基于引力模型的中國-東盟水產(chǎn)品貿(mào)易流量與潛力研究*

邵桂蘭 胡 新

(中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

基于引力模型的中國-東盟水產(chǎn)品貿(mào)易流量與潛力研究*

邵桂蘭 胡 新

(中國海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

截取中國與東盟2000-2011年水產(chǎn)品貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用引力模型測(cè)算貿(mào)易流量表明，經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人均GDP差額及中國東盟自由貿(mào)易區(qū)建立后的零關(guān)稅對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易增量影響較強(qiáng)且呈正相關(guān)性，地理距離對(duì)其影響較弱且呈負(fù)相關(guān)性，人口規(guī)模和中國水產(chǎn)品總產(chǎn)量并沒有如預(yù)期中對(duì)中國-東盟水產(chǎn)品貿(mào)易起到顯著作用。在發(fā)展?jié)摿Ψ矫?，中國與越南、新加坡、馬來西亞屬于潛力再造型，中國與菲律賓屬于潛力開拓型，中國與泰國、印度尼西亞屬于潛力巨大型。

中國-東盟；水產(chǎn)品；貿(mào)易流量；貿(mào)易潛力

一、引言

中國與東盟的水產(chǎn)品貿(mào)易歷史悠久，雙方自2001年11月啟動(dòng)建立中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)到2010年1月正式建成的10年間，中國與東盟水產(chǎn)品貿(mào)易額和貿(mào)易量都顯著上升，出口額從2000年的4494萬美元增至2010年的9.89億美元，年均增長率達(dá)8.68%；進(jìn)口額從2000年的8638萬美元增至2010年的2.92億美元，年均增長率達(dá)6.40%。特別是2010年中國東盟自由貿(mào)易區(qū)建成后，雙邊貿(mào)易實(shí)現(xiàn)零關(guān)稅，大大促進(jìn)了水產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，2011年，中國與東盟水產(chǎn)品雙邊貿(mào)易額已達(dá)19.85億美元，東盟已經(jīng)超過韓國成為僅次于美、日的中國第三大貿(mào)易伙伴。雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易流量和潛力引人關(guān)注。

有關(guān)貿(mào)易流量和貿(mào)易潛力方面的研究，目前已經(jīng)形成了比較成型的研究思路，在探討貿(mào)易流量影響因素及其效應(yīng)方面，多是通過分析經(jīng)濟(jì)規(guī)模、出口價(jià)格、人口數(shù)量、[1]貿(mào)易摩擦、人民幣匯率、[2]貿(mào)易成本、[3]地理距離、[4]人均收入差異、突發(fā)金融危機(jī)、[5]質(zhì)量安全追溯體系、[6]制度安排、[7]自由貿(mào)易區(qū)等對(duì)貿(mào)易流量的影響，[8]討論由此產(chǎn)生的邊際效應(yīng)、[9]生產(chǎn)效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)和福利效應(yīng)等。[10][11]在貿(mào)易潛力指標(biāo)實(shí)證分析方面，一般是運(yùn)用貿(mào)易互補(bǔ)性指數(shù)、[12]貿(mào)易結(jié)合度、貿(mào)易競(jìng)爭優(yōu)勢(shì)指數(shù)及經(jīng)常市場(chǎng)份額模型等指標(biāo)。[13]在貿(mào)易流量和貿(mào)易潛力定量測(cè)算方面，使用較多的是產(chǎn)業(yè)-空間模型、[14]GTAP模型、[15]向量自回歸模型、[16]局部均衡校準(zhǔn)方法,[11]以及引力模型等，其中，引力模型使用得較多一些。

