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(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)貿(mào)易收支模型和文獻(xiàn)［14］的貿(mào)易流量引力模型，文獻(xiàn)［15］提出如下貿(mào)易收支決定因素模型其中TBij是i國對(duì)j國的貿(mào)易收支，是i國對(duì)j國的出口，Mij是i國從j國的進(jìn)口。GDPi是i國實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值，GDPj是j國實(shí)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(shí)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(yùn)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(yùn)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(shí)，本文采用i國對(duì)j國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支來替代模型(2)中i國對(duì)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(biāo)應(yīng)該是實(shí)際農(nóng)產(chǎn)品增加值，但為了剔除人口因素可能對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支產(chǎn)生的影響，選擇以實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值替代實(shí)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(jī)、2008年次貸危機(jī)和2001年我國加入世界貿(mào)易組織。在理論上，若相對(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值CPNVAj增加，則j國相對(duì)于我國的農(nóng)產(chǎn)品供給能力提高，于是j國對(duì)我國的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，從我國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口反而減少，這樣我國對(duì)j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支惡化，即β1≤0。若相對(duì)實(shí)際人均收入CPGNIj增加，則j國相對(duì)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(jìn)口增加，對(duì)我國的農(nóng)產(chǎn)品出口減少，進(jìn)而我國對(duì)j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支改善，即β2≥0。若在間接標(biāo)價(jià)法下人民幣對(duì)j國貨幣的實(shí)際匯率RERj增加，則j國貨幣相對(duì)于人民幣貶值，于是j國相對(duì)于我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格下降，進(jìn)而j國對(duì)我國的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，從我國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口減少，從而導(dǎo)致我國對(duì)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(yùn)輸成本升高，進(jìn)而我國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口均有所降低。但是，我國對(duì)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(jìn)口和對(duì)j國的農(nóng)產(chǎn)品出口哪個(gè)減幅更大，因此β4符號(hào)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(yīng)降低關(guān)稅和取消農(nóng)產(chǎn)品出口補(bǔ)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(huì)刺激我國農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口，我國對(duì)j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支會(huì)惡化，即β5≤0和β6≤0。國際金融危機(jī)爆發(fā)導(dǎo)致信貸緊張、流動(dòng)資金不足，貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品需求下降，致使我國對(duì)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(shí)證結(jié)果分析

因?yàn)榻?jīng)濟(jì)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(dāng)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(duì)象。在選擇數(shù)據(jù)樣本空間時(shí)，因?yàn)閺?994年開始，人民幣匯率與外匯調(diào)劑價(jià)格兩者正式并軌，我國開始實(shí)行基于市場供求的、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制，而匯率是影響貿(mào)易收支的一個(gè)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(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值和實(shí)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(biāo)價(jià)法下我國對(duì)各伙伴國貨幣的名義匯率和各國消費(fèi)價(jià)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(jìn)口額和名義出口額、我國農(nóng)產(chǎn)品名義進(jìn)口總額和名義出口總額(單位:千美元)來自O(shè)ECD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(jì)算器。本文采用的計(jì)量軟件是Stata10.0，模型是建立在面板數(shù)據(jù)(包含變量個(gè)體與時(shí)間的二維數(shù)據(jù))基礎(chǔ)上的計(jì)量經(jīng)濟(jì)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(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)和自相關(guān)誤差結(jié)構(gòu)的隨機(jī)效應(yīng)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(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(差分廣義矩估計(jì)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì))對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，并進(jìn)行相關(guān)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性分析，以便通過這些計(jì)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(xiàn)度。

1．基本模型回歸結(jié)果。對(duì)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(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。表1中第(1)列是被解釋變量關(guān)于四個(gè)主要解釋變量(相對(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對(duì)實(shí)際人均國民收入、雙邊實(shí)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(jì)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(yàn)、拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗(yàn)結(jié)果均顯著拒絕原假設(shè)，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，所以應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行回歸估計(jì)。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(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對(duì)實(shí)際人均收入、雙邊實(shí)際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離、虛擬變量AC)的回歸系數(shù)符號(hào)與預(yù)期相一致，且都通過了顯著性檢驗(yàn)。虛擬變量GC和WTO的回歸系數(shù)符號(hào)也與預(yù)期相同，但不具有顯著性，這說明加入WTO因素對(duì)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(shí)間內(nèi)國際金融危機(jī)對(duì)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(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，擬合優(yōu)度是0.3767，樣本容量為528，相對(duì)實(shí)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(duì)于我國的農(nóng)產(chǎn)品供給能力提高時(shí)，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(duì)不足，為了滿足國內(nèi)消費(fèi)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(jìn)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(duì)收入”假說指出短期內(nèi)消費(fèi)取決于收入，并且消費(fèi)隨著收入的增多而增加。所以，伙伴國相對(duì)于我國的實(shí)際人均收入增加時(shí)，其相對(duì)消費(fèi)需求也隨之增加。由于我國國內(nèi)需求相對(duì)不足，我國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)積極尋求出口，導(dǎo)致我國對(duì)伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口增加，從伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)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(shí)際匯率不是外匯交易市場中真實(shí)存在的價(jià)格，它是名義匯率經(jīng)過物價(jià)水平調(diào)整后的匯率水平，其本質(zhì)是衡量兩種相對(duì)價(jià)格水平下的相對(duì)指標(biāo)，它體現(xiàn)出商品交換過程中的實(shí)際供求信息。雙邊實(shí)際匯率增加時(shí)，人民幣相對(duì)于貿(mào)易伙伴國貨幣升值，我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相對(duì)升高，競爭力降低，我國對(duì)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(jià)格優(yōu)勢，我國從伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)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(duì)伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支將降低0.805%。兩國間進(jìn)行貿(mào)易時(shí)，運(yùn)輸成本是不可避免的費(fèi)用。當(dāng)此成本增加時(shí)，一方面出口商生產(chǎn)企業(yè)的利潤降低，我國對(duì)伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口減少;另一方面進(jìn)口商的成本增加，我國從伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口減少。由于出口貿(mào)易中經(jīng)常涉及到FCA(貨交承運(yùn)人)條款，導(dǎo)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(shí)虛擬變量AC的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明區(qū)域性因素對(duì)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(jì)一體化行為，同時(shí)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(jī)的沖擊。所以，1997年亞洲金融危機(jī)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(yàn)結(jié)果顯示chi2(19)=75.66，相伴概率是0.0000，拒絕原假設(shè)“不存在異方差”;Wooldridge自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果是F(1，32)=70.405，相伴概率是0.0000，拒絕原假設(shè)“不存在一階序列相關(guān)”;而方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，最大方差膨脹因子為2.57，遠(yuǎn)小于10。隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)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(yán)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(jì)誤差項(xiàng)存在一階自相關(guān)和異方差情形，用標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)(PCSE)修正隨機(jī)誤差項(xiàng)存在異方差或相關(guān)性情形，用迭代非線性估計(jì)技巧———自相關(guān)誤差結(jié)構(gòu)的隨機(jī)效應(yīng)模型(AR(1)RE)———估計(jì)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(hào)和預(yù)期一致，且均通過顯著性檢驗(yàn);FGLS估計(jì)中虛擬變量AC的系數(shù)符號(hào)為正數(shù)，PCSE和AR(1)RE估計(jì)中虛擬變量AC的系數(shù)符號(hào)是負(fù)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(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對(duì)實(shí)際人均國民收入、雙邊實(shí)際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離對(duì)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(jī)對(duì)中國的持續(xù)影響時(shí)間有限，大概在2000年左右就消失了。

