十國的貿易便利化程度，自貿區(qū)的成立，帶來更為自由的貿易，更少的貿易壁壘，預期對中國農產品出口有正影響；(6)表示在貿易中遇到的突發(fā)事件，國際金融危機的發(fā)生會阻礙中國對東盟十國的農產品出口，預期對中國農產品出口有負影響；(7)如果存在共同邊界，將會大幅度降低雙邊貿易的成本，預期對中國農產品出口有正影響。

(二)數據來源與說明

時間跨度方面，中國是自2001年12月11日正式加入的WTO，因此本文選取的時間序列為2002—2018年，共17年。

樣本選取方面，本文選取了東盟十國作為研究范圍，包含越南、泰國、緬甸、文萊、老撾、菲律賓、新加坡、柬埔寨、馬來西亞、印度尼西亞。

農產品范圍方面，目前主流的產品分類方式有兩種，一是聯合國主持制定的《聯合國國際貿易標準分類》(SITC)，二是海關合作理事會制定的《商品名稱和編碼協(xié)調制度》(HS)，前者有利于統(tǒng)計和經濟分析，后者有利于稅收和國際比較，鑒于本文的研究目的，決定采用SITC分類標準。本文所指農產品的范圍參照了UNCTAD數據庫基于SITC的分類方式，包括0-糧食及活動物，1-飲料及煙葉，4-動物及植物油、脂肪及蠟三大類，同時加上第22章的油籽及含油果實。

變量數據來源方面，被解釋變量Yijt來源于UN Comtrade數據庫；解釋變量GDPit、GDPjt和GDPPjt來源于WORLD BANK公開數據庫，數據均采用2010年不變價美元進行測算，排除了物價影響；解釋變量Dij來源于www.ab126.com網站中的GPS經度緯度距離計算器；解釋變量CAFTAit是根據2010年1月1日中國-東盟自貿區(qū)成立確定的，2002—2009年取0,2010—2018年取1；解釋變量FCRIijt是根據張一，吳寶秀等(2016)對國際金融危機持續(xù)時間的判斷，即2008年8月—2009年3月[15]，故除2008年和2009年取1外，其他年份均取0；解釋變量ADJij是根據中華人民共和國外交部官網查詢得到。各變量數據取對數后的統(tǒng)計性描述如表2所示。

表2 變量數據取對數后的統(tǒng)計性描述

三、實證分析

(一)單位根檢驗

為避免虛假回歸，保證估計結果的有效性，需要在回歸前檢驗各時間序列的平穩(wěn)性。常用方法是單位根檢驗，本文也采用了該法。因為研究使用的是平衡面板數據，所以采用LLC檢驗(適用于同根單位根檢驗)和IPS檢驗(適用于不同根單位根檢驗)，兩種檢驗的原假設是H0：存在單位根。若兩種檢驗均拒絕原假設則該序列平穩(wěn)，反之則不平穩(wěn)。通過對各序列繪制的時序圖的觀察，決定采用既含趨勢項又含截距項的檢驗模式。在進行單位根檢驗時首先從水平序列開始檢驗，如果存在單位根，則對該序列進行一階差分后繼續(xù)檢驗。檢驗借助Stata 12.0軟件，結果如表3所示。

表3 單位根檢驗結果

注：表中所列數字為P值，***、**、*分別對應P<0.001,P<0.01,P<0.05。

由表3所知：LLC檢驗和IPS檢驗給出的結果相同。表明以上序列均為零階單整，拒絕原假設，各時間序列平穩(wěn)。

(二)協(xié)整檢驗

基于單位根檢驗的結果發(fā)現各時間序列間是同階單整的，即可以進行考察變量間長期均衡關系的協(xié)整檢驗。檢驗采用的方法是Pedroni檢驗。原假設H0：不存在協(xié)整關系，三種檢驗統(tǒng)計量對應的P值分別為 0.001 9、0.002 1、0.000 2，均小于0.01，故可在1%的顯著性水平下拒絕原假設，認為存在長期穩(wěn)定的均衡關系，可以對引力模型方程進行較為精確的回歸。

(三)模型選用及回歸結果

借助Stata 12.0軟件對上述貿易引力模型做計量方法的擇優(yōu)選擇。

首先，進行混合OLS模型和固定效應模型的比較。根據檢驗結果，得到F統(tǒng)計量和相應的P值為0.000 0，說明本文中固定效應非常顯著，且優(yōu)于混合OLS模型。