利用引力模型進(jìn)行貿(mào)易流量和貿(mào)易潛力測(cè)算時(shí)，多數(shù)是從區(qū)域角度和產(chǎn)業(yè)角度對(duì)國家、地區(qū)間整體貿(mào)易或者某一貿(mào)易產(chǎn)品大類進(jìn)行研究。國外方面，Christie運(yùn)用1996-1999年的面板數(shù)據(jù)測(cè)算了歐洲東南部地區(qū)的貿(mào)易潛力；[17]Batra運(yùn)用2000年的截面數(shù)據(jù)對(duì)世界貿(mào)易流量進(jìn)行分析，并由此預(yù)測(cè)了印度的貿(mào)易潛力；[18]Raham運(yùn)用1991-2003年的面板數(shù)據(jù)對(duì)南盟貿(mào)易潛力進(jìn)行了測(cè)算。[19]國內(nèi)方面，盛斌等運(yùn)用引力模型對(duì)2001年中國對(duì)40個(gè)主要貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易流量及出口潛力進(jìn)行了估算；[20]莊麗娟等運(yùn)用引力模型對(duì)影響廣東農(nóng)產(chǎn)品出口的因素進(jìn)行檢驗(yàn)，并對(duì)出口東盟農(nóng)產(chǎn)品流量進(jìn)行了測(cè)算分析；[21]范愛軍等運(yùn)用引力模型檢驗(yàn)2006年中國與前50大出口貿(mào)易伙伴國和東盟之間的貿(mào)易流量，重點(diǎn)討論中國與東盟國家之間的優(yōu)惠貿(mào)易安排；[22]吳丹利用東亞10個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體1995-2004年的面板數(shù)據(jù)建立東亞貿(mào)易引力模型，對(duì)東亞進(jìn)口貿(mào)易流量和潛力進(jìn)行研究；[23]王瑞等基于1992-2009年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用引力模型測(cè)算了我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量，并發(fā)現(xiàn)人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)規(guī)模、加入世貿(mào)組織和亞太經(jīng)合組織對(duì)雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有促進(jìn)作用；[5]張英基于1989-2010年中俄雙邊貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建貿(mào)易引力擴(kuò)展模型，研究兩國貿(mào)易流量的影響因素以及發(fā)展?jié)摿栴}，并提出促進(jìn)雙邊貿(mào)易發(fā)展的政策建議。[24]還有部分研究者從產(chǎn)業(yè)角度運(yùn)用引力模型，周念利等對(duì)服務(wù)貿(mào)易進(jìn)行貿(mào)易流量和貿(mào)易潛力分析。[25]

在上述研究的基礎(chǔ)上，本文將基于中國與東盟六國2000-2011年的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用擴(kuò)展的引力模型對(duì)中國與東盟水產(chǎn)品貿(mào)易流量和貿(mào)易潛力進(jìn)行測(cè)算，重點(diǎn)分析2010年中國東盟自由貿(mào)易區(qū)正式成立以來的零關(guān)稅政策對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易流量和潛力的影響，為區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)發(fā)展提供實(shí)證檢驗(yàn)，并從發(fā)展海洋經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)水產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)升級(jí)、發(fā)展現(xiàn)代海洋運(yùn)輸、開發(fā)新興水產(chǎn)品出口市場(chǎng)、降低自由貿(mào)易區(qū)非關(guān)稅壁壘等方面提出建議，促進(jìn)中國-東盟水產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。

二、引力模型構(gòu)建

(一)基本表達(dá)及擴(kuò)展表達(dá)

一般認(rèn)為，貿(mào)易引力模型的基本形式可以表示為Mij=A0YiYj/Dij，[26]為方便運(yùn)算，本文對(duì)引力模型的基本表達(dá)式取對(duì)數(shù)，得到其現(xiàn)行表達(dá)式：

(1)

根據(jù)研究的需要及中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)的特點(diǎn)，本文在基本表達(dá)式基礎(chǔ)上對(duì)引力模型進(jìn)行擴(kuò)展，得到公式如下：

(2)

