中國(guó)與東盟10國(guó)雙邊水果產(chǎn)品貿(mào)易流量實(shí)證分析

張丹

摘要：引力模型是對(duì)貿(mào)易流量測(cè)算的重要方法。文章以牛頓萬(wàn)有引力模型為基礎(chǔ)，使用中國(guó)與東盟國(guó)家的實(shí)際數(shù)據(jù)建立面板數(shù)據(jù)模型，分析水果在中國(guó)出口的狀況。通過(guò)對(duì)模型的實(shí)證檢驗(yàn)，得出中國(guó)對(duì)東盟10國(guó)水果出口的影響因素主要有人均國(guó)民生產(chǎn)總值、雙邊距離和貿(mào)易制度等。從而為水果產(chǎn)品出口貿(mào)易的可持續(xù)發(fā)展提供參考。

關(guān)鍵詞：水果；出口；引力模型；影響因素

中圖分類(lèi)號(hào)：S66

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1003-4374（2015）03-0036-05The empirical analysis on bilateral fruit products trade flow between China and ASEANcountries--Based on the research of trade gravity model

Zhang Dan

Abstract： The gravity model is an important method of analysis， which is carried out on the trade flows. Thepaper is based on the Newton's universal gravitation model， use the actual data of China and ASEANcountries， establish a panel data model for analysis of fruit export in C.hina. Through the test of the model， theauthor concluded that the major influence factors on bilateral agricultural products trade flows between C.hinaand ASEAN countries are the GDP of pe.r capita， space distance and trade system. To provide a reference forthe sustainable development of the fruit products export trade.

Key words： Fruit products； export； the gravity model； influence. factors

引言

隨著中國(guó)一東盟自貿(mào)區(qū)早期收獲計(jì)劃的實(shí)施，中國(guó)和東盟的水果貿(mào)易已基本實(shí)現(xiàn)零關(guān)稅，中國(guó)與東盟間的水果貿(mào)易也從最初邊民肩挑式貿(mào)易改為車(chē)船貿(mào)易模式?！霸缙谑斋@”計(jì)劃的經(jīng)營(yíng)，東盟國(guó)家已經(jīng)享受到了此計(jì)劃帶來(lái)的好處。出口方面來(lái)看，菲律賓增長(zhǎng)了14%，馬來(lái)西亞和印度尼西亞都有7%的增長(zhǎng)，新加坡是5%，泰國(guó)則已達(dá)到22%。中國(guó)與東盟國(guó)家水果貿(mào)易現(xiàn)狀如何？是否對(duì)中國(guó)熱帶水果生產(chǎn)造成了沖擊和影響？中國(guó)將加強(qiáng)哪些因素來(lái)刺激出口？文章應(yīng)用牛頓萬(wàn)有引力模型對(duì)中國(guó)與東盟10國(guó)水果產(chǎn)品貿(mào)易流量進(jìn)行分析。

引力模型文獻(xiàn)綜述與建立

引力模型介紹

引力模型（ Trade Gravity Model）起源于牛頓的萬(wàn)有引力定律，兩物體相互的作用力與兩物體的質(zhì)量為正相關(guān)關(guān)系，與兩物體的距離成負(fù)相關(guān)關(guān)系。Tinbergen（ 1962）和Poyhonen（ 1963）將該模型運(yùn)用到貿(mào)易領(lǐng)域進(jìn)行研究。認(rèn)為雙邊貿(mào)易流量的規(guī)模與各自的經(jīng)濟(jì)總量正相關(guān)，與雙邊的距離負(fù)相關(guān)。其中，出口國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量反映了出口供給能力，進(jìn)口國(guó)的經(jīng)濟(jì)總量反映了進(jìn)口需求能力，雙邊距離體現(xiàn)的運(yùn)輸成本則是兩國(guó)之間的貿(mào)易的不利因素。之后，有學(xué)者將人口數(shù)量變量引入模型，此變量反應(yīng)國(guó)家的規(guī)模大小，得到較好的論證效果。Bergstrand（1989）用人均GDP替代人口數(shù)量運(yùn)用到模型中，分析效果也很顯著。實(shí)踐證明此方法能夠帶來(lái)更好的分析效果。后來(lái)，Aitken（1973）、Brada在模型中引入虛擬變量，把區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化對(duì)成員國(guó)貿(mào)易的影響引入了模型的估計(jì)中。

