基于引力模型的中國番茄醬出口市場潛力研究

葛飛秀，烏 蘭

（新疆財經(jīng)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830000）

引言

雖然我國國內(nèi)番茄制品的生產(chǎn)時間相對較短，但是由于技術(shù)發(fā)展速度較快，目前我國已經(jīng)成為全球范圍內(nèi)最大的番茄制品出口國。但由于長時間的低價競爭策略以及品牌建設(shè)上的乏力，再加上國際貿(mào)易壁壘、營銷策略缺失等諸多問題，使得我國番茄醬出口貿(mào)易面臨著日益嚴峻的挑戰(zhàn)。如何在當(dāng)前日益白熱化的國際市場競爭中，全方位提升我國番茄產(chǎn)業(yè)出口潛力值得我們給予應(yīng)有的關(guān)注和重視。

一、模型構(gòu)建與指標選取

國際貿(mào)易引力模型的公式如下：

其中x代表兩國之間的貿(mào)易額，y及y分別代表i國和j國的國內(nèi)產(chǎn)量，d分別代表i國和j國的距離，ε是一個虛擬變量，代表是否處于某個貿(mào)易組織或者某個類型的貿(mào)易。

(1)經(jīng)濟規(guī)模對于貿(mào)易潛力的影響能力最大，所以在本文建模分析過程中使用了G D P，為了簡化計算本文中的自變量選擇了兩國G D P乘積。

(2)為了簡化計算本文選擇兩國人均G D P的差值替代人口作為模型的自變量。

(3)本文選擇各個貿(mào)易國的首都到北京之間的距離作為自變量。

(4)本文選擇人民幣匯率和各國匯率變化來描述兩國之間金融市場的穩(wěn)定性。

(5)本文研究中也將國際物流效率做一個重要變量使用。

(6)為了鑒定貿(mào)易雙方是否屬于同一貿(mào)易集團之中，本文增加了是否加入WTO這一分類變量。

表1 自變量、經(jīng)濟含義、預(yù)期符號及相關(guān)說明

根據(jù)以上自變量，本文對中國出口世界各國番茄醬貿(mào)易引力模型的估計方程如下：

本文以近年來番茄出口貿(mào)易總額為研究對象，選擇美國，智利等主要出口國出口數(shù)據(jù)為主要樣板數(shù)據(jù)，研究時間范圍為2012-2020年，共191個觀測值。番茄醬出口數(shù)據(jù)源于U N C o m t r ade D at abase。

二、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計及共線性檢驗

對所有數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，

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的均值為18.30，最大值為20.48，最小值為15.91，標準誤差為1.06，均值也在正常范圍之內(nèi)。觀察剩余資源量也同樣可以發(fā)現(xiàn)屬于正常值域范圍以內(nèi)，不影響后續(xù)分析。

表2 貿(mào)易引力模型基礎(chǔ)性指標的描述

表3 多重共線性檢驗

觀察表3所提供的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，變量的VIF值均＜10，所以可以認為無共線問題完全可以進行回歸分析。不過這里的VIF值相對偏大，在后文中應(yīng)對其給予應(yīng)有的重視。

(二)相關(guān)性分析

表4 描述性統(tǒng)計分析

利用相關(guān)性分析來分析

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、

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、

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、

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、

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、

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是否都加入WTO之間的相關(guān)性及相關(guān)系數(shù)。具體可知

lyksl

、

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、

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、

laqzs

、

ltd

、

lshcb

是否都加入

WTO

之間總體上具有一定的相關(guān)性，因變量

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與自變量

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、

laqzs

、

ltd

、

lshcb

具有顯著性的相關(guān)。

lyksl

和

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之間的相關(guān)系數(shù)值為0.485，并且呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，證明

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和

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顯著正相關(guān)；

lyksl

和

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的相關(guān)系數(shù)值為0.177，在0.01水平上顯著，證明兩者之間存在顯著正相關(guān)；

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和

ltd

之間的相關(guān)系數(shù)值為-0.592，在0.01水平上顯著，證明兩者之間存在顯著負相關(guān)；

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和

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的相關(guān)系數(shù)值為0.147，在0.05水平上顯著，證明兩者之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

