我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支影響因素實證分析

王明榮　胡冰　王明喜

摘要： 從1998年到2010年，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況不斷惡化，必然擠兌國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的利潤空間，進(jìn)而挫傷農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，甚至可能威脅到我國糧食生產(chǎn)安全。在標(biāo)準(zhǔn)貿(mào)易收支模型和經(jīng)典引力模型的基礎(chǔ)上，本文引入貿(mào)易加權(quán)距離和雙邊貿(mào)易的相對量概念，通過建立農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的面板數(shù)據(jù)線性對數(shù)回歸模型，并對模型的異方差、自相關(guān)、內(nèi)生性和穩(wěn)健性進(jìn)行探討，旨在依據(jù)回歸結(jié)果提出改善我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品；貿(mào)易收支；隨機效應(yīng)模型；差分廣義矩估計；系統(tǒng)廣義矩估計

中圖分類號：F75265 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：B

收稿日期：2013-09-02

作者簡介：王明榮（1979-），女，安徽宿州人，首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教師，研究方向：國際貿(mào)易理論與政策；胡冰（1980-），男，安徽六安人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院教師，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向：國際貿(mào)易理論與政策；王明喜（1979-），男，安徽亳州人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院副教授，研究方向：數(shù)理經(jīng)濟學(xué)。

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目，項目編號：12CJY078；國家自然科學(xué)基金項目，項目編號：71001097；對外經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)術(shù)創(chuàng)新團(tuán)隊資助項目，項目編號：CXTD4-01；北京市高校學(xué)術(shù)創(chuàng)新團(tuán)隊研究項目，項目編號：IDHT20130522；北京市教委科研水平提高項目資助；北京高等學(xué)?！扒嗄暧⒉拧表椖抠Y助。

一、引言

據(jù)OECD數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計顯示，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額從1998年124億美元的順差，到2002年則變?yōu)?353億美元的逆差，2010年逆差迅速飆升到40632億美元。不斷惡化的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況反映出我國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上競爭力較弱，勢必加劇國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)間的競爭，并挫傷農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性，威脅我國糧食生產(chǎn)安全，制約我國經(jīng)濟健康可持續(xù)發(fā)展。本文以引力模型為出發(fā)點，大體分為三個視角研究我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)：一是以我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總量為視角，分析影響我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的主要決定因素，如文獻(xiàn)[1-3]，主要因素包括產(chǎn)品的互補性、人口規(guī)模、經(jīng)濟規(guī)模、人均收入差距、貿(mào)易國的地理距離、需求的相似性、資源稟賦和宏觀政策等，其中產(chǎn)品的互補性、經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模和需求的相似性能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，距離是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的不利因素。二是以我國省級農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易為視角，分析影響個別省份農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口的影響因素，如文獻(xiàn)[4-5]，影響因素包括省份的生產(chǎn)總值、農(nóng)產(chǎn)品競爭力、省份的貿(mào)易制度、省份與貿(mào)易國之間的地理距離、貿(mào)易國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，其中省份的生產(chǎn)總值和農(nóng)產(chǎn)品競爭力對該省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有正向促進(jìn)作用，省際間的農(nóng)產(chǎn)品交易量對省際農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量卻有負(fù)向阻礙效果，而區(qū)域貿(mào)易制度在絕對量上則是影響省份農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的最大因素。三是以貿(mào)易自由化為研究視角，分析我國加入WTO前后農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易量的變化，如文獻(xiàn)[6-8]，實證顯示加入WTO對我國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易有促進(jìn)作用，但對出口貿(mào)易的促進(jìn)效果要弱于對進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)效果，且創(chuàng)造的潛在貿(mào)易效應(yīng)較小。從上述文獻(xiàn)中可以發(fā)現(xiàn)關(guān)于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素的相關(guān)分析主要集中于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量及其進(jìn)出口量，鮮有文獻(xiàn)針對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的研究。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支是由農(nóng)產(chǎn)品出口收入與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口支出衍生出的一個綜合指標(biāo)，它既能反映國與國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易狀況，也能幫助一國判斷其宏觀經(jīng)濟運行狀況。因此，本文的主要研究動機之一，是探究我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的主要影響因素。

