中國與絲綢之路經濟帶主要國家農產品貿易增長分解及影響因素
——基于CMS模型與拓展引力模型的實證分析

曾 虹

(嘉興職業技術學院，浙江嘉興 314036)

《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》的發布，標志著中國與“一帶一路”國家的合作進入新階段。一方面入世后中國對絲綢之路經濟帶農產品的出口有突飛猛進的增長[1]；另一方面絲綢之路經濟帶主要國家在農業上具有比較優勢與中國存在農業資源及農產品的互補，可見中國與絲綢之路經濟帶主要國家農產品貿易的研究對于中國糧食安全、重要農產品供給戰略以及農業安全與貿易均有重要意義[2-3]。目前，學術界圍繞中國與絲綢之路經濟帶國家之間的貿易研究已經展開，但關于農產品貿易增長潛力的實證研究較少。因此，本試驗以中國與絲綢之路主要國家的農產品貿易為研究對象，用恒定市場份額模型測算中國與絲綢之路主要國家農產品貿易增長動力，并利用拓展后的引力模型實證分析中國和絲綢之路國家間雙邊農產品貿易的影響因素[4-6]，進而提出促進中國和相關國家有效開展農產品貿易的對策建議。

1 貿易增長分解

入世以后中國對絲綢之路經濟帶農產品的出口有了突飛猛進的增長。2002年中國對俄羅斯(簡稱俄)農產品的出口額為4.4億美元，2015年增加到17億美元，增長了2.86倍；而中國對哈薩克斯坦(簡稱哈)農產品的出口額也由207.05萬美元增加到2 245.9萬美元，增幅高達9.85倍。那么農產品貿易增長背后的因素分解是怎樣的呢？

1.1 恒定市場份額模型

恒定市場份額模型(constant market shares analysis，CMS)認為2國的雙邊貿易增長取決于2國的相互需求及彼此產品的國際競爭力，因此該模型成為目前研究貿易增長動因和國際競爭力使用較多的模型，本研究借鑒Jepma的CMS模型對貿易增長進行第2層次因素分解。

(1)

可將公式(1)簡化表示成：

x=m+s(m+1)=m+s+sm。

(2)

即出口增長率=市場擴大效應+競爭力效應=市場擴大(結構)+市場份額增長+二階相互作用。其中市場擴大效應m(別稱結構效應)表示由于進口國進口需求規模及進口結構變動引致的1國出口額的增長；競爭力效應s(m+1)表示1國的出口增長與世界進口需求結構的匹配程度，即該國出口商品競爭力提升引致的出口額增長，由兩部分組成，即市場份額增長率s、二階相互作用效應sm。具體分別表示如下。

(3)

式中：Xij表示國家i對國家j的出口額；Mj表示國家j的進口額；0表示基期，t表示報告期。本研究使用中國入世后2002—2015年的貿易數據，根據公式(2)和公式(3)測算中國與絲綢之路主要國家的農產品出口增長并對其進行因素分解。根據WTO農產品協議中的定義，農產品包括HS前24章的產品以及其他章部分產品。本研究測算了中國與絲綢之路經濟帶6個國家的貿易增長分解，具體包括俄羅斯和中亞5國，即哈薩克斯坦(簡稱哈)、烏茲別克斯坦(簡稱烏)、土庫曼斯坦(簡稱土)、吉爾吉斯斯坦(簡稱吉)、塔吉克斯坦(簡稱塔)。貿易數據來自WTO COMTRAE數據庫。

1.2 增長分解測算

為了對中國與絲綢之路經濟帶主要國家農產品出口增長分解全面、細致、精準地認識，分別將研究期進一步細分為2002—2006、2007—2011、2012—2015年3個區間；此外為了進行不同國別間以及同一國別橫向比較和縱向比較，在分時間區間的基礎上又分別測算了各區間內的定基指數和環比指數，其中環比指數的構建與測算在前人的研究中并未涉及。由于部分數據的不可獲得性，最終測算結果見表1、表2(由于WTO CONTRADE數據庫中相關年份僅有俄羅斯、吉爾吉斯斯坦、哈薩克斯坦的進口數據，沒有土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦和塔吉克斯坦的進口數據，受限于數據的不可獲得性，只能進行中國對前3個國家出口增長因素分解及測算中國對后3個國家的出口增長情況)。

