基于CMS模型的中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易變動分析

籍丹寧 曲麗華

摘要通過分析中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的總量和結(jié)構(gòu)特征，運用CMS模型實證分析中國對俄農(nóng)產(chǎn)品出口變動的影響因素。結(jié)果表明，第一階段（2008—2013年），中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長的主導(dǎo)因素是增長效應(yīng)；第二階段（2014—2016年），綜合競爭力效應(yīng)是出口增長的主導(dǎo)因素，增長效應(yīng)和動態(tài)交叉效應(yīng)起了明顯的阻礙作用。

關(guān)鍵詞CMS模型；農(nóng)產(chǎn)品出口；中國；俄羅斯

中圖分類號S-9文獻(xiàn)標(biāo)識碼

A文章編號0517-6611（2017）32-0221-03

Analysis of Fluctuation Factors of China to Russian Agriculture Products Export Based on CMS Model

JI Danning1，QU Lihua2（1.Heilongjiang University of Science and Technology，Harbin，Heilongjiang 150022；2.Harbin Customs，Harbin，Heilongjiang 150001）

AbstractThe export volume and structural features of Chinese agriculture products to Russian were analyzed.The factors influencing Chinese agricultural products export to Russian were studied by CMS model.The results showed that the dominant factor in agricultural products export growth of China to Russian was the growth effect in the first phrase（2008-2013）；in the second stage（2014-2016），the comprehensive competitiveness effect was the dominant factor of export growth，and the growth effect and the dynamic cross effect played an obvious hindering role.

Key wordsCMS model；Agriculture products export；China；Russian

中國是國際上重要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易大國，據(jù)中國海關(guān)總署的統(tǒng)計，2016年中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額為1 832.4億美元，其中出口總額達(dá)到711億美元，進(jìn)口總額1 021.4億美元，貿(mào)易逆差310.4億美元。俄羅斯也是世界上重要的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口國[1]，2016年進(jìn)口額為234.95億美元，同時也是中國重要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易伙伴。在中國全面發(fā)展“一帶一路”戰(zhàn)略及“中蒙俄經(jīng)濟(jì)走廊”建設(shè)方針的指引下，中俄的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也將迎來新的發(fā)展機遇。筆者以俄羅斯作為研究對象，運用恒定市場份額模型（CMS模型）分析2008—2016年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的變動情況及影響因素。

1中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易現(xiàn)狀分析

1.1出口額波動較大，有增有減2008年以來，中國對俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品出口呈現(xiàn)不規(guī)則的波動，且波動幅度較為明顯（圖1）。2008—2014年中國對俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品出口總體上呈增長態(tài)勢，年均增長率為15.26%，2014年對俄農(nóng)產(chǎn)品出口額也達(dá)到了近幾年的最高峰，2015年則大幅下滑，下降了22.09%，2016年又有所回升，增長率為8.9%。這種波動趨勢和中國農(nóng)產(chǎn)品出口總額的變動趨勢相一致，但不論是增長還是下降，波動幅度都更劇烈（圖2）。如2009年中國農(nóng)產(chǎn)品出口總體下降了1.69%，而對俄農(nóng)產(chǎn)品出口額則下降了16.20%，2014和2016年中國農(nóng)產(chǎn)品總出口額分別增長了6.11%和4.32%，而對俄農(nóng)產(chǎn)品出口額則增長了10.51%和8.91%。

從市場份額上來看，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額占中國農(nóng)產(chǎn)品出口總額的比重比較穩(wěn)定，維持在2.5%～3.4%，市場份額相對較小。而從俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的市場分布來看，進(jìn)口自中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額僅占進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品總額的5%左右，說明中俄之間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易還有很大發(fā)展?jié)摿Α?/p>

1.2出口產(chǎn)品類別比較集中參照WTO農(nóng)產(chǎn)品協(xié)議，農(nóng)產(chǎn)品統(tǒng)計口徑包括HS編碼體系中的第01～24章，再按照中國的《海關(guān)統(tǒng)計商品目錄》將農(nóng)產(chǎn)品分為4大類：第01～05章的活動物；第06～10章的植物產(chǎn)品；第15章的動植物油脂；第16～24章的食品飲料[2]。中國對俄羅斯出口的農(nóng)產(chǎn)品主要集中在植物產(chǎn)品和食品飲料兩大類（圖3），出口貿(mào)易額較大，各年占比均達(dá)到85%以上，個別年份甚至占到90%以上（表1）；而動植物油脂的出口量很小，2012年出口量最大時也僅有725萬美元，占農(nóng)產(chǎn)品出口的份額比較穩(wěn)定的保持在0.2%～0.4%。