3．動(dòng)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(jì)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(dòng)態(tài)面板據(jù)模型———差分廣義矩估計(jì)(差分GMM)和系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(系統(tǒng)GMM)———進(jìn)行回歸。其中，差分GMM計(jì)利用被解釋變量的滯后項(xiàng)、預(yù)定變量的滯后項(xiàng)和嚴(yán)格外生變量的差分作為工具變量進(jìn)行估計(jì)，系統(tǒng)GMM引入被解釋變量差分的滯后項(xiàng)與隨機(jī)誤差項(xiàng)正交矩條件。根據(jù)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)和差分廣義矩估計(jì)結(jié)果，所有解釋變量的回歸系數(shù)符號(hào)和預(yù)期均一致，這說明在剔除內(nèi)生性問題之后，相對(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對(duì)實(shí)際人均國民收入、雙邊實(shí)際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC對(duì)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(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、雙邊實(shí)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(duì)實(shí)際人均國民收入的回歸系數(shù)不顯著，其原因是動(dòng)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(xiàng)作為解釋變量，降低了相對(duì)實(shí)際人均國民收入對(duì)被解釋變量的貢獻(xiàn)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(duì)伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支增加1%，將使當(dāng)期對(duì)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(dāng)期的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。在我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)下，增加前一期我國對(duì)伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口，將對(duì)當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品出口公司有示范和激勵(lì)作用，使得當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品公司增加對(duì)伙伴國的出口，從而改善我國對(duì)伙伴國的當(dāng)期農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。此外，雙邊實(shí)際匯率的回歸系絕對(duì)值最小，這說明雙邊實(shí)際匯率對(duì)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(duì)外匯的管制，但仍然實(shí)行有管理的浮動(dòng)匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動(dòng)匯率制，匯率對(duì)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(yàn)。為了考察文中計(jì)量結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，一方面可以減少研究對(duì)象，對(duì)OECD中29國的樣本面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸;另一方面，縮短樣本空間至2002－2007年，以剔除金融危機(jī)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(gè)主要解釋變量(相對(duì)實(shí)際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對(duì)實(shí)際人均國民收入、雙邊實(shí)際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離)的回歸系數(shù)符號(hào)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(shí)際匯率的回歸系數(shù)絕對(duì)值也是最小的。因此，無論是研究對(duì)象的減少還是樣本區(qū)間的縮短，對(duì)本文實(shí)證結(jié)果只產(chǎn)生很小的影響，所以文中的實(shí)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(gè)綜合性指標(biāo)，該指標(biāo)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(shí)，還可以保障國內(nèi)糧食生產(chǎn)安全，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)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(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，增強(qiáng)我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，并積極鼓勵(lì)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(bǔ)貼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以出口退稅的形式間接補(bǔ)貼出口企業(yè)，在增加農(nóng)產(chǎn)品供給的同時(shí)體現(xiàn)出國際競爭的價(jià)格優(yōu)勢;(3)在人民幣國際化的進(jìn)程中實(shí)時(shí)測算匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價(jià)格的影響，同步進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價(jià)格調(diào)整，使貿(mào)易價(jià)格真正反映商品交易的實(shí)際供求信息;(4)建立“產(chǎn)－運(yùn)－銷”一體化產(chǎn)業(yè)鏈，防范國際運(yùn)輸物流風(fēng)險(xiǎn)，有效降低貿(mào)易運(yùn)輸成本;(5)加強(qiáng)區(qū)域間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作，同時(shí)要時(shí)刻注意防范區(qū)域內(nèi)局部經(jīng)濟(jì)惡化的傳播和外溢效應(yīng)。

作者：王明榮胡冰王明喜單位：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院