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和

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及加入

WTO

之間不存在顯著相關(guān)性(p＞0.05)，證明這三個變量之間沒有相關(guān)關(guān)系。

(三)模型結(jié)果與討論

表5 中國出口番茄醬引力模型初次估計結(jié)果

通過

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檢驗可知(P＜0.05)本模型應(yīng)選擇FE模型。如表5所示的我國番茄出口貿(mào)易總額相關(guān)數(shù)據(jù)。首次在引力模型中引入所有變量，如果有P＞0.05，則原假設(shè)成立；反之則拒絕原假設(shè)。回歸分析發(fā)現(xiàn)該模型具有較好的擬合度，只有

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未達顯著性水平，其余的變量均在1%上顯著。剔除變量

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得到如表6所示的統(tǒng)計，全部自變量以顯著性水平1%都通過了

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檢驗，擬合優(yōu)度達到60%以上，F(xiàn)檢驗P值0，顯著。有方程式：

表6 中國出口番茄醬引力模型修正估計結(jié)果

(四)模型結(jié)果分析

除了距離和與其差異之外，其他自變量不僅顯著水平較高，且一致性較好。調(diào)整后R＞60%即模型擬合程度比較理想，回歸方程基本上可以解釋中國出口番茄醬額的對數(shù)變動情況。

(1)

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系數(shù)為0.5093536證明貿(mào)易雙方的G D P每增加一個百分點，使得我國番茄出口額度增長0.5093536%。G D P越高，證明其經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿υ胶?，即具有更大的貿(mào)易潛力。(2)

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系數(shù)為-0.3781268，證明人均G D P每增加一個百分點，將使得我國番茄出口數(shù)量下降0.3781268%。這主要是因為人均收入水平差異越大，要素稟賦的差異也越大，將會帶來更高的貿(mào)易可能性。(3)

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系數(shù)為3.021572，國際物流績效每增加一個百分點，將使得我國番茄出口量增加3.021572%。事實上不僅番茄價格會受到匯率波動的影響，而且也會帶來結(jié)算等一系列金融風(fēng)險。(4)

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斜率為負值，這一點和目前我國主流研究成果并不一致。可能是隨著國家之間交通水平的不斷提升，運輸風(fēng)險有所下降。除了俄羅斯之外，剩余的5個國家均是美洲國家，相對距離差異較小，所以產(chǎn)生了這樣的結(jié)果。

表7 穩(wěn)健性檢驗

(五)模型的穩(wěn)健性檢驗

其他回歸方式檢驗穩(wěn)健性，本文使用了tobit方法。

相對于此前來說結(jié)果基本一致，證明具有較好的穩(wěn)健性，以上分析和研究有著重要的現(xiàn)實意義。

三、中國番茄醬出口市場潛力預(yù)測

對我國番茄出口潛力進行估算，實際上就是計算實際貿(mào)易額與模型預(yù)測值之比。具體公式為：TP=trade/trade；TP為m，j兩國間貿(mào)易潛力指數(shù)；trade為模型實際貿(mào)易額；trade為模型預(yù)測貿(mào)易額。貿(mào)易潛力可分為三類，潛力低級(TP大于或等于1.2)、潛力中級(TP在0.8與1.2之間)與潛力高級(TP小于0.8)。據(jù)回歸模型計算的中國番茄醬潛力見表8。

表8 國番茄醬出口市場潛力預(yù)測

由表8知，目前階段對強國番茄醬出口效率值在0.6-0.9間波動，主要是由于強國競爭以及商業(yè)制裁手段的存在。雖然貿(mào)易總額在不斷增長，但是兩國之間國際關(guān)系對于貿(mào)易量的進一步擴大產(chǎn)生了一定的限制作用。

四、結(jié)論

對我國當(dāng)前階段番茄及其制成品的生產(chǎn)和出口數(shù)據(jù)進行的針對性分析，充分證明我國番茄醬有著巨大的出口增長空間，我國番茄及其制成品的出口總量，在我國加入世界貿(mào)易組織之后曾經(jīng)有過一段快速的增長，但是這一時期番茄和其制成品的進口也有了一定的增長。取消了定量限制之后，部分番茄產(chǎn)品加工企業(yè)對外出口獲得了巨大的利潤。我國政府可以通過出口利好政策等多種方式鼓勵番茄產(chǎn)品出口。