此外，從出口類別的構(gòu)成上看，植物產(chǎn)品和食品飲料兩大類產(chǎn)品不論是出口額還是出口份額都有較大波動。植物產(chǎn)品出口額總體呈上升趨勢，但是占比呈先升后降再升的變動，2013年占比最低，僅有35%，2016年達(dá)到最高值接近50%；食品飲料的出口波動較為明顯，不論是絕對值還是出口份額都呈現(xiàn)先降后升再降的變動；活動物產(chǎn)品出口額先升后降，出口份額維持在15%以下；動植物油脂的出口變動較小，相對比較穩(wěn)定。

2中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口變動的影響因素分析

以上數(shù)據(jù)表明，近幾年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易無論是在出口規(guī)模還是產(chǎn)品結(jié)構(gòu)上都處在動態(tài)變化之中。對于具體變動的原因，借助CMS模型進(jìn)行定量分析。

2.1CMS模型該模型是由Tyszynski于1951年最先提出并應(yīng)用于國際貿(mào)易領(lǐng)域的，后經(jīng)Leamer、Jepma以及Milana等的修改和完善[3]，已經(jīng)成為國際貿(mào)易領(lǐng)域的重要分析工具，主要用于研究出口產(chǎn)品的國際競爭力和出口貿(mào)易增長的影響因素[4]。

該研究主要分析中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易變動的影響因素，因為單一分析俄羅斯市場，因此將CMS模型中的市場結(jié)構(gòu)因素剔除[5]，模型第一層分解公式為：

Δq=ip0iΔqi+iΔpiq0i+iΔpiΔqi

（結(jié)構(gòu)效應(yīng)） （競爭力效應(yīng)） （交叉效應(yīng)）

模型第二層分解公式為：

Δq=p0Δq+（ip0iΔqi-p0Δq）+q0Δp+（iΔpiq0i-q0Δq）+（qt/q0-1）iΔpiq0i+[iΔpiΔqi-（qt/q0-1）iΔpiq0i]

模型中，p表示俄羅斯進(jìn)口自中國的農(nóng)產(chǎn)品在其農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口總額中所占的份額；pi表示俄羅斯進(jìn)口自中國的i類農(nóng)產(chǎn)品在其i類農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口總額中所占的份額；q表示俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口總額；qi表示俄羅斯i類農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額；Δ表示2個時期之間的變化量；上角標(biāo)0表示起始年份，t表示當(dāng)前年份；下角標(biāo)i表示i類農(nóng)產(chǎn)品。

在第二層分解中，結(jié)構(gòu)效應(yīng)分為增長效應(yīng)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應(yīng)；競爭力效應(yīng)分為綜合競爭力效應(yīng)和產(chǎn)品競爭力效應(yīng)；交叉效應(yīng)分為凈交叉效應(yīng)和動態(tài)交叉效應(yīng)[6]。結(jié)合該研究內(nèi)容，增長效應(yīng)反映的是因俄羅斯對農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口需求增長而導(dǎo)致的中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長；產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應(yīng)反映的是中國出口到俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品與俄羅斯進(jìn)口增長較快農(nóng)產(chǎn)品之間的匹配程度；綜合競爭力效應(yīng)顯示的是中國整體農(nóng)產(chǎn)品出口份額的增長對出口俄羅斯市場增長的貢獻(xiàn)；產(chǎn)品競爭力效應(yīng)則顯示特定種類農(nóng)產(chǎn)品出口份額增長對俄羅斯出口市場增長的貢獻(xiàn)；凈交叉效應(yīng)衡量中國農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)的變動與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口規(guī)模變動的交互作用導(dǎo)致的中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額的變化；動態(tài)交叉效應(yīng)衡量的是中國農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)變動與俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口結(jié)構(gòu)變動的交互作用而帶來的中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額的變化。

2.2數(shù)據(jù)來源目前，在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易研究中，不同學(xué)者或研究機構(gòu)選取的農(nóng)產(chǎn)品范圍主要參考的是“標(biāo)準(zhǔn)國際貿(mào)易分類（SITC）”和“商品名稱和編碼協(xié)調(diào)制度（HS）”2種分類方法。該研究采用HS2002分類方法，農(nóng)產(chǎn)品范圍涵蓋HS編碼第01～24章，為保證統(tǒng)計口徑的一致性，全部數(shù)據(jù)均來源于聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫；樣本期為2008—2016年，以2013年為分界點，分為2個階段研究。

2.3模型分析結(jié)果表2顯示了2008—2016年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口變動的具體情況。

2.3.1第一層分解。2008—2013年，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額總體呈上升趨勢，其中結(jié)構(gòu)效應(yīng)為160.58%，對出口額的增長起到了主導(dǎo)性作用，帶動中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長5.43億美元；競爭力效應(yīng)為負(fù)值，對出口增長起了阻礙作用，說明在俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品市場上中國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力有所下降，導(dǎo)致出口額減少7.45億美元；交叉效應(yīng)亦為負(fù)值，說明中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)的變化與俄羅斯進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的結(jié)構(gòu)變化不一致，致使出口到俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品減少了1.31億美元。因此，2008—2013年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品的出口增長完全是基于結(jié)構(gòu)效應(yīng)的作用。