接下來，進行混合OLS模型和隨機效應模型的比較。通過LM檢驗，得到P值為0.000 0，說明本文中隨機效應非常顯著，且優(yōu)于混合OLS模型。

最后，進行隨機效應模型和固定效應模型的比較。通過Hausman檢驗，得到P值為0.865，大于0.1，因此應該選擇隨機效應模型，回歸結果如表4所示。

表4 引力模型回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著。

根據上述回歸結果，可以得到出口貿易引力模型的回歸方程為：

LnYijt=12.845 5+0.380 7LnGDPit+1.896 1LnGDPjt+0.909 3LnGDPPjt+0.340 5CAFTAit-0.433 5FCRIijt+2.737 9ADJij

(4)

由回歸結果知，調整后R2表明模型整體的擬合度較高，7個解釋變量的符號均與預期方向一致，其中有6個的分別在1%、5%、10%的水平上顯著，具體的說明如下。

1.中國和東盟十國的GDP與東盟十國的人均GDP對中國農產品對東盟的出口有著正向的顯著影響。中國的GDP系數為0.380 7，東盟十國的人均GDP系數為0.909 3，而東盟十國的GDP系數達到1.896 1，為三者中的最高。就是每當中國與東盟十國的GDP或人均GDP增長1%時，中國農產品對東盟十國的出口額就會增加0.380 7%、1.896 1%或0.909 3%。表明中國的經濟體量越大，農產品的供給量就越多，出口收入也就越多；東盟十國的經濟規(guī)模越大，居民收入水平越高，對于農產品的進口能力和需求程度就會越強，農產品的進口量就會越多。

2.中國和東盟十國首都之間的距離Dij符號為負，與預期的方向一致，但不顯著。這主要是因為新世紀以來遠洋運輸、航空運輸得到快速發(fā)展，各國都完善了港口、空港的基礎設施建設，建立了現代化的物流體系，運輸效率和效果有了顯著提升，傳統(tǒng)的地理距離已經不再是鮮活農產品貿易的巨大阻礙。因此，即使地理距離仍然是制約國與國之間農產品貿易的因素，但是其影響程度正逐漸下降。

3.中國-東盟自由貿易區(qū)的成立顯著地促進了中國對東盟十國的農產品出口。從原始數據來看，CAFTA的成立使得東盟各國自中國的農產品進口額由成立前的增長但有波動趨勢改為持續(xù)增長趨勢。從回歸結果來看，變量系數為0.340 5，就是CAFTA的成立減少了中國同東盟十國農產品貿易中的關稅和其他非關稅壁壘，有助于擴大中國的農產品出口。

4.國際金融危機的發(fā)生對中國同東盟十國的農產品的貿易有顯著的負影響。國際金融危機在全球蔓延期間，東盟十國遭受到自1997年金融危機以來的最大重創(chuàng)，各國經濟普遍下滑，制約了中國對東盟十國農產品的出口額增長率的提高。表明類似FCRI這樣的突發(fā)事件會阻礙國家間的農產品貿易，因此維護國際經濟穩(wěn)定發(fā)展是當今各國共同的責任。

5.中國與東盟各國是否有陸路共同邊界對于中國農產品出口貿易有著正向的顯著影響。雖然遠洋運輸已經成為大宗商品交易的主流，航空運輸也為高檔農產品的跨國貿易提供了優(yōu)質保障，但是農產品對鐵路和公路運輸的依賴依舊很大。主要是因為鐵路和公路運輸相較于航空運輸運費更低，為農產品帶來了價格優(yōu)勢；相較于遠洋運輸可以大大節(jié)省時間，保證農產品質量。所以擁有陸地邊界，可以借助國際鐵路和公路運輸農產品，促進中國對東盟的農產品出口。

四、中國對東盟十國農產品出口貿易潛力測算

本文參考了帥傳敏(2009)基于引力模型的貿易潛力測算方法，即基于上述的出口貿易引力方程計算得到2002—2018年間中國對東盟十國的農產品出口額的理論值，并用這17年間出口額的實際值除以理論值，便可得到出口貿易潛力系數a[16]。通過a的大小可以判斷中國同東盟各國的農產品出門貿易潛力大小。具體的比較標準參考了劉青峰、姜書竹(2002)對貿易潛力的分類，即當a大于1.2時，為貿易潛力再造型，就是中國對東盟某國的出口貿易潛力已經充分發(fā)揮，未來向該國出口農產品的空間較小；當a介于0.8～1.2之間時，為貿易潛力開拓型，就是中國對東盟某國農產品出口貿易開拓程度適中，仍有貿易空間；當a小于時，為貿易潛力巨大型，此時中國對東盟擁有巨大的農產品出口潛力[17]。中國對東盟十國2002—2018年農產品出口貿易潛力系數如表5所示。