(二)變量解釋及數(shù)據(jù)來源

1、經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易流量的影響。GDP代表一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大代表經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，對(duì)產(chǎn)品的供給和需求也越高，對(duì)貿(mào)易流量有促進(jìn)作用。預(yù)測(cè)β1為正，表示雙邊貿(mào)易流量與兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正相關(guān)。

2、兩國的地理距離對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易的影響。貿(mào)易的地理距離越遠(yuǎn)，運(yùn)輸費(fèi)用提高，貿(mào)易成本增加，貿(mào)易流量減少。預(yù)測(cè)β2為負(fù)，表示地理距離與兩國貿(mào)易流量呈負(fù)相關(guān)。

3、收入差距對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易的影響。對(duì)于人均GDP對(duì)貿(mào)易的影響有兩種解釋：一種是林德的需求偏好原理，即人均GDP差值越接近，代表消費(fèi)需求越接近，貿(mào)易量越大，即負(fù)相關(guān)；另一種解釋是人均GDP能反映產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易程度，即人均GDP差距越大，貿(mào)易量越大，則產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易占優(yōu)勢(shì)，即呈正相關(guān)。對(duì)于水產(chǎn)品β3有待實(shí)證研究。

4、人口規(guī)模對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易的影響。一國人口的增加會(huì)帶動(dòng)增加該國對(duì)水產(chǎn)品的進(jìn)口需求。預(yù)測(cè)β4為正，表示水產(chǎn)品貿(mào)易將受益于貿(mào)易國人口規(guī)模的增長而導(dǎo)致的水產(chǎn)品需求增長。

5、中國水產(chǎn)品總量對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易的影響。水產(chǎn)品產(chǎn)量表示其出口供給能力，如水產(chǎn)品產(chǎn)量增長，則對(duì)外出口的可能性越大。預(yù)測(cè)β5為正，表示水產(chǎn)品總量與水產(chǎn)品貿(mào)易流量成正函數(shù)關(guān)系。

6、虛擬變量關(guān)稅對(duì)水產(chǎn)品流量的影響。2010年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)全面建成，包括水產(chǎn)品在內(nèi)的貿(mào)易產(chǎn)品全部零關(guān)稅，用1代表雙邊水產(chǎn)品零關(guān)稅，0代表其他。預(yù)計(jì)θ1為正，表示關(guān)稅的下降會(huì)促進(jìn)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易流量。

在虛擬變量選擇方面，由于本文選取的面板數(shù)據(jù)寬而短，而在選擇隨機(jī)效應(yīng)模型時(shí)截面數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)不能超過時(shí)間序列個(gè)數(shù)，并且自變量個(gè)數(shù)越多越容易影響引力模型的準(zhǔn)確性，因此選擇自變量個(gè)數(shù)受限。本文對(duì)虛擬變量進(jìn)行取舍，原因是引入虛擬變量會(huì)將模型未考慮的因素對(duì)被解釋變量的影響歸因于虛擬變量，從而忽略其他重要的自變量。在考慮對(duì)多數(shù)文獻(xiàn)中選取代表區(qū)域一體化的APEC、WTO的虛擬變量進(jìn)行選擇，由于中國和東盟6國在2000年前都已經(jīng)加入APEC組織，而中國和越南先后與2001年、2004年加入WTO，其他5國在此之前都已是WTO成員，對(duì)貿(mào)易影響不大。為反映區(qū)域一體化對(duì)雙邊貿(mào)易的影響，本文把中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)成立前后的關(guān)稅作為虛擬變量以反應(yīng)區(qū)域一體化帶來的成本下降。

