農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支影響范文

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一、建模

基于文獻的標準貿(mào)易收支模型和文獻［14］的貿(mào)易流量引力模型，文獻［15］提出如下貿(mào)易收支決定因素模型其中TBij是i國對j國的貿(mào)易收支，是i國對j國的出口，Mij是i國從j國的進口。GDPi是i國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPj是j國實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，表示i國和j國的潛在供給能力。PGNIi和PGNIj分別是i國和j國的實際人均國民收入，代表i國和j國的潛在需求能力。由于兩國間運輸成本不僅取決于雙方間的地理距離，還取決于雙邊的貿(mào)易量，i國和各伙伴國間的貿(mào)易量互不相同。所以，在模型(1)中僅以地理距離來測度運輸成本缺乏解釋力度。本文以i國和j國間貿(mào)易量占i國貿(mào)易總額的比重，乘以兩國間地理距離作為貿(mào)易加權(quán)距離，。在探討我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支影響因素時，本文采用i國對j國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支來替代模型(2)中i國對j國的貿(mào)易收支。為了反映各國農(nóng)產(chǎn)品的潛在供給能力，理想的指標應該是實際農(nóng)產(chǎn)品增加值，但為了剔除人口因素可能對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支產(chǎn)生的影響，選擇以實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值替代實際國內(nèi)生產(chǎn)總值。因此，模型(2)變形為:其中虛擬變量AC、GC和WTO分別表示1997年亞洲金融危機、2008年次貸危機和2001年我國加入世界貿(mào)易組織。在理論上，若相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值CPNVAj增加，則j國相對于我國的農(nóng)產(chǎn)品供給能力提高，于是j國對我國的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，從我國的農(nóng)產(chǎn)品進口反而減少，這樣我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支惡化，即β1≤0。若相對實際人均收入CPGNIj增加，則j國相對于我國的農(nóng)產(chǎn)品需求增加，于是j國從我國的農(nóng)產(chǎn)品進口增加，對我國的農(nóng)產(chǎn)品出口減少，進而我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支改善，即β2≥0。若在間接標價法下人民幣對j國貨幣的實際匯率RERj增加，則j國貨幣相對于人民幣貶值，于是j國相對于我國農(nóng)產(chǎn)品價格下降，進而j國對我國的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，從我國的農(nóng)產(chǎn)品進口減少，從而導致我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支惡化，即β3≤0。若貿(mào)易加權(quán)距離NWDj增加，則運輸成本升高，進而我國的農(nóng)產(chǎn)品進出口均有所降低。但是，我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支是改善還是惡化，取決于我國從j國的農(nóng)產(chǎn)品進口和對j國的農(nóng)產(chǎn)品出口哪個減幅更大，因此β4符號不確定。在加入WTO后，按照烏拉圭回合《農(nóng)產(chǎn)品協(xié)議》規(guī)定，我國應降低關(guān)稅和取消農(nóng)產(chǎn)品出口補貼，于是農(nóng)產(chǎn)品出口的比較優(yōu)勢降低。而降低關(guān)稅又會刺激我國農(nóng)產(chǎn)品的進口，我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支會惡化，即β5≤0和β6≤0。國際金融危機爆發(fā)導致信貸緊張、流動資金不足，貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品需求下降，致使我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支將惡化，即β7≤0。

二、數(shù)據(jù)來源及實證結(jié)果分析

因為經(jīng)濟合作與發(fā)展組織(OECD)中的29國和金磚4國，與我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占我國當年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額的比重在1995－2010年間平均為62.52%，本文以年度數(shù)據(jù)為樣本，以這33國與我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額為研究對象。在選擇數(shù)據(jù)樣本空間時，因為從1994年開始，人民幣匯率與外匯調(diào)劑價格兩者正式并軌，我國開始實行基于市場供求的、單一的、有管理的浮動匯率制，而匯率是影響貿(mào)易收支的一個主要因素，選擇的樣本空間是1995－2010年。本文以2000年美元度量的實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值和實際人均國民收入數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，在間接標價法下我國對各伙伴國貨幣的名義匯率和各國消費價格指數(shù)來自國際貨幣基金組織IFS數(shù)據(jù)庫，我國從貿(mào)易伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品名義進口額和名義出口額、我國農(nóng)產(chǎn)品名義進口總額和名義出口總額(單位:千美元)來自OECD數(shù)據(jù)庫，北京與各國首都間的地理距離(單位:公里)來自網(wǎng)站中的距離計算器。本文采用的計量軟件是Stata10.0，模型是建立在面板數(shù)據(jù)(包含變量個體與時間的二維數(shù)據(jù))基礎(chǔ)上的計量經(jīng)濟模型:首先，給出了面板數(shù)據(jù)基本模型的回歸結(jié)果，并剔除了相關(guān)回歸系數(shù)不顯著的變量;其次，利用可行廣義最小二乘法、標準差估計和自相關(guān)誤差結(jié)構(gòu)的隨機效應模型，修正面板回歸模型中存在的異方差和自相關(guān)問題。為了較有效地處理回歸中可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(差分廣義矩估計和系統(tǒng)廣義矩估計)對面板數(shù)據(jù)進行回歸，并進行相關(guān)實證結(jié)果的穩(wěn)健性分析，以便通過這些計量手段的處理，考察我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的主要影響因素和貢獻度。