人民幣面臨著巨大的升值壓力，學(xué)術(shù)界和管理層關(guān)于人民幣是否應(yīng)該升值問題的觀點并不統(tǒng)一，其中的一個原因是人民幣升值對我國貿(mào)易收支的影響具有不確定性[9]，可能改善貿(mào)易收支狀況[10]，也可能惡化貿(mào)易收支狀況[11]。值得注意的一點是，關(guān)于人民幣升值對貿(mào)易收支影響的相關(guān)分析中，實證模型所采用的數(shù)據(jù)多為絕對量。根據(jù)比較優(yōu)勢理論觀點，國際貿(mào)易產(chǎn)生的基礎(chǔ)是生產(chǎn)技術(shù)的相對差別，而不是絕對差異所致，文獻(xiàn)[12]的實證結(jié)果也支持這一理論。因此，基于絕對量的實證模型與“雙邊貿(mào)易取決于雙邊相對狀況”的事實不符。因此，本文的主要研究動機之二，是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支必然受到匯率變化的影響，把匯率納入計量模型能夠考察我國匯率變動對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。此外，在探討農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素時，本文選取影響因素的相對量進(jìn)行建模回歸分析，基于標(biāo)準(zhǔn)的貿(mào)易收支模型和引力模型，建立影響我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的因素回歸模型，利用1995-2010年我國與33國的農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，依據(jù)回歸結(jié)果找出影響我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的主要決定因素，以便提出改善我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易狀況的相關(guān)政策建議。

在理論上，若相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值CPNVAj增加，則j國相對于我國的農(nóng)產(chǎn)品供給能力提高，于是j國對我國的農(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j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支惡化，即β1≤0。若相對實際人均收入CPGNIj增加，則j國相對于我國的農(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，對我國的農(nóng)產(chǎn)品出口減少，進(jìn)而我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支改善，即β2≥0。

若在間接標(biāo)價法下人民幣對j國貨幣的實際匯率RERj增加，則j國貨幣相對于人民幣貶值，于是j國相對于我國農(nóng)產(chǎn)品價格下降，進(jìn)而j國對我國的農(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j國的農(nóng)產(chǎn)品出口哪個減幅更大，因此β4符號不確定。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)稅又會刺激我國農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口，我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支會惡化，即β5≤0和β6≤0。國際金融危機爆發(fā)導(dǎo)致信貸緊張、流動資金不足，貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品需求下降，致使我國對j國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支將惡化，即β7≤0。

三、數(shù)據(jù)來源及實證結(jié)果分析

因為經(jīng)濟合作與發(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6252%，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)易額為研究對象。在選擇數(shù)據(jù)樣本空間時，因為從1994年開始，人民幣匯率與外匯調(diào)劑價格兩者正式并軌，我國開始實行基于市場供求的、單一的、有管理的浮動匯率制，而匯率是影響貿(mào)易收支的一個主要因素，選擇的樣本空間是1995-2010年。

本文以2000年美元度量的實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值和實際人均國民收入數(shù)據(jù)來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫，在間接標(biāo)價法下我國對各伙伴國貨幣的名義匯率和各國消費價格指數(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www indo com中的距離計算器。本文采用的計量軟件是Stata100，模型是建立在面板數(shù)據(jù)（包含變量個體與時間的二維數(shù)據(jù)）基礎(chǔ)上的計量經(jīng)濟模型：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)差估計和自相關(guān)誤差結(jié)構(gòu)的隨機效應(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，本文采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（差分廣義矩估計和系統(tǒng)廣義矩估計）對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，并進(jìn)行相關(guān)實證結(jié)果的穩(wěn)健性分析，以便通過這些計量手段的處理，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)模型和隨機效應(yīng)模型。表1中第（1）列是被解釋變量關(guān)于四個主要解釋變量（相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(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、拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗結(jié)果均顯著拒絕原假設(shè)，Hausman檢驗結(jié)果不顯著，所以應(yīng)該選擇隨機效應(yīng)模型進(jìn)行回歸估計。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（相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均收入、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離、虛擬變量AC）的回歸系數(shù)符號與預(yù)期相一致，且都通過了顯著性檢驗。虛擬變量GC和WTO的回歸系數(shù)符號也與預(yù)期相同，但不具有顯著性，這說明加入WTO因素對我國農(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，在兩年時間內(nèi)國際金融危機對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的沖擊作用還沒有完全顯現(xiàn)出來。