在研究對(duì)象方面，本文選取具有代表性的東盟六國(馬來西亞、印度尼西亞、泰國、菲律賓、新加坡、越南)與中國2000-2011年的水產(chǎn)品貿(mào)易作統(tǒng)計(jì)分析。對(duì)于水產(chǎn)品貿(mào)易量的統(tǒng)計(jì)范圍，采用數(shù)據(jù)主要來源于聯(lián)合國統(tǒng)計(jì)署創(chuàng)立的貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(UN COMTRADE)。該數(shù)據(jù)庫按協(xié)調(diào)編碼制度(HS)和國際貿(mào)易標(biāo)準(zhǔn)分類(SITC)兩種商品分類方法提供自1962年以來近200個(gè)國家和地區(qū)分產(chǎn)品和分流向的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。本文采用聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫中SITC分類標(biāo)準(zhǔn)，03類產(chǎn)品的數(shù)據(jù)。各國GDP和人口數(shù)值來源于聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(National Accounts Main Aggregates Database)；地理距離采用印度尼西亞旅游網(wǎng)站*印度尼西亞旅游網(wǎng)站網(wǎng)址www.indo.com中Distance Calculator測(cè)算貿(mào)易國的首都直線距離；人均GDP數(shù)值來源于世界銀行網(wǎng)站*世界銀行網(wǎng)站網(wǎng)址www.worldbank.org；中國水產(chǎn)品總產(chǎn)量來源于中國統(tǒng)計(jì)年鑒；中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)關(guān)稅實(shí)施及范圍來源于東盟秘書處網(wǎng)站*東盟秘書處網(wǎng)站網(wǎng)址www.aseansec.org。

三、面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析

本文采用Eviews6.0軟件對(duì)2000-2011年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，之后進(jìn)行模型選擇，在回歸過程中對(duì)各個(gè)變量采用逐一剔除法選擇最優(yōu)引力模型表達(dá)方程進(jìn)行貿(mào)易流量的測(cè)算。

(一)單位根檢驗(yàn)

為避免偽回歸，本文對(duì)各個(gè)自變量序列及其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，采用多種方法驗(yàn)證序列是否平穩(wěn)，其中固定值地理距離和虛擬變量不用做單位根檢驗(yàn)。若存在單位根并且同階單整，可能存在協(xié)整關(guān)系，下面進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值和概率值如表1所示。

表1 面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

注：“D”表示二階差分，檢驗(yàn)過程中的滯后階數(shù)按modified Schwarz標(biāo)準(zhǔn)確定。

表1中的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除人口規(guī)模外各變量的水平序列都存在單位根，是非平穩(wěn)的；但各變量的二階差分都在1%的顯著性水平下拒絕了各種單位根檢驗(yàn)，說明這些變量的二階差分都是平穩(wěn)的，均為二階單整，因此各個(gè)變量之間可能有協(xié)整關(guān)系，下面進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(二)協(xié)整性檢驗(yàn)

首先采用Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)，再進(jìn)行Kao檢驗(yàn)。檢驗(yàn)表明存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因而能夠?qū)ζ溥M(jìn)行回歸。

表2 Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以看出，組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量Panel ADF和組間統(tǒng)計(jì)量Group ADF均在1%顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，因此認(rèn)定各變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

本文用Kao檢驗(yàn)進(jìn)一步判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，由表3的檢驗(yàn)結(jié)果可知，ADF統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著性水平下也拒絕了原假設(shè)，即序列之間存在協(xié)整關(guān)系。綜合以上兩種協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，本文認(rèn)為所選變量存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因而能夠?qū)ζ溥M(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析。

表3 Kao檢驗(yàn)結(jié)果

(三)模型選擇

本文選用隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型回歸，由于出現(xiàn)虛擬變量關(guān)稅，無法進(jìn)行固定效應(yīng)模型的回歸。根據(jù)其他研究者的研究經(jīng)驗(yàn)，如果以樣本對(duì)總體效應(yīng)進(jìn)行推論，則應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)模型，并且混合模型不能對(duì)個(gè)體變截距進(jìn)行反映，因此使用隨機(jī)效應(yīng)模型。