表1 中國對俄、哈、吉農產品出口增長因素分解 %

注：原始數據來源于COMTRADE數據庫，經計算獲得。表2同。

表2 中國對塔、土、烏農產品出口增長 %

測算結果表明，從以2002年為基期的出口定基增長指數來看，中國入世后的14年間對絲綢之路經濟帶主要國家農產品出口增長均為正值，并均迅速且大幅地增長，其中增長幅度最大的依次是吉爾吉斯斯坦和塔吉克斯坦，增幅分別高達2 930.50%、1 450.14%；增長幅度最小的是俄羅斯，但其增幅也高達286.36%，可見增長之迅速。從分階段的出口增長環比指數來看，2002—2015年的3個細分階段中俄、中哈、中吉、中塔的出口增速均有明顯的放緩趨勢，以中俄為例，第1個階段2002—2006年出口增幅為90.91%，到第3個階段2012—2015年出口增幅跌至-5.56%，一方面可能是中對俄農產品出口基數較大導致出口增速放緩，另一方面可能是出口規模在2011年之后出現縮減可能是因為俄羅斯在2011年加入WTO使得其貿易伙伴多元化，同時中土、中烏的出口增速則呈現波動性。

鑒于數據的可獲得性，本研究只能對中俄、中哈、中吉的出口增長進行第2層次的分解(表1)。從2002年為基期的定基指數來看，中國對3國的競爭力效應均為正，且在各種效應中貢獻最大，其中競爭力效應貢獻最大的是對吉爾吉斯斯坦的出口，2015年該指數高達2 921.7%，即使最低的俄羅斯該指數也高達281.2%，可見產品競爭力對中國出口增速貢獻最大。此外對比競爭力效應指數從國別來看，中國對吉爾吉斯斯坦農產品出口競爭優勢最明顯，而對俄羅斯、哈薩克斯坦的農產品出口競爭力還須進一步提升。而對競爭力效應的進一步分解顯示，從2002年為基期的定基指數來看，雖然個別細分階段期間中國對3國農產品出口的市場擴大效應、市場增長份額出現負值，但到研究樣本期末2015年中國對3國的市場擴大效應、市場增長份額為正；同時二階相互作用效應則始終為正。

2 實證結果與分析

2.1 拓展的引力模型設定及數據處理

本研究使用拓展的引力模型實證研究中國與絲綢之路經濟帶主要國家農產品貿易的影響因素。引力模型中最經典的解釋變量是2國的經濟規模GDP(或人口規模)和距離，在此基礎上學者們不斷地加入其他元素，如2國是否接壤、是否使用相同的語言、是否成立FTA等。解釋變量的選取在前人對引力模型研究的基礎上，結合本研究對象的獨特性進行有針對性的拓展。考慮到農業的特殊性，研究模型增加了土地資源稟賦、2國人均GDP差距2個解釋變量；因為農業是典型的土地密集型行業，設置了土地資源稟賦指標以反映1國在農業上的比較優勢；而2國人均GDP差距則反映了雙方經濟發展水平的差距，或者說1國在綜合稟賦上的比較優勢，最終本研究拓展的引力模型構建見公式(4)。

traij(ex?im)t=α0+α1gdpit+α2gdpjt+α3disij+α4lanjt+α5gapijt+α6wtoijt+μit。

(4)

式中：被解釋變量traij(ex?im)t表示t期中國與某貿易伙伴國的貿易額取對數，ex表示出口額，im表示進口額，即本研究分別對雙邊出口額和雙邊進口額進行實證回歸。解釋變量中gdpit表示t期中國的國內生產總值取對數；gdpjt表示t期貿易伙伴國的國內生產總值取對數；disij表示中國與貿易國距離取對數；lanjt表示t期貿易伙伴國的土地資源稟賦，用人均國土面積取對數表示；gapijt表示t期貿易伙伴國與中國的人均國內生產總值差距，經全部同距平移為正數后取對數處理(因有些貿易伙伴國人均國內生產總值大于中國，有些國家小于中國，國家間人均收入差距有正值、也有負值，無法直接取對數，因此先將所有的國家間人均收入差距原始值進行同等幅度的向上平移致均為正值，平移后數據再取對數)；wtoijt表示2國在t期是否同為WTO成員，如果是則取1，否則取0。

本試驗的研究樣本期間為2002—2015年，貿易數據來自WTO的COMTRADE數據庫；各國的國內生產總值GDP按照2015年不變價格美元計價，百萬美元；各國總人口選用年中人數，千人。GDP和人口數據來自于CONFERENCE-BORDER Total Economy Database，國家間距離來自CEPII數據庫，國土面積數據來自于聯合國UNCTAD的STAT數據庫。