2014—2016年，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額呈下降趨勢，結(jié)構(gòu)效應(yīng)由上一階段的正值變?yōu)樨?fù)值，由促進(jìn)作用變成了阻礙作用，而競爭力效應(yīng)則變負(fù)為正，說明中國農(nóng)產(chǎn)品在俄羅斯市場具有很強的競爭力，交叉效應(yīng)仍為負(fù)值。表明這一期間，結(jié)構(gòu)效應(yīng)和交叉效應(yīng)共同作用壓制了我國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，使得對俄農(nóng)產(chǎn)品出口額下降了2.95億美元。

2.3.2第二層分解。從結(jié)構(gòu)效應(yīng)的分解來看，增長效應(yīng)在兩個時期均居于主導(dǎo)地位，但所發(fā)揮的作用截然不同。2008—2013年，增長效應(yīng)和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應(yīng)均為正值，分別是117.72%和42.86%，表明俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求的增加以及中國農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)符合俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求對中國對俄農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易起到了促進(jìn)作用，分別使出口增長了3.98億美元和1.45億美元，其中俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求的增加占據(jù)了主導(dǎo)作用。2014—2016年，產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應(yīng)仍為正值，但對出口增長的貢獻(xiàn)明顯下降，從42.86%下降到了3.06%；而增長效應(yīng)的變化則更加顯著，不僅由正值變?yōu)榱素?fù)值，且減少了6.56億美元，顯現(xiàn)出巨大的阻礙作用。這主要是源于2014年俄羅斯遭遇西方經(jīng)濟(jì)制裁之后，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下滑嚴(yán)重，且通貨膨脹率持續(xù)居高不下，居民購買力受到嚴(yán)重影響，制約了中國農(nóng)產(chǎn)品的出口。

從競爭力效應(yīng)的分解來看，綜合競爭力效應(yīng)是影響出口變動的重要因素，但2個時期呈現(xiàn)相反的作用。2008—2013年綜合競爭力對出口增長的貢獻(xiàn)為-13.69%，說明這一時期，中國農(nóng)產(chǎn)品的整體競爭力較弱，阻礙了出口，使出口額減少了0.46億美元，產(chǎn)品競爭力為-6.48%，說明中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)的變化不適應(yīng)俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品市場需求的變化，從而對整體競爭力起負(fù)面影響，進(jìn)一步使出口額減少了0.28億美元。2014—2016年，整體競爭力有了大幅的提升，不僅由上一期的負(fù)值變成了正值，且是這一階段出口增長的主要影響因素，表明在該階段，中國農(nóng)產(chǎn)品整體競爭力的提高對俄羅斯出口市場的增長有積極的貢獻(xiàn)，帶動出口總額增長了230.51%；產(chǎn)品競爭力效應(yīng)也由負(fù)值變成了正值，但正效應(yīng)相對較小，僅為23.56%，對出口的促進(jìn)作用比較有限，但說明自2014年以后中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)朝著適應(yīng)俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品市場需求變化進(jìn)行著有益的調(diào)整。

從交叉效應(yīng)的分解來看，2個階段的動態(tài)交叉效應(yīng)均為負(fù)值，且阻礙作用呈顯著增強趨勢，從第一階段的-32.09%擴(kuò)大到-202.39%，表明中國農(nóng)產(chǎn)品在俄羅斯進(jìn)口需求增長較慢的產(chǎn)品市場上擁有較大的市場份額，而在俄羅斯進(jìn)口需求增長較快的產(chǎn)品市場上，中國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力提高緩慢，因而占有較小的市場份額。

3結(jié)論

以俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口市場作為分析對象，從出口貿(mào)易額、出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)等方面，分析了中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的基本狀況，并運用恒定市場份額模型，對出口變動的影響因素進(jìn)行了分析，得出以下結(jié)論。

（1）2008—2013年，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額平穩(wěn)上升。在這一階段，出口增長主要歸因于增長效應(yīng)，即俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口需求的大幅增長所帶來的出口增長，而競爭力效

應(yīng)和交叉效應(yīng)均為負(fù)值，對農(nóng)產(chǎn)品的出口是負(fù)面影響。

（2）2014—2016年，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額呈現(xiàn)大幅下滑。在這一階段，增長效應(yīng)不僅大幅下降，且由正值變?yōu)樨?fù)值，嚴(yán)重制約了對俄農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易，而綜合競爭力效應(yīng)變負(fù)為正，緩解了增長效應(yīng)所起的阻礙作用，但基于動態(tài)交叉效應(yīng)的負(fù)面影響在這一階段的增強，導(dǎo)致這一階段的出口額呈現(xiàn)明顯的下滑態(tài)勢，減少了2.95億美元。

總體來說，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的變動主要依賴于俄羅斯進(jìn)口需求的變化和中國農(nóng)產(chǎn)品的綜合競爭力水平，而產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和競爭力對出口貿(mào)易的影響相對較小。

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