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中国农产品出口日韩市场二元边际的实证分析
金缀桥,杨逢珉
（华东理工大学商学院,上海２００２３７）
摘 要：文章以２００２－２０１５ 年中国农产品对日韩出口的ＨＳ－９６ 标准小６ 位数据为依据,运用ＨＫ 相对值指标,分析了中国农产品对日韩出口波动二元边际的动态演进过程.研究表明：中国农产品出口日韩市场的波动主要源于集约边际的作用,中国对日韩农产品出口集中于传统品种的模式虽有所改变,但并没有实质性改变.通过计量模型分析进一步发现,提高我国农产品附加值对出口日韩市场扩展边际有拉动作用.
关键词：二元边际；中日韩自贸区；中国农产品出口
中图分类号：Ｆ７６２ 文献标识码：Ａ 文章编号：１００２－３２４０（２０１７）０３－００５１－0５
一、引言
中日韩自贸区谈判于２０１３ 年３ 月２６ 日在韩国首尔开启,至２０１５ 年１２ 月已举行了九轮.在已举办的九轮谈判中,三国针对货物贸易和服务贸易等方面进行了充分磋商,取得了较大地进展.但是,中日韩三国在农产品贸易开放问题上的诉求差异较大,日韩两国对农产品市场的开放都持比较消极的态度,使三国在农业领域上的合作面临较大的障碍,农产品自由贸易问题也已成为中日韩自贸区谈判的重点和难点.统计数据显示,２０１５ 年我国农产品对日出口额与２０１４ 年相比下降了８．３０％,对韩出口额与２０１４ 年相比下降了１１．８％,中国对日韩两国农产品出口额占中国农产品出口总额的比例亦呈下降趋势.
目前,国内学者的研究主要集中在运用传统的比较优势理论和新贸易理论基于宏观层面数据比较分析我国农产品出口贸易的增长方式,大多研究从贸易规模、贸易结构和贸易关系这三个角度研究中日和中韩农产品双边贸易增长的情况和影响出口增长的因素.本文拟通过收集中日、中韩农产品贸易的２００２ 年－２０１５年的数据,以新新贸易理论企业异质性贸易模型为基础,根据中国对日韩两国农产品出口数据的横截面特征,采用ＨＫ 相对值指标分解方法对中日、中韩双边农产品出口增长的集约边际和扩展边际进行测算；同时,本文还将构建影响我国农产品出口增长二元边际的计量方程,全面剖析影响我国农产品出口日韩市场扩展边际和集约边际的因素；从而在中日韩自贸区谈判进程中,深入地把脉中国农产品在出口中的现状和发展前景,为促进我国农产品贸易的良性发展提出一些建议.
二、中国农产品出口日韩市场二元边际现状分析
(一)二元边际ＨＫ相对值指标的分解
本文根据Ｈｕｍｍｅｌｓ＆Ｋｌｅｎｏｗ①的方法,首先,将出口分解为集约边际（ＥＭ）和扩展边际（ＩＭ）.
公式（１）中,ｃ 表示农产品出口国,ｋ 表示农产品进口国,ｒ 表示参考国（一般选取世界作为参考整体以保证中国出口的农产品是参考国出口农产品的子集）.ｊ表示进口产品系列,ｌｃｋ、Ｉ分别是中国、世界出口日／韩产品的集合,ｌｃｋ∈Ｉ.ｐ、ｘ 分别代表单件产品的和数量[1].
扩展边际表示的是ｃ国和世界对ｋ 国的出口中重合的农产品贸易值的比重,该比重具体是指世界所有国家对ｋ 国以ｃ国出口到ｋ 国的所有农产品为标准的出口额占总的出口额的比例.该指标越大,说明中国出口日韩市场的农产品与世界出口日韩市场的农产品重叠的种类越多,中国出口的农产品越多样化.