表5 中國對東盟十國農產品出口貿易潛力系數

由表5可知：(1)東盟十國都屬于貿易潛力巨大型，說明東盟仍然是中國農產品出口的重要市場。(2)中國對除印度尼西亞外的東盟其他國家農產品出口貿易潛力系數在17年間雖有波動，但幅度不大，整體呈上升趨勢，說明這些國家的農產品需求逐步被開發(fā)，但市場空間也在不同程度地縮小。(3)印度尼西亞的潛力系數是東盟十國中唯一呈下降趨勢的，但整體降幅僅為5.47%，說明該國的農產品需求市場還需進一步開拓。(4)東盟各國農產品市場在17年間被開發(fā)的程度不一。除印尼外整體開發(fā)度最高的是老撾和柬埔寨，分別達到86.70%和81.66%；最低的是文萊，僅為8.10%。說明中國對東盟十國農產品的出口潛力開發(fā)整體不錯，但是不均衡，有些市場需要鞏固，有些市場需要加大開發(fā)力度。

五、結論及建議

(一)結論

本文構建了中國對東盟十國2002—2018年間農產品出口貿易引力方程，分析了其影響因素，并測算了歷年貿易潛力，最終得出以下主要結論。

1.中國對東盟十國農產品的出口增速迅猛，出口比重進一步上升，出口地位躍居首位，長期保持較強的比較優(yōu)勢，且比較優(yōu)勢有繼續(xù)加強的趨勢。

2.中國和東盟十國的GDP、東盟十國的人均GDP、CAFTA的建立、雙方是否有共同邊界等4個因素對中國農產品出口到東盟十國有著顯著的正向影響，且是否有共同邊界和東盟十國的GDP影響較大。

3.國際金融危機的爆發(fā)對中國農產品出口到東盟十國有著顯著的負向影響，兩國之間的距離也有負影響，但不顯著。

4.東盟十國17年間的貿易潛力都屬于巨大型，可以預見未來一段時間情況仍會如此。但是這其中也存在各國潛力開發(fā)不均衡、市場空間進一步被壓縮等問題。

(二)建議

針對以上的結論，為促進中國對東盟農產品的出口，提出如下建議。

1.防范化解區(qū)域內重大危機，完善應對世界各類突發(fā)事件影響的制度體系。中國和東盟十國應該積極談判，理性處理各國之間的一些分歧，求同存異。加強區(qū)域內應急人才的交流和儲備，努力實現信息互享。以此作為合作的前提，共同制定預測、警示、應對諸如亞洲金融風暴和國際金融危機這樣的全球性突發(fā)事件的制度體系，最終保障中國同東盟十國農產品出口貿易的穩(wěn)增長。

2.積極利用“一帶一路”倡議和中國-東盟自貿區(qū)，進一步拓寬東盟十國農產品市場空間。中國政府應在“一帶一路”倡議和中國-東盟自貿區(qū)的平臺上同東盟各國政府簽訂更多的優(yōu)惠貿易安排，促使其持續(xù)降低高關稅農產品，減少非關稅壁壘，包括統(tǒng)一檢驗檢疫技術參數、將配額變?yōu)殛P稅調節(jié)等。既可以進一步開發(fā)東盟的農產品市場潛力，又可以拓寬這些國家的農產品準入市場維持貿易潛力巨大型。

3.努力發(fā)展本國經濟，保持東盟十國居民對中國農產品的持續(xù)需求。中國和東盟十國都應保持本國經濟的持續(xù)增長，使得經濟體量不斷增大，完善收入分配制度，提高居民人均收入，增加東盟十國對中國農產品的進口能力和進口需求。

4.加大交通運輸類基礎設施的投資力度，實現中國同東盟十國間的互聯互通。對于老撾、越南和緬甸這樣有共同邊界的國家，要更加注重鐵路和公路運輸以及二者的聯運，因為成本適中且運量較大，可以保證中國農產品的價格優(yōu)勢。對于泰國、柬埔寨兩國，可以以外交溝通的方式，通過前面三國進行轉運，同樣也會保證價格優(yōu)勢。對于文萊、菲律賓、新加坡、馬來西亞和印度尼西亞五國，要側重發(fā)展近海運輸。