凱恩斯的“絕對收入”假說指出短期內(nèi)消費取決于收入，并且消費隨著收入的增多而增加。所以，伙伴國相對于我國的實際人均收入增加時，其相對消費需求也隨之增加。由于我國國內(nèi)需求相對不足，我國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)積極尋求出口，導(dǎo)致我國對伙伴國的農(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。

實際匯率不是外匯交易市場中真實存在的價格，它是名義匯率經(jīng)過物價水平調(diào)整后的匯率水平，其本質(zhì)是衡量兩種相對價格水平下的相對指標(biāo)，它體現(xiàn)出商品交換過程中的實際供求信息。雙邊實際匯率增加時，人民幣相對于貿(mào)易伙伴國貨幣升值，我國農(nóng)產(chǎn)品價格相對升高，競爭力降低，我國對伙伴國的農(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%，我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支將降低0805%。兩國間進(jìn)行貿(mào)易時，運輸成本是不可避免的費用。當(dāng)此成本增加時，一方面出口商生產(chǎn)企業(yè)的利潤降低，我國對伙伴國的農(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-0211，相比于虛擬變量GC的回歸系數(shù)，此時虛擬變量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)濟一體化行為，同時區(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的沖擊。所以，1997年亞洲金融危機的爆發(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異方差檢驗結(jié)果顯示chi2（19） = 7566，相伴概率是00000，拒絕原假設(shè)“不存在異方差”；Wooldridge自相關(guān)檢驗結(jié)果是F（1，32） = 70405，相伴概率是00000，拒絕原假設(shè)“不存在一階序列相關(guān)”；而方差膨脹因子（VIF）檢驗結(jié)果顯示，最大方差膨脹因子為257，遠(yuǎn)小于10。隨機擾動項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）估計誤差項存在一階自相關(guān)和異方差情形，用標(biāo)準(zhǔn)差估計（PCSE）修正隨機誤差項存在異方差或相關(guān)性情形，用迭代非線性估計技巧——自相關(guān)誤差結(jié)構(gòu)的隨機效應(yīng)模型（AR（1）RE）——估計存在一階序列相關(guān)面板數(shù)據(jù)模型。結(jié)果顯示：解釋變量的回歸系數(shù)符號和預(yù)期一致，且均通過顯著性檢驗；FGLS 估計中虛擬變量AC的系數(shù)符號為正數(shù)，PCSE 和AR（1）RE估計中虛擬變量AC的系數(shù)符號是負(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，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離對我國農(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)生的亞洲金融危機對中國的持續(xù)影響時間有限，大概在2000年左右就消失了。

3.動態(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，可以采用動態(tài)面板據(jù)模型——差分廣義矩估計（差分GMM）和系統(tǒng)廣義矩估計（系統(tǒng)GMM）——進(jìn)行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預(yù)定變量的滯后項和嚴(yán)格外生變量的差分作為工具變量進(jìn)行估計，系統(tǒng)GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據(jù)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計和差分廣義矩估計結(jié)果，所有解釋變量的回歸系數(shù)符號和預(yù)期均一致，這說明在剔除內(nèi)生性問題之后，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的方向性影響不變；在5%顯著水平下，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC的回歸系數(shù)顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數(shù)不顯著，其原因是動態(tài)面板回歸中引入被解釋變量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻(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0474-0480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支增加1%，將使當(dāng)期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支提高0474%-0480%，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)口需求相對穩(wěn)定的狀態(tài)下，增加前一期我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口，將對當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品出口公司有示范和激勵作用，使得當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當(dāng)期農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農(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外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農(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。為了考察文中計量結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對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)?；貧w結(jié)果顯示四個主要解釋變量（相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離）的回歸系數(shù)符號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，且雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區(qū)間的縮短，對本文實證結(jié)果只產(chǎn)生很小的影響，所以文中的實證結(jié)果是穩(wěn)健的、可靠的。