2.2 出口的拓展引力模型回歸結果

對中國與絲綢之路主要國家農產品出口額進行回歸分析，涉及跨國面板模型，要進行一系列檢驗。首先Hausman檢驗顯示，chi=195.30，P=0.000 00，拒絕了原假設，所以選取固定效應模型；其次異方差檢驗顯示，chi=119.56，P=0.000 0，拒絕了原假設，說明存在異方差；再次序列相關檢驗顯示，F=9.261，P=0.028 6，拒絕了原假設，說明存在一階序列相關；最后截面相關檢驗顯示，Frees′=0.039<0.184 1(0.10的臨界值)，接受原假設，說明截面間不存在相關性。因此，采取綜合處理方法回歸，回歸結果見表3第1列；由于個別變量不顯著，因此又剔除不顯著變量進行回歸，回歸結果見表3第2列。

表3 拓展引力模型的回歸結果——出口

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上差異顯著。表4同。

從對中國雙邊農產品出口額的回歸結果來看，中國和貿易伙伴國的國內生產總值均顯著：中國經濟規模gdpi為正顯著，貿易伙伴國經濟規模gdpj為負顯著，說明中國的農產品出口對于進口國而言存在進口替代現象，即進口國經濟越增長從中國進口農產品越少，越不利于中國對該國農產品出口。2國的地理距離對出口的影響為負，但并不顯著，原因可能是中國出口絲綢之路主要國家的農產品屬于較高質量的產品，符合“華盛頓蘋果”效應理論，因此降低了距離運輸成本對貿易的影響。貿易伙伴國的土地稟賦對中國和該國雙邊出口有負向的顯著影響，符號與理論預期保持一致，值得指出的是該變量的系數絕對值最大，說明貿易伙伴國的土地稟賦對中國農產品雙邊出口影響最大。貿易伙伴國與中國人均收入的差距顯著負向影響了中國對伙伴國的出口，說明貿易伙伴國經濟發展水平越高于中國，越會使得中國對其出口的農產品減少，這也驗證了模型中前2個變量(gdpi、gdpj)的回歸結果，原因可能是本研究考察的貿易伙伴國家大多農業資源豐富，與中國農產品貿易互補性較強，這些國家從中國進口農產品具有進口替代性質，伴隨著伙伴國經濟發展水平的提高，其進口替代能力增強。雙方同為WTO成員對出口有顯著正向影響，這也與中國農產品雙邊出口增長分解結果保持一致。

2.3 進口的拓展引力模型回歸結果

由于WTO COMTRADE中并未匯報2005—2010年中國從塔吉克斯坦的進口額，所以只能對中國與其余5國的數據進行回歸，回歸步驟與出口回歸步驟相同，且采取相同方法對跨國面板數據進行各種檢驗并確定選取固定效應模型，最終也采取綜合處理方法回歸，回歸結果見表4第1列；由于個別變量不顯著，因此剔除不顯著變量后進行回歸，回歸結果見表4第2列。

從中國雙邊農產品進口額的回歸結果來看，與理論預期保持一致中國經濟規模對雙邊進口有顯著正向影響；而貿易伙伴國經濟規模有正影響，但該影響并不顯著，原因可能是在進口貿易中是進口國而非出口國擁有貿易主導權。距離對雙邊進口產生顯著負向影響，該變量系數絕對值大小僅次于貿易伙伴國土地稟賦，可見距離運輸成本對雙邊貿易產生較大影響，這是因為一方面絲綢之路主要國家與中國貿易以鐵路和公路運輸為主，成本較高，另一方面中國從絲綢之路主要國家進口產品中大路貨比重較高，因此距離運輸成本對貿易產生顯著負影響。貿易伙伴國土地資源稟賦對進口存在顯著正向影響，同出口的回歸保持一致，即該系數絕對值在所有解釋變量中也最大，說明中國對絲綢之路主要國家農產品進口深受貿易伙伴國土地稟賦或者說進口國農業比較優勢的影響，即中國雙邊農業貿易建立在貿易伙伴的農業比較優勢基礎之上。雙方同為WTO成員對雙邊進口也有顯著正向影響，也與中國農產品雙邊出口增長分解結果保持一致。

表4 拓展引力模型的回歸結果——進口

3 結論與建議

3.1 結論

本研究分別使用恒定市場份額模型、拓展引力模型實證分析中國對絲綢之路主要國家農產品貿易規模分解及其影響因素。

恒定市場份額模型對中國與絲綢之路主要國家農產品出口增長因素分解的測算結果表明，首先，中國入世后14年間對絲綢之路經濟帶主要國家農產品出口均有大幅的增長；其次，從出口增長的第2層次分解的定基指數來看，中國對俄、哈、吉3國的競爭力效應均為正，且在各種效應中貢獻最大，即農產品的產品競爭力在中國對上述國家的農產品出口增速中貢獻最大；最后，從國別來看中國對吉爾吉斯斯坦農產品出口競爭優勢最明顯，中國對俄羅斯、哈薩克斯坦的農產品出口競爭力還須進一步提升。