模型設(shè)定與變量解釋

作者在前人設(shè)立的貿(mào)易引力模型的基礎(chǔ)上，建立了反映我國(guó)對(duì)東盟10國(guó)水果產(chǎn)品出口的雙邊引力模型。根據(jù)水果產(chǎn)品消費(fèi)的特征和各個(gè)國(guó)家人口經(jīng)濟(jì)環(huán)境的特殊性，在經(jīng)典模型中引人人口解釋?zhuān)ㄒ匀司鵊DP方式進(jìn)行引進(jìn)）更具有合理性。模型方程為：

InfruitEx ijt=c+（31 InDij++p2 InPjt+[331nPit +p4EHPt+uij

其中InfruitExijt為中國(guó)國(guó)與j國(guó)在t年的出口水果產(chǎn)品貿(mào)易額。Dij為東盟其他國(guó)家與廣西自治區(qū)首府南寧之間的直線距離。lnPij和InPi表示除去中國(guó)外的東盟其他國(guó)家和中國(guó)在t年的人均GDP。人均GDP不僅能反應(yīng)GDP代表的一國(guó)的進(jìn)出口產(chǎn)品能力，還能反映一國(guó)的消費(fèi)潛能。WTO和APEC都為虛擬變量，當(dāng)兩國(guó)在t年同屬于某一貿(mào)易集團(tuán)或組織時(shí)取l，否則取0。EHP也是虛擬變量，表示“早期收獲計(jì)劃”（EarlyHarvest Program，EHP），本次統(tǒng)計(jì)模型數(shù)據(jù)都是選取各個(gè)國(guó)家完全結(jié)束降稅計(jì)劃才取值為l。

文章研究中國(guó)對(duì)東盟的水果產(chǎn)品貿(mào)易情況，采取的是雙邊一對(duì)十的研究模式，如果使用的是一年的截面數(shù)據(jù)，樣本容量為11。同時(shí)選4個(gè)解釋變量，則會(huì)出現(xiàn)自由度不足的情況，出現(xiàn)較大的偏差，模型可靠性很低。為此，選用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行的估計(jì)，選取了2001-2011年間中國(guó)與東盟的相關(guān)數(shù)據(jù)，初步樣本容量擴(kuò)充到110，基本解決了自由度不足問(wèn)題。水果數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)。GDP和人口數(shù)量來(lái)自聯(lián)合國(guó)國(guó)家賬戶合計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，人均GDP通過(guò)上述兩種數(shù)據(jù)計(jì)算得來(lái)。國(guó)家之間的距離數(shù)據(jù)則利用time and data.com計(jì)算得出實(shí)際的空間距離，其中中國(guó)選擇南寧，因?yàn)槟蠈幨侵袊?guó)一東盟博覽會(huì)永久舉辦城市，對(duì)東盟各國(guó)尤其如此。東盟均選擇各國(guó)首都。各國(guó)加入WTO和APEC的年份數(shù)據(jù)來(lái)自于世貿(mào)組織網(wǎng)站和亞太經(jīng)合組織網(wǎng)站。

貿(mào)易引力模型的回歸結(jié)果及分析

對(duì)于任何的模型形式，加入過(guò)多變量會(huì)偏離模型本身的含義，弱化模型的解釋能力。鑒于以上分析，貿(mào)易組織變量全加載于同一個(gè)模型中會(huì)存在多重共線性。為了分析EHP、WTO和APEC的影響能力，分別建立回歸方程。