四、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，還可以保障國內(nèi)糧食生產(chǎn)安全，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟的可持續(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)品的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，增強我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，并積極鼓勵農(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)的形式補貼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以出口退稅的形式間接補貼出口企業(yè)，在增加農(nóng)產(chǎn)品供給的同時體現(xiàn)出國際競爭的價格優(yōu)勢；（3）在人民幣國際化的進(jìn)程中實時測算匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格的影響，同步進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格調(diào)整，使貿(mào)易價格真正反映商品交易的實際供求信息；（4）建立“產(chǎn)-運-銷”一體化產(chǎn)業(yè)鏈，防范國際運輸物流風(fēng)險，有效降低貿(mào)易運輸成本；（5）加強區(qū)域間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作，同時要時刻注意防范區(qū)域內(nèi)局部經(jīng)濟惡化的傳播和外溢效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

[1] Zhang D.， Li Y. Forest Endowment， Logging Restrictions and Chinas Wood Products Trade[J].China Economic Review， 2009，20（1）： 46-53.

[2] 張海森， 謝杰. 中國-非洲農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的決定因素與潛力——基于引力模型的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2011（3）： 45-51.

[3] 王 瑞，王麗萍.我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量現(xiàn)狀與影響因素：基于引力模型的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2012（4）： 39-48.

[4] 莊麗娟，姜元武，劉娜. 廣東省與東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量與貿(mào)易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿(mào)易問題， 2007（6）： 81-86.

[5] 賈偉，屈四喜.中國各省份-東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（3）： 25-34.

[6] 帥傳敏.基于引力模型的中美農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009（7）： 48-58.

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[8] 宮同瑤，辛賢，潘文卿. 貿(mào)易壁壘變動對中國-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響——基于邊境效應(yīng)的測算及分解[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（2）：64-74.

[9] 趙文軍. 人民幣匯率、FDI與中國貿(mào)易收支——基于中國制造業(yè)行業(yè)視角的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究， 2010（1）： 3-9.

[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿(mào)易收支實證研究[J].金融研究，2006（6）：150-158.

[11]Xing Y. Processing trade， exchange rates and Chinas bilateral trade balances Journal of Asian Economics， 2012（23）： 540–547.

[12]Zarir S.， Khan M.， Hossain I. A Model of Bilateral Trade Balance： Extensions and Empirical Tests[J].Economic Analysis and Policy， 2010， 40（3）：377-391.

[13]Krugman P.， Baldwin R. The Persistence of the U.S. Trade Deficit [R].Brookings Papers on Economic Activity， 1987，12（1）：1-43.

[14]Bergstrand J.The Generalised Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor Proportion Theory in International Trade[J].Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：143-153.

[15]Rahman M. The Determinants of Bangladeshs Trade： Evidences from the Generalized Gravity Model[R].Working Paper， 2006.

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）

3.動態(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，可以采用動態(tài)面板據(jù)模型——差分廣義矩估計（差分GMM）和系統(tǒng)廣義矩估計（系統(tǒng)GMM）——進(jìn)行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預(yù)定變量的滯后項和嚴(yán)格外生變量的差分作為工具變量進(jìn)行估計，系統(tǒng)GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據(jù)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計和差分廣義矩估計結(jié)果，所有解釋變量的回歸系數(shù)符號和預(yù)期均一致，這說明在剔除內(nèi)生性問題之后，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的方向性影響不變；在5%顯著水平下，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC的回歸系數(shù)顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數(shù)不顯著，其原因是動態(tài)面板回歸中引入被解釋變量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻(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0474-0480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支增加1%，將使當(dāng)期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支提高0474%-0480%，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)口需求相對穩(wěn)定的狀態(tài)下，增加前一期我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口，將對當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品出口公司有示范和激勵作用，使得當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當(dāng)期農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農(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外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農(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。為了考察文中計量結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對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)果顯示四個主要解釋變量（相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離）的回歸系數(shù)符號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，且雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區(qū)間的縮短，對本文實證結(jié)果只產(chǎn)生很小的影響，所以文中的實證結(jié)果是穩(wěn)健的、可靠的。