在用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸時(shí)，由于面板數(shù)據(jù)寬而短，解釋變量不能超過截面序列的個(gè)數(shù)，因此，剔除水產(chǎn)品產(chǎn)量這一變量先進(jìn)行回歸，而后將用水產(chǎn)品產(chǎn)量逐一替代原有變量，發(fā)現(xiàn)加入水產(chǎn)品產(chǎn)量這一變量之后的回歸方程擬合度顯著下降，解釋變量回歸系數(shù)有很大差異，并且沒有通過顯著性檢驗(yàn)，因此將其剔除。只對(duì)經(jīng)濟(jì)規(guī)模、地理距離、人均收入差異、人口規(guī)模及虛擬變量關(guān)稅進(jìn)行擬合回歸。隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果如表4所示，(1)為五個(gè)自變量回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)人口規(guī)模并沒有通過顯著性檢驗(yàn)；(2)為剔除人口規(guī)模變量后的方程回歸結(jié)果。

表4 隨機(jī)效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

通過比較發(fā)現(xiàn)(2)中經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人均GDP差距變量均通過顯著性1%的檢驗(yàn)，地理距離、虛擬變量關(guān)稅通過顯著性為10%的檢驗(yàn)，并且F值和GDP值均有上升，說明擬合度較好，因此本文最終選擇的引力模型為:

(3)

(四)變量系數(shù)解釋經(jīng)濟(jì)意義

本文將回歸變量系數(shù)帶入引力模型，得到公式如下：

(4)

由回歸結(jié)果可知，中國與東盟六國雙邊經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)其水產(chǎn)品貿(mào)易有正面影響，經(jīng)濟(jì)規(guī)模每變動(dòng)1單位可使水產(chǎn)品貿(mào)易額增加1.2個(gè)單位。地理距離的系數(shù)為-0.92,說明運(yùn)輸成本的增加會(huì)阻礙雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，但由于幾乎通過的是10%顯著性檢驗(yàn)，反映了近幾年距離對(duì)水產(chǎn)品貿(mào)易的負(fù)面影響正在逐步減小。人均GDP差額的系數(shù)為0.18，表明中國與東盟人均GDP越不平衡，水產(chǎn)品貿(mào)易量越大，這并不符合林德的需求偏好原理，反映了雙邊水產(chǎn)品仍然以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主，產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易有待發(fā)展。虛擬變量關(guān)稅的系數(shù)為正，說明2010年中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)正式成立以來實(shí)行的零關(guān)稅政策對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易有很強(qiáng)的促進(jìn)作用。而人口規(guī)模和中國水產(chǎn)品總產(chǎn)量并沒有如預(yù)期中對(duì)中國-東盟水產(chǎn)品貿(mào)易起到顯著作用。

四、貿(mào)易潛力預(yù)測(cè)

運(yùn)用引力模型測(cè)算貿(mào)易潛力有兩種方法，一種是計(jì)算出估計(jì)值與實(shí)際值之差，然后根據(jù)其差額判斷中國與該國的貿(mào)易潛力，如果差額為正數(shù)，表明具有潛力，如果差額為負(fù)值，則表明潛力小。[27]另一種是根據(jù)劉青峰對(duì)貿(mào)易潛力的分類，[28]實(shí)際值與理論值比值超過1.2屬于“潛力再造型”，要培育新因素才能促進(jìn)貿(mào)易發(fā)展；比值在0.8-1.2屬于“潛力開拓型”，雙邊貿(mào)易有擴(kuò)大的空間；比值小于0.8屬于“潛力巨大型”，雙方貿(mào)易有很大的提升空間，本文選取第二種分類方法，運(yùn)用上文中隨機(jī)效應(yīng)模型中的變截距測(cè)算中國與東盟六國的貿(mào)易潛力，結(jié)果如表5所示。

表5 2011年中國與東盟貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易潛力測(cè)算 (美元)

具體到每個(gè)國家看，中國對(duì)東盟國家水產(chǎn)品出口格局并不均衡，按照實(shí)際貿(mào)易流量與模擬貿(mào)易流量的比值可以分為三類：