1．基本模型回歸結(jié)果。對于面板數(shù)據(jù)，一般有三種基本的回歸模型:混合OLS模型、固定效應模型和隨機效應模型。表1中第(1)列是被解釋變量關(guān)于四個主要解釋變量(相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離)的回歸結(jié)果，第(2)－(4)列是在第(1)列估計的基礎(chǔ)上，依次增加虛擬變量的回歸結(jié)果。(1)－(4)列中面板數(shù)據(jù)的F檢驗、拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗結(jié)果均顯著拒絕原假設，Hausman檢驗結(jié)果不顯著，所以應該選擇隨機效應模型進行回歸估計。在表1中的第(1)－(4)列中基本模型(6)的回歸結(jié)果，說明解釋變量(相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均收入、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離、虛擬變量AC)的回歸系數(shù)符號與預期相一致，且都通過了顯著性檢驗。虛擬變量GC和WTO的回歸系數(shù)符號也與預期相同，但不具有顯著性，這說明加入WTO因素對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的影響程度較低;由于選擇的樣本空間止于2010年，在兩年時間內(nèi)國際金融危機對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的沖擊作用還沒有完全顯現(xiàn)出來。表1中第(5)列是方程(7)的隨機效應面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果，擬合優(yōu)度是0.3767，樣本容量為528，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值的回歸系數(shù)是－1.311，這說明伙伴國相對于我國的農(nóng)產(chǎn)品供給能力提高時，伙伴國在滿足國內(nèi)需求的情況下，農(nóng)產(chǎn)品的出口將增加。由于我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)供給能力相對不足，為了滿足國內(nèi)消費者不斷增長的差異化產(chǎn)品需求，我國將增加農(nóng)產(chǎn)品進口，減少農(nóng)產(chǎn)品出口，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況惡化。凱恩斯的“絕對收入”假說指出短期內(nèi)消費取決于收入，并且消費隨著收入的增多而增加。所以，伙伴國相對于我國的實際人均收入增加時，其相對消費需求也隨之增加。由于我國國內(nèi)需求相對不足，我國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)積極尋求出口，導致我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，從伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品進口減少，最終促使我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況得以改善。實際匯率不是外匯交易市場中真實存在的價格，它是名義匯率經(jīng)過物價水平調(diào)整后的匯率水平，其本質(zhì)是衡量兩種相對價格水平下的相對指標，它體現(xiàn)出商品交換過程中的實際供求信息。雙邊實際匯率增加時，人民幣相對于貿(mào)易伙伴國貨幣升值，我國農(nóng)產(chǎn)品價格相對升高，競爭力降低，我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口減少。由于貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品具有價格優(yōu)勢，我國從伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品進口將增加，綜合影響的結(jié)果是我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況惡化。另外，貿(mào)易加權(quán)距離每增加1%，我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支將降低0.805%。兩國間進行貿(mào)易時，運輸成本是不可避免的費用。當此成本增加時，一方面出口商生產(chǎn)企業(yè)的利潤降低，我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口減少;另一方面進口商的成本增加，我國從伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品進口減少。由于出口貿(mào)易中經(jīng)常涉及到FCA(貨交承運人)條款，導致農(nóng)產(chǎn)品出口減幅更大。所以，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況惡化。虛擬變量AC的回歸系數(shù)在10%水平下顯著為－0.211，相比于虛擬變量GC的回歸系數(shù)，此時虛擬變量AC的回歸系數(shù)顯著為負，說明區(qū)域性因素對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的影響比加入WTO因素更大，其原因是國家間更信賴區(qū)域性經(jīng)濟一體化行為，同時區(qū)域間較近的地理距離也使得我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易更易受到亞洲金融危機的沖擊。所以，1997年亞洲金融危機的爆發(fā)，使得我國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的融資難度加大，生產(chǎn)成本上升，農(nóng)產(chǎn)品出口減少，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況惡化。