四、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，還可以保障國內(nèi)糧食生產(chǎn)安全，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟的可持續(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)品的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，增強我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，并積極鼓勵農(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)的形式補貼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以出口退稅的形式間接補貼出口企業(yè)，在增加農(nóng)產(chǎn)品供給的同時體現(xiàn)出國際競爭的價格優(yōu)勢；（3）在人民幣國際化的進(jìn)程中實時測算匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格的影響，同步進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格調(diào)整，使貿(mào)易價格真正反映商品交易的實際供求信息；（4）建立“產(chǎn)-運-銷”一體化產(chǎn)業(yè)鏈，防范國際運輸物流風(fēng)險，有效降低貿(mào)易運輸成本；（5）加強區(qū)域間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作，同時要時刻注意防范區(qū)域內(nèi)局部經(jīng)濟惡化的傳播和外溢效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

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[3] 王 瑞，王麗萍.我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量現(xiàn)狀與影響因素：基于引力模型的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2012（4）： 39-48.

[4] 莊麗娟，姜元武，劉娜. 廣東省與東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量與貿(mào)易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿(mào)易問題， 2007（6）： 81-86.

[5] 賈偉，屈四喜.中國各省份-東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（3）： 25-34.

[6] 帥傳敏.基于引力模型的中美農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009（7）： 48-58.

[7] Bao X.， Qiu L. Do Technical Barriers to Trade： Promote or Restrict Trade？ Evidence from China[J].Asia-Pacific Journal of Accounting﹠Economics， 2010， 17（3）：46-53.

[8] 宮同瑤，辛賢，潘文卿. 貿(mào)易壁壘變動對中國-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響——基于邊境效應(yīng)的測算及分解[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（2）：64-74.

[9] 趙文軍. 人民幣匯率、FDI與中國貿(mào)易收支——基于中國制造業(yè)行業(yè)視角的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究， 2010（1）： 3-9.

[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿(mào)易收支實證研究[J].金融研究，2006（6）：150-158.

[11]Xing Y. Processing trade， exchange rates and Chinas bilateral trade balances Journal of Asian Economics， 2012（23）： 540–547.

[12]Zarir S.， Khan M.， Hossain I. A Model of Bilateral Trade Balance： Extensions and Empirical Tests[J].Economic Analysis and Policy， 2010， 40（3）：377-391.

[13]Krugman P.， Baldwin R. The Persistence of the U.S. Trade Deficit [R].Brookings Papers on Economic Activity， 1987，12（1）：1-43.

[14]Bergstrand J.The Generalised Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor Proportion Theory in International Trade[J].Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：143-153.

[15]Rahman M. The Determinants of Bangladeshs Trade： Evidences from the Generalized Gravity Model[R].Working Paper， 2006.

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）

3.動態(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，可以采用動態(tài)面板據(jù)模型——差分廣義矩估計（差分GMM）和系統(tǒng)廣義矩估計（系統(tǒng)GMM）——進(jìn)行回歸。其中，差分GMM計利用被解釋變量的滯后項、預(yù)定變量的滯后項和嚴(yán)格外生變量的差分作為工具變量進(jìn)行估計，系統(tǒng)GMM引入被解釋變量差分的滯后項與隨機誤差項正交矩條件。根據(jù)面板數(shù)據(jù)的系統(tǒng)廣義矩估計和差分廣義矩估計結(jié)果，所有解釋變量的回歸系數(shù)符號和預(yù)期均一致，這說明在剔除內(nèi)生性問題之后，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的方向性影響不變；在5%顯著水平下，相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、雙邊實際匯率、貿(mào)易加權(quán)距離和虛擬變量AC的回歸系數(shù)顯著。但是，相對實際人均國民收入的回歸系數(shù)不顯著，其原因是動態(tài)面板回歸中引入被解釋變量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支的滯后項作為解釋變量，降低了相對實際人均國民收入對被解釋變量的貢獻(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0474-0480之間，這說明我國前一期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支增加1%，將使當(dāng)期對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支提高0474%-0480%，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)口需求相對穩(wěn)定的狀態(tài)下，增加前一期我國對伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口，將對當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品出口公司有示范和激勵作用，使得當(dāng)期我國農(nóng)產(chǎn)品公司增加對伙伴國的出口，從而改善我國對伙伴國的當(dāng)期農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易收支狀況。此外，雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值最小，這說明雙邊實際匯率對農(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外匯的管制，但仍然實行有管理的浮動匯率制，并不是基于貨幣供給和需求的完全市場化浮動匯率制，匯率對我國農(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。為了考察文中計量結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性，一方面可以減少研究對象，對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)?；貧w結(jié)果顯示四個主要解釋變量（相對實際人均農(nóng)產(chǎn)品增加值、相對實際人均國民收入、雙邊實際匯率和貿(mào)易加權(quán)距離）的回歸系數(shù)符號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，且雙邊實際匯率的回歸系數(shù)絕對值也是最小的。因此，無論是研究對象的減少還是樣本區(qū)間的縮短，對本文實證結(jié)果只產(chǎn)生很小的影響，所以文中的實證結(jié)果是穩(wěn)健的、可靠的。