第一類是潛力再造型，其實(shí)際流量與模擬流量的比值大于或等于1.2，2011年屬于這一類型的東盟貿(mào)易伙伴國為越南、新加坡和馬來西亞。潛力再造型反映了中國與這些貿(mào)易伙伴的水產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大潛力已用完，要繼續(xù)發(fā)展水產(chǎn)品貿(mào)易伙伴關(guān)系，需要在保持現(xiàn)有積極因素的同時(shí)，發(fā)展培育其他貿(mào)易發(fā)展促進(jìn)要素。

第二類是潛力開拓型,其實(shí)際流量與模擬流量的比值在0.80到1.20之間，2011年屬于這一類型的東盟貿(mào)易伙伴國為菲律賓。潛力開拓型表明中國與菲律賓水產(chǎn)品貿(mào)易潛力還有上升空間，進(jìn)一步發(fā)展雙邊貿(mào)易需要加深拓展雙邊現(xiàn)有的積極要素。

第三類是潛力巨大型，實(shí)際額與模擬額的比值小于或等于0.80，2011年屬于這一類型的是泰國和印度尼西亞。潛力巨大型表明中國與這兩個(gè)國家發(fā)展水產(chǎn)品貿(mào)易的潛力非常巨大，要在消除貿(mào)易壁壘的基礎(chǔ)上大力促進(jìn)雙邊經(jīng)貿(mào)發(fā)展。

五、結(jié)論

2000-2011年中國與東盟六國水產(chǎn)品的貿(mào)易流量和貿(mào)易潛力的實(shí)證研究表明：目前，影響雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易流量的因素主要是經(jīng)濟(jì)規(guī)模、地理距離、人均收入差距和區(qū)域一體化中的零關(guān)稅政策。其中，經(jīng)濟(jì)規(guī)模對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易起正面作用，中國需繼續(xù)加大經(jīng)濟(jì)發(fā)展力度，增強(qiáng)水產(chǎn)品供給和需求能力；人均收入差距與水產(chǎn)品貿(mào)易正相關(guān)，說明長時(shí)間以來我國與東盟水產(chǎn)品貿(mào)易仍然以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主，以資源稟賦為主的初級(jí)水產(chǎn)品需求占主導(dǎo)地位；中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)正式成立之后的零關(guān)稅政策對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易有正面影響，說明自貿(mào)區(qū)的建立減低了水產(chǎn)品貿(mào)易成本，提高了貿(mào)易效率，極大的促進(jìn)了雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，但非關(guān)稅壁壘因素對(duì)發(fā)展雙方水產(chǎn)品貿(mào)易仍具有阻礙作用。地理距離制約著雙方水產(chǎn)品的發(fā)展，但這種阻礙力量逐漸減弱。從貿(mào)易潛力角度來看，中國與馬來西亞、新加坡、越南水產(chǎn)品貿(mào)易屬于潛力再造型，與菲律賓屬于潛力開拓型，與泰國和印度尼西亞屬于潛力巨大型。