拓展的引力模型對中國與絲綢之路主要國家的農產品貿易規模影響因素的實證分析分為6個方面。實證結果表明：第一，貿易伙伴國的土地稟賦對雙邊出口和進口均有顯著影響，且該系數絕對值在所有解釋變量中均最大，說明農產品貿易深受貿易伙伴國土地稟賦影響或者說伙伴國農業比較優勢的影響，即中國雙邊農業貿易建立在貿易伙伴的農業比較優勢基礎之上；第二，制度安排對雙邊貿易均有顯著正向影響；第三，中國和貿易伙伴國經濟規模分別對雙邊出口產生顯著正影響和負影響，說明中國的農產品出口對于進口國而言有進口替代現象；第四，貿易伙伴國與中國人均收入差距對雙邊出口有顯著負向影響，說明伴隨著伙伴國經濟發展水平的提高，其進口替代能力也變強；第五，中國和貿易伙伴國經濟規模對雙邊進口均有正向影響，不過后者并不顯著，原因可能是在進口貿易中是進口國擁有主導權；第六，距離對雙邊進口產生顯著負向影響，原因可能是絲綢之路主要國家均為內陸國家且向中國出口農產品中大路貨比重較高，因此距離對貿易產生顯著負向影響。

3.2 建議

“一帶一路”是中國的重要國家倡儀，為更好地推動這一倡儀，中國推出了包括絲路基金有限責任公司、亞洲基礎設施投資銀行等投資融資機制，并構建邊境口岸等多種形式的經貿合作開放平臺。結合本研究的實證結果提出如下建議：第一，雖然農產品的產品競爭力在中國對上述國家的農產品出口增速中貢獻最大，但同時中國的農產品出口對于進口國而言有進口替代現象，且伴隨著伙伴國經濟發展水平的提高，其進口替代能力也變強，因此中國要繼續提高對絲綢之路經濟帶主要國家出口農產品的質量，進一步提升出口產品競爭力。第二，從國別上來看，中國對俄羅斯、哈薩克斯坦的農產品出口競爭力較弱，對這2個市場還須有針對性地進一步提升出口競爭力。第三，中國“一帶一路”國家雙邊農產品貿易建立在貿易伙伴的農業比較優勢基礎之上，要利用絲路基金有限責任公司、亞洲基礎設施投資銀行等便利機制提高“一帶一路”國家的農業基礎設施建設，從而為發揮中國與這些國家農產品的巨大貿易潛力及農業合作空間奠定基礎。第四，制度安排對雙邊貿易均有顯著正向影響，因此要繼續利用國際機制安排來推動與“一帶一路”國家的農業經貿合作。第五，距離對進口貿易產生顯著負向影響，因此要充分利用絲路基金有限責任公司、亞洲基礎設施投資銀行等資金平臺加強“一帶一路”國家間公路、橋梁等基礎設施建設，降低中國與“一帶一路”國家的運輸成本，通過降低交易成本的方法促進雙邊貿易[7]。第六，嘗試多種區域經濟一體化形式，促進中國與“一帶一路”國家的經貿合作。第七，積極開拓除貿易之外的其他經濟合作，如利用“一帶一路”國家的農業資源，通過中國企業“走出去”的方式進行農業合作。

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[1]孫 林. 中國農產品貿易流量及潛力測算——基于引力模型的實證分析[J]. 經濟學家，2008(6)：70-76.

[2]耿仲鐘，肖海峰. 中國與“21世紀海上絲綢之路”沿線國家農產品貿易特征分析[J]. 農業經濟問題，2016(6)：81-88.

[3]呂新業，蔡海龍. 經濟制裁背景下俄羅斯農業貿易政策的調整、影響及啟示[J]. 農業經濟問題，2016(4)：98-102.

[4]曾寅初，劉君逸，梁筱筱. 俄羅斯加入世界貿易組織對中俄農產品貿易的影響[J]. 經濟縱橫，2012(9)：42-45.

[5]譚秀杰，周茂榮. 21世紀“海上絲綢之路”貿易潛力及其影響因素——基于隨機前沿引力模型的實證研究[J]. 國際貿易問題，2015(2)：3-12.

[6]陳 儉，布媧鶼·阿布拉，陳 彤，等. 中國與中亞五國農產品貿易模式研究[J]. 國際貿易問題，2014(4)：78-89.

[7]張亞斌，馬莉莉. 絲綢之路經濟帶：貿易關系、影響因素與發展潛力——基于CMS模型與拓展引力模型的實證分析[J]. 國際經貿探索，2015(12)：72-85.