面板數(shù)據(jù)模型在回歸前需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，防止出現(xiàn)偽回歸。對(duì)面板數(shù)據(jù)Infruitex做單位根檢驗(yàn)正如如下檢驗(yàn)所示，在LL檢驗(yàn)、Breitung t-stat檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF - Fisher Chi-square檢驗(yàn)、PP - Fisher Chi-square檢驗(yàn)，p值分別為0.0000、0.0075、0.0557、0.0257和0.0004。只有IPS檢驗(yàn)的P值超過(guò)0.05，其他檢驗(yàn)P值都小于0.05，而且IPS檢驗(yàn)的值為0.0557并不是很大，所以拒絕存在單位根的假設(shè)，認(rèn)為面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

同理，對(duì)面板數(shù)據(jù)Ingdp做單位根檢驗(yàn)，LL檢驗(yàn)、Breitung t-stat檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF - Fisher Chi-square檢驗(yàn)、PP - Fisher Chi-square檢驗(yàn)值分別為0.0000、0.4303、0.1162、0.0835、0.13 35。LL IPS檢驗(yàn)的P值小于0.05為0.00，其他檢驗(yàn)P值都大于0.05，但是根據(jù)李子奈的陳述，只要有一種檢驗(yàn)拒絕存在單位根的假設(shè)，就可以認(rèn)為面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

除了對(duì)以上pool數(shù)據(jù)做單位根檢驗(yàn)還要對(duì)Inpi序列做單位根檢驗(yàn)，可以從Inpi的折線圖觀察是有趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)的，所以在ADF檢驗(yàn)中選擇趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)?？梢钥吹紸DF值為-2.200008大于1%、5%、10%的值分別為-5.521860、-4.107833、-3.515047。所以LNPi接受原假設(shè)存在單位根，但是根據(jù)李子奈的說(shuō)法認(rèn)為包含截距項(xiàng)、包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)、什么都不包含的三種模型中只要有一個(gè)檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，就可以認(rèn)為時(shí)間序列是平穩(wěn)的，檢驗(yàn)中pp檢驗(yàn)0.0287小于0.05，而且liipi為時(shí)間序列，不是面板數(shù)據(jù)，所以pp檢驗(yàn)的結(jié)果也是不能拒絕的，于是認(rèn)為Inpi為平穩(wěn)的。

確定模型的形式首先確定是固定影響還是隨機(jī)影響，進(jìn)行hausman檢驗(yàn)，假設(shè)為建立隨機(jī)效應(yīng)模型，模型如下：因?yàn)镃ross-section random P值為0.0014小于0.05，所以不接受原假設(shè)。分別建立變參數(shù)模型、固定影響模型、不變參數(shù)模型（統(tǒng)計(jì)結(jié)果圖示略）。

從以上的測(cè)算可知?dú)埐钇椒胶蚐1=28.12746；S2=79.72364；S3=765.2331經(jīng)常使用的檢驗(yàn)是協(xié)方差分析檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)如下兩個(gè)假設(shè)：Hl：pl=p2=…=pn；H2：al=a2=-=dN；[31=32=…'=[3N可見(jiàn)如果接受假設(shè)H2則可以認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變參數(shù)模型，無(wú)需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)H2，則需檢驗(yàn)假設(shè)Hl。如果接受Hl，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之拒絕Hl，則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合為變參數(shù)模型。根據(jù)公式F2=（ S3-SlⅥ（N—1）（k+1）]SⅥN（T-k-l）l-F[（N—1）（k+1），N（T-k-l）]計(jì)算，F(xiàn)2=305.735598。在假設(shè)H2下檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F2服從相應(yīng)自由度下的F分布。若計(jì)算所得到的統(tǒng)計(jì)量F2的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值[F2（ 36，70）=1.58526648381].則拒絕假設(shè)H2，繼續(xù)檢驗(yàn)假設(shè)Hl。再根據(jù)公式Fl=（ S2-SlⅥ（N-l）klSl/[N（T—k—1）]一F[（N—1）k，N（T—k—1）]計(jì)算，F(xiàn)1=4.7557751。