為進(jìn)一步擴(kuò)大中國與東盟水產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模，中國-東盟水產(chǎn)品貿(mào)易應(yīng)做出如下調(diào)整：第一，中國應(yīng)與東盟各貿(mào)易伙伴國統(tǒng)籌經(jīng)濟(jì)總量增長與質(zhì)量的提升，特別是大力發(fā)展海洋經(jīng)濟(jì)，統(tǒng)籌近海資源利用與深遠(yuǎn)?？臻g的擴(kuò)展，擴(kuò)大水產(chǎn)品經(jīng)濟(jì)規(guī)模，實(shí)現(xiàn)水產(chǎn)品健康可持續(xù)發(fā)展。第二，針對(duì)雙邊因人均收入提高所產(chǎn)生的對(duì)水產(chǎn)品消費(fèi)檔次上升，要鼓勵(lì)和依靠科技創(chuàng)新，加快水產(chǎn)品生產(chǎn)、出口轉(zhuǎn)型升級(jí)，由簡單粗放的初級(jí)水產(chǎn)品出口向水產(chǎn)品深加工出口轉(zhuǎn)變，增加水產(chǎn)品附加值。提升中國與東盟水產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平，加快水產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)區(qū)建設(shè)，通過發(fā)揮水產(chǎn)品優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)區(qū)的集聚效應(yīng)降低水產(chǎn)品生產(chǎn)成本，增強(qiáng)價(jià)格優(yōu)勢(shì)，提升水產(chǎn)品質(zhì)量和品質(zhì)。第三，發(fā)展現(xiàn)代海洋運(yùn)輸，加強(qiáng)與東盟鄰國陸路與海運(yùn)的聯(lián)通，通過縮短貿(mào)易距離降低水產(chǎn)品出口的運(yùn)輸成本，減少距離因素對(duì)水產(chǎn)品出口的阻礙作用。同時(shí)針對(duì)水產(chǎn)品保鮮度高易腐蝕等特點(diǎn)，提高水產(chǎn)品深加工程度。第四，中國在鞏固與新加坡、馬來西亞和越南等傳統(tǒng)市場(chǎng)的同時(shí)，要緊抓機(jī)遇開發(fā)菲律賓、泰國和印度尼西亞等新興市場(chǎng)。充分發(fā)揮華商商會(huì)作用，按照多元化市場(chǎng)營銷戰(zhàn)略，加強(qiáng)與新興貿(mào)易伙伴國談判，發(fā)掘新的水產(chǎn)品出口市場(chǎng)。第五，深化中國-東盟區(qū)域合作機(jī)制，完善貿(mào)易制度安排。充分利用中國-東盟自由貿(mào)易區(qū)經(jīng)濟(jì)合作平臺(tái)，發(fā)揮零關(guān)稅對(duì)雙邊水產(chǎn)品貿(mào)易促進(jìn)作用，減少技術(shù)、綠色等非關(guān)稅壁壘。要從政府層面做好對(duì)水產(chǎn)品出口的立法支持和資金支持，健全水產(chǎn)品質(zhì)量安全體系，構(gòu)筑水產(chǎn)品安全保障體系，提升我國對(duì)東盟水產(chǎn)品出口競(jìng)爭力。

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AStudyofTradeFlowandPotentialofSino-ASEANAquaticProductTradeBasedonaGravityModel

Shao Guilan, Hu Xin

(College of Economics, Ocean University of China, Qingdao 266100, China)

Based on 2000-2011 panel data, this paper constructs trade gravity model to study the trade flow of aquatic products between China and ASEAN.The results show that economic scales per capita GDP gap and zero-tariff policy have great positive correlations with trade flow, and geographic distance has a slightly negative correlation with it, while the size of the population and the output of Chinese aquatic products have no significant effect on it.In terms of trade potential, China, Vietnam, Singapore, and Malaysia have potential repeating ability, China and Philippines have the potential of development, and China, Thailand, and Indonesia have great potential.

Sino-ASEAN; aquatic products; trade flow; trade potential

D509

A

1672-335X(2013)05-0034-06

責(zé)任編輯：王明舜

2013-02-24

2011年度國家社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“我國海洋漁業(yè)經(jīng)濟(jì)低碳化實(shí)現(xiàn)機(jī)制研究”(11BJY064)及2011年度教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目“我國海洋優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)培育及發(fā)展戰(zhàn)略研究”(11JJD790041)階段性研究成果

邵桂蘭(1963- )，女，山東膠南人，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，中國海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院海洋經(jīng)濟(jì)研究所研究員，山東省藍(lán)色經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)軟科學(xué)研究基地研究員，主要從事國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易、區(qū)域經(jīng)濟(jì)和海洋經(jīng)濟(jì)研究。