2．修正異方差和自相關(guān)后的回歸結(jié)果。White異方差檢驗結(jié)果顯示chi2(19)=75.66，相伴概率是0.0000，拒絕原假設“不存在異方差”;Wooldridge自相關(guān)檢驗結(jié)果是F(1，32)=70.405，相伴概率是0.0000，拒絕原假設“不存在一階序列相關(guān)”;而方差膨脹因子(VIF)檢驗結(jié)果顯示，最大方差膨脹因子為2.57，遠小于10。隨機擾動項εjt的方差既不是常量，且εjt序列之間又存在某種相關(guān)性，所以回歸方程(7)存在異方差和殘差序列一階自相關(guān)，但是解釋變量間不存在嚴重的多重共線性問題。為修正回歸方程(7)中的異方差和自相關(guān)問題，用可行廣義最小二乘法(FGLS)估計誤差項存在一階自相關(guān)和異方差情形，用標準差估計(PCSE)修正隨機誤差項存在異方差或相關(guān)性情形，用迭代非線性估計技巧———自相關(guān)誤差結(jié)構(gòu)的隨機效應模型(AR(1)RE)———估計存在一階序列相關(guān)面板數(shù)據(jù)模型。結(jié)果顯示:解釋變量的回歸系數(shù)符號和預期一致，且均通過顯著性檢驗;FGLS估計中虛擬變量AC的系數(shù)符號為正數(shù)，PCSE和AR(1)RE估計中虛擬變量AC的系數(shù)符號是負值，但都不具有顯著性。這說明在修正異方差和自相關(guān)后，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的方向性影響仍不變，但受AC的影響卻有限，其原因是1997年發(fā)生的亞洲金融危機對中國的持續(xù)影響時間有限，大概在2000年左右就消失了。

3．動態(tài)面板回歸。內(nèi)生性問題的存在使得回歸方程的系數(shù)估計有偏且不一致，為了較為有效地處理方程(7)中可能存在的內(nèi)生性問題，可以采用動態(tài)面板據(jù)模型———差分廣義矩估計(差分GMM)和系統(tǒng)廣義矩估計(系統(tǒng)GMM)———進行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預定變量的滯后項和嚴格外生變量的差分作為工具變量進行估計，系統(tǒng)GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據(jù)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計和差分廣義矩估計結(jié)果，所有解釋變量的回歸系數(shù)符號和預期均一致，這說明在剔除內(nèi)生性問題之后，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的方向性影響不變;在5%顯著水平下，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC的回歸系數(shù)顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數(shù)不顯著，其原因是動態(tài)面板回歸中引入被解釋變量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻度。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支滯后1期變量lnNTB－1的回歸系數(shù)介于0.474－0.480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支增加1%，將使當期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支提高0.474%－0.480%，即前一期我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支增加將改善當期的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。在我國農(nóng)產(chǎn)品進口需求相對穩(wěn)定的狀態(tài)下，增加前一期我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口，將對當期我國農(nóng)產(chǎn)品出口公司有示范和激勵作用，使得當期我國農(nóng)產(chǎn)品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當期農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的影響最小。其原因是自1994年以來我國雖然放寬了對外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的調(diào)節(jié)作用受到了較大程度的限制。

4．穩(wěn)健性檢驗。為了考察文中計量結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對OECD中29國的樣本面板數(shù)據(jù)進行回歸;另一方面，縮短樣本空間至2002－2007年，以剔除金融危機和加入WTO帶來的影響，獲得較為穩(wěn)定變化的變量數(shù)據(jù)。回歸結(jié)果顯示四個主要解釋變量(相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離)的回歸系數(shù)符號以及顯著性水平均保持一致，僅僅系數(shù)大小稍微發(fā)生變化，且雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區(qū)間的縮短，對本文實證結(jié)果只產(chǎn)生很小的影響，所以文中的實證結(jié)果是穩(wěn)健的、可靠的。

三、結(jié)論和政策建議

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支是反映一國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易狀況的一個綜合性指標，該指標可以幫助判斷貿(mào)易國的農(nóng)產(chǎn)品在國際上的競爭力和其國內(nèi)的農(nóng)業(yè)發(fā)展水平。因此，分析我國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況，并找出影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的主要因素，在改善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況的同時，還可以保障國內(nèi)糧食生產(chǎn)安全，促進宏觀經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。依據(jù)文中的回歸結(jié)果，為改善我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的巨額逆差，本文提出如下政策建議:(1)提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量和多樣化程度，以及國際化農(nóng)產(chǎn)品的檢驗標準，增強我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，并積極鼓勵農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)參與國際競爭;(2)直接以資金或技術(shù)的形式補貼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以出口退稅的形式間接補貼出口企業(yè)，在增加農(nóng)產(chǎn)品供給的同時體現(xiàn)出國際競爭的價格優(yōu)勢;(3)在人民幣國際化的進程中實時測算匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格的影響，同步進行農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格調(diào)整，使貿(mào)易價格真正反映商品交易的實際供求信息;(4)建立“產(chǎn)－運－銷”一體化產(chǎn)業(yè)鏈，防范國際運輸物流風險，有效降低貿(mào)易運輸成本;(5)加強區(qū)域間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作，同時要時刻注意防范區(qū)域內(nèi)局部經(jīng)濟惡化的傳播和外溢效應。

作者：王明榮胡冰王明喜單位：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學經(jīng)濟學院對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)易學院