四、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，還可以保障國內(nèi)糧食生產(chǎn)安全，促進(jìn)宏觀經(jīng)濟的可持續(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)品的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，增強我國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力，并積極鼓勵農(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)的形式補貼農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，以出口退稅的形式間接補貼出口企業(yè)，在增加農(nóng)產(chǎn)品供給的同時體現(xiàn)出國際競爭的價格優(yōu)勢；（3）在人民幣國際化的進(jìn)程中實時測算匯率對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格的影響，同步進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易價格調(diào)整，使貿(mào)易價格真正反映商品交易的實際供求信息；（4）建立“產(chǎn)-運-銷”一體化產(chǎn)業(yè)鏈，防范國際運輸物流風(fēng)險，有效降低貿(mào)易運輸成本；（5）加強區(qū)域間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作，同時要時刻注意防范區(qū)域內(nèi)局部經(jīng)濟惡化的傳播和外溢效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

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[2] 張海森， 謝杰. 中國-非洲農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的決定因素與潛力——基于引力模型的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2011（3）： 45-51.

[3] 王 瑞，王麗萍.我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量現(xiàn)狀與影響因素：基于引力模型的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2012（4）： 39-48.

[4] 莊麗娟，姜元武，劉娜. 廣東省與東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量與貿(mào)易潛力分析——基于引力模型的研究[J].國際貿(mào)易問題， 2007（6）： 81-86.

[5] 賈偉，屈四喜.中國各省份-東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（3）： 25-34.

[6] 帥傳敏.基于引力模型的中美農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009（7）： 48-58.

[7] Bao X.， Qiu L. Do Technical Barriers to Trade： Promote or Restrict Trade？ Evidence from China[J].Asia-Pacific Journal of Accounting﹠Economics， 2010， 17（3）：46-53.

[8] 宮同瑤，辛賢，潘文卿. 貿(mào)易壁壘變動對中國-東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響——基于邊境效應(yīng)的測算及分解[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2012（2）：64-74.

[9] 趙文軍. 人民幣匯率、FDI與中國貿(mào)易收支——基于中國制造業(yè)行業(yè)視角的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究， 2010（1）： 3-9.

[10]戴世宏.人民幣匯率與中日貿(mào)易收支實證研究[J].金融研究，2006（6）：150-158.

[11]Xing Y. Processing trade， exchange rates and Chinas bilateral trade balances Journal of Asian Economics， 2012（23）： 540–547.

[12]Zarir S.， Khan M.， Hossain I. A Model of Bilateral Trade Balance： Extensions and Empirical Tests[J].Economic Analysis and Policy， 2010， 40（3）：377-391.

[13]Krugman P.， Baldwin R. The Persistence of the U.S. Trade Deficit [R].Brookings Papers on Economic Activity， 1987，12（1）：1-43.

[14]Bergstrand J.The Generalised Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor Proportion Theory in International Trade[J].Review of Economics and Statistics， 1989， 71（1）：143-153.

[15]Rahman M. The Determinants of Bangladeshs Trade： Evidences from the Generalized Gravity Model[R].Working Paper， 2006.

（責(zé)任編輯：關(guān)立新）