公式（２）中,集约边际是指在相同的农产品出口序列中,ｃ 国对ｋ 国的农产品出口额占世界所有国家对ｋ国农产品（以ｃ 国出口到ｋ 国的所有农产品种类为标准）出口额的比重,该指标值越大意味着向世界出口的相同农产品序列上,ｃ国向ｋ 国出口了更多的相同产品,亦即ｃ国出口农产品的贸易量越大.
(二)中国出口日韩市场农产品的二元边际特征
本文根据公式（１）和公式（２）采用ＨＫ 指标计算了２００２ 年－２０１５ 年中国对日／韩农产品出口波动二元边际情况,集约边际和扩展边际具体数值参见表１.
从对表１的数据分析中,我们得出以下结论：第一,２００２－２０１５年,我国农产品对日出口的扩展边际值波动幅度在－２４．６１％－３５．４６％之间,波动幅度较大,集约边际值波动幅度在－１８．８７％－３４．１１％之间,波动幅度也较大,说明中国农产品对日出口的波动,来源于扩展边际和集约边际的共同作用.
第二,２００２－２０１５ 年我国农产品对韩出口的扩展边际值波动幅度在－３．５％－５．５％之间,波动幅度较少,而对韩农产品出口的集约边际波动幅度在－２５．１０％－１９．７６％之间,波动幅度较明显,表明２００２ 年至２０１５ 年中国农产品对韩出口波动,主要来源于集约边际的变化.这也说明我国农产品出口种类的变化,对输日农产品总额的影响大于对输韩农产品总额的影响.
综合以上实证分析的结果,我们也可以得出这样的结论：中国对日韩农产品出口集中于传统品种的模式虽有所改变,但并没有实质性改变.
三、中国农产品出口日韩市场二元边际的影响因素分析
(一)模型的建构及变量选取
考虑到中日、中韩两国二元边际数值的影响因素具有国别差异性,本文在解释变量中增加一项关于国家的虚拟变量ｄｕｍｍｙ（日本＝１、韩国＝０）,将数据类型转化为混合截面数据,从而分析我国农产品出口日／韩市场二元边际的影响因素.拟构建的回归模型如下：
其中,被解释变量ｅｍｉ 和ｉｍｉ 分别表示２００２ 年至２０１５ 年间中国对日／韩两国农产品出口的扩展边际值和集约边际值,上述数值在第二部分已经计算获得.ｒｃａｉ 表示的是中国农业劳动力人口占总人口比例,该比值越高说明我国农产品经营方式较粗放；ｒｐａｉ 表示的是贸易伙伴国（日／韩）农业劳动力人口占总人口比例,该比值越高明日／韩农产品经营方式较粗放；ｃａｇｄｐｉ 表示的是中国农业附加值占ＧＤＰ 的比重,该比值越高说明我国对农业生产的科学技术要求较高；ｐａｇｄｐｉ 表示的是贸易伙伴国（日／韩）农业附加值占ＧＤＰ 的比重,该比值越高说明日／韩对农业生产的科学技术要求较高；ｃａｇｒｏｗｉ 表示的是中国农业附加值年增长率,该比值越高说明我国农业的科技水平对农产品产值的贡献率较大；ｐａｇｒｏｗｉ 表示的是贸易伙伴国（日／韩）农业附加值年增长率,该比值越高说明日／韩农业的科技水平对农产品产值的贡献率较大；ｐｇｄｐｉ 表示的是贸易伙伴国（日／韩）ＧＤＰ 增长率,该比值越高说明日／韩经济增长较好；ｐｐｇｄｐｉ 贸易伙伴国（日／韩）人均ＧＤＰ 增长率,该比值越高说明日／韩居民的生活水平较高；ｄｕｍｍｙ 表示的是日本＝１、韩国＝０,将数据类型转化为混合截面数据.由于解释变量２０１５ 年的数据尚未公布,本文选取了２００２ 年至２０１４ 年的相关数据,所有释变量都来源于世界银行数据库.
由于拟分析中国农产品出口日／韩市场二元边际的影响因素,并检验日／韩两国的影响因素是否存在差异,所以在回归模型中必须考虑到日韩两国各自的回归直线存在截距和斜率不相同的现象,因此,方程（３）需修正为以下的方程（５）,方程（４）需修正为以下的方程（６）.
在此基础上,首先采用邹至庄检验对方程（３）和方程（５）进行对比选择①,检验结果表明不能拒绝交互项参数都为零的假设,表明扩展边际影响因素模型应考虑日韩两组回归中存在截距和斜率差异的问题,因此方程（５）构建的模型更为完整.在此基础上,采用同样方法对方程（４）和方程（６）进行对比选择②,分析可得方程（４）构建的集约边际影响因素模型更为合理,表明模型只需考虑日韩两组回归中存在截距项的差异.
(二)模型的检验
首先,根据方程（５）和方程（６）构建的模型,采用逐步回归法对模型进行回归,分析了我国对日／韩两国农产品出口扩展边际的影响因素,回归结果见表２.
表２ 扩展边际的回归结果表明,中国对日／韩市场农产品出口扩展边际的影响因素回归模型通过逐步回归法得到的上述６ 个解释变量系数都统计显著,回归模型的调整Ｒ２为０．７９３２,表明模型具有较好的拟合度.Ｆ值的概率Ｐ 值为０．００００,表明回归方程整体显著.在此基础上,对方程的函数形式进行检验①,结果显示不能拒绝“无遗漏变量”的原假设,即认为模型设置较为合理,没有遗漏高阶非线性项的解释变量.为了进一步验证模型的系数具有无偏性,要确保扩展边际的回归方程中,在给定自变量任何值的时候,误差项的期望值为零,即满足条件均值为零的要求,从而确保线性方程无内生性问题.为此,采用ｈａｕｓｍａｎ 检验模型是否存在解释变量存在内生的问题,由于传统的ｈａｕｓｍａｎ 检验要确保模型不存在异方差的问题,通过ｗｈｉｔｅ 检验发现,影响中国对日韩市场农产品出口扩展边际的回归模型不存在异方差的问题,从而通过ｈａｕｓｍａｎ 检验②认为该模型不存在内生变量问题.
基于上述检验,我们得到中国对日／韩农产品出口的扩展边际影响因素的回归方程如下：
表２ 的集约边际的回归结果表明：中国对日／韩市场农产品出口集约边际的影响因素回归模型通过逐步回归法得到的上述两个解释变量系数都统计显著,回归模型的调整Ｒ２为０．４０６７,表明模型具有一定的拟合度.Ｆ值的概率Ｐ 值为０．００６８,表明回归方程整体显著.在此基础上,同样参照扩展边际影响因素方程形式的检验方法对集约边际的函数形式进行了检验③,结果显示模型设置较为合理.在此基础上,通过ｈａｕｓｍａｎ 检验④认为该模型不存在内生变量问题.
基于上述检验,我们得到中国对日／韩农产品出口波动的集约边际影响因素的回归方程：
（三）回归模型的结果分析
对表２ 扩展边际回归结果的分析可知：（１）在其它条件不变的情况下,中国农业附加值占ＧＤＰ 的比重增加一个单位,将导致扩展边际的数值增加０．０８０７ 个单位,说明我国农业技术水平的提高和农产品附加值的增加,有利于我国对日韩新型农产品种类的研发和出口.（２）在其它条件不变的情况下,日韩农业附加值占ＧＤＰ的比重每增加一个单位,将导致扩展边际的数值减少０．２４６４ 个单位,意味着日韩对农业的科学技术要求越高,高技术农产品的生产量越大,对外国同类产品的需求量相对减少,从而导致我国新的农产品种类出口难度加大.（３）在其它条件不变的情况下,我国农产品对日本出口的集约边际值相对于对韩国出口的集约边际值要小０．４５７１,说明我国新增种类的农产品相较日本在韩国市场更受欢迎.
对表２集约边际回归结果的分析可知：（１）日韩农业附加值占ＧＤＰ 的比重每增加一个单位,将导致扩展边际的数值增加０．０６４３ 个单位,意味着日韩对农业的科学技术要求较高,其本国高技术农产品的生产量越大,传统农产品相对更容易进入日韩市场,说明日韩对我国传统农产品的需求相对较大.（２）在其它条件不变的情况下,我国农产品对日本市场出口的扩展边际值相对于对韩国出口的扩展边际值要大０．１１４６,说明我国传统出口农产品相较韩国市场在日本市场更受欢迎.
四、政策建议
（一）高度重视农产品加工业,提升我国出口日韩市场农产品的附加值
实证分析也表明,中国农产品附加值的提升,有利于提高我国农产品在日韩市场的份额.因此,在农产品出口日韩市场时,不仅要保证符合食品安全的各种要求,而且要不断提高农产品附加值[２].例如,通过科学合理的生产方式,加大农产品生产的科技创新力度,提高农产品附加值.政府的相关部门也应加大农产品生产的科普宣传,建立农产品出口加工行业发展综合评价体系,从而推动农产品出口加工产业结构的调整.
（二）积极推动中日韩自贸区谈判,继续扩大传统农产品对日韩市场的出口
虽然中国农产品出口日韩市场的量较大,但２００２－２０１５年我国对日韩出口集约边际的贡献程度大于扩展边际的贡献程度,这说明我国的传统农产品出口种类较新增农产品出口种类更具优势.传统的农产品出口种类绝大多数属于劳动密集型产品,技术含量较低,面对日韩苛刻的检验检疫技术标准和覆盖面广的监视检查,这些产品的相对优势也遭到了威胁.要保证这些产品的绝对优势,我们必须积极参与中日韩三国之间的相关谈判,特别是关于农产品多国贸易的磋商和谈判[３].同时,有针对性地对出口日韩市场的农产品拟定符合目标市场要求的规范,如从立法层面明确“产品质量检验机构、认证机构出具的检验结果或证明不实”[４]等方面的法律责任,以此扩大我国农产品对日韩的出口[５].
(三)以中韩双边促中日韩三边合作,最终达成中日韩三国农业合作
随着区域全面经济伙伴关系协定谈判的推进、我国“一带一路”国家战略的提出及亚洲基础设施投资银行的成立,令中国在亚洲区域经济一体化的影响程度愈发加强.面对当前中日韩三国合作存在的诸多障碍,中国政府向来重视中日韩三国的合作,愿通过三方共同努力,化解矛盾,为三国乃至东北亚次区域的和平稳定和经济发展注入正能量.而农业开放问题一直是中日韩自贸区启动谈判以来的重点和难点,三国能否在农业问题上达成共识,将是推进自贸区建设的一项关键内容.中国可以首先推动中韩自贸区农产品贸易的谈判,在此基础上,以先行先试的中韩自贸区作为突破口,进一步推动中日韩贸易对话,最终促成三国农业合作.
参考文献
[1] 范爱军,刘馨遥．中国机电产品出口增长的二元边际[Ｊ]．世界经济研究,２０１２（５）．
[２] 王竹,钟琴．论产品质量检验、认证机构侵权责任———以本次《消费者权益保护法》的修改为中心．东方法学[Ｊ]．２０１３（５）：３３－４２．
[３] 鲍晓华,严晓杰． 我国农产品出口的二元边际测度及ＳＰＳ 措施的影响研究[Ｊ]．国际贸易问题,２０１４（０６）：４３－５２[４] 张宇青,周应恒,张晓恒． 中国对发达和不发达贸易对象的农产品出口二元边际差异分析[Ｊ]．国际贸易问题,２０１４（０１）：２９．
[５] 郑少峰．农产品质量安全：成因,伦理途径和研究趋势[Ｊ]．社会科学家,２０１６（０５）：８－１４．
［责任编校：唐鑫］
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