計(jì)算所得到的統(tǒng)計(jì)量Fl的值不小于給定置信度下的相應(yīng)臨界值[Fl（ 27，70）=1.6455119854]，則拒絕假設(shè)Hl。根據(jù)以上估計(jì)則認(rèn)為樣本數(shù)據(jù)符合變參數(shù)模型。雖然模型的測(cè)定很理想但是回到實(shí)際中，卻沒(méi)有經(jīng)濟(jì)意義。因?yàn)镮nDij為常量在上述模型中若加入此變量，會(huì)使得數(shù)據(jù)變?yōu)槠娈惥仃?，變參?shù)模型變得無(wú)法估計(jì)，于是重新建立模型建立不變系數(shù)模型由于三個(gè)貿(mào)易集團(tuán)或組織如果同時(shí)加入模型容易出現(xiàn)多重共線性，因此分別建立模型。

模型為：LNFRUITEX=19.99109-0.195479Dij+0.092197LNpij+2.228219EHPt-0.591003LNPl（1）

LNFRUITEX =15.45757-1.013892 dij+0.331919LNPij+1.900212WTOt-0.491431LNpi（2）

LNFRUITEX=2.633 392-0.680256Dij -1.143689LNPij +6.63 1346APEC t+1.620242LNPl（3）

從以上的回歸結(jié)果（見(jiàn)表2）可以看出，表l引力模型回歸結(jié)果各個(gè)解釋變量回歸系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期符號(hào)基本相同，方程通過(guò)F檢驗(yàn)（伴隨概率都接近0）表明該模型中解釋變量對(duì)被解釋變量的總體影響是非常顯著的。

從結(jié)果分析，決定中國(guó)對(duì)東盟10國(guó)雙邊水果出口額的重要因素是貿(mào)易雙方的經(jīng)濟(jì)規(guī)模（人均GDP）、距離因素和制度安排。這些變量顯著水平較高。初始結(jié)果發(fā)現(xiàn)，變量系數(shù)不顯著、有的變量符號(hào)與預(yù)期相悖。原因是樣本國(guó)家文萊是異常數(shù)據(jù)，因?yàn)槲娜R人口極少，其GDP總量有限，但是文萊也是東盟中的大經(jīng)濟(jì)體，所以作者不打算剔除文萊數(shù)據(jù)，僅以現(xiàn)有數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

中國(guó)與東盟 10國(guó)的雙邊水果產(chǎn)品貿(mào)易量與雙邊的經(jīng)濟(jì)總量呈正相關(guān)。從變參數(shù)模型（見(jiàn)表3中系數(shù)LNPij）看到，除部分國(guó)家出現(xiàn)系數(shù)為負(fù)數(shù)，GDP回歸系數(shù)顯著為正，最高回歸系數(shù)為8.334602，表明經(jīng)濟(jì)規(guī)模是影響雙邊貿(mào)易量的重要因素。其中老撾在水果進(jìn)出口上主要是對(duì)中國(guó)的出口、進(jìn)口較少。而新加坡是沒(méi)有農(nóng)業(yè)的國(guó)家，所以水果主要依賴進(jìn)口，系數(shù)上出現(xiàn)復(fù)數(shù)顯然與經(jīng)濟(jì)意義不符。而文萊因?yàn)槿丝谳^少所以人均GDP在測(cè)量上與實(shí)際經(jīng)濟(jì)意義不符，這與前人的研究成果相吻合。菲律賓主要是對(duì)中國(guó)出口，而我們考察的是所有水果品種，所以出現(xiàn)了符號(hào)為負(fù)數(shù)的情況兩國(guó)之間的水果貿(mào)易主要是產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同品種產(chǎn)品的貿(mào)易。在經(jīng)典的引力模型中，人均GDP總量影響貿(mào)易的重要因素，隨著各國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力上漲，水果的需求量也會(huì)上升。

中國(guó)對(duì)10國(guó)的雙邊出口額與首都之間的距離呈負(fù)相關(guān)這一結(jié)論與前面的設(shè)想是一致的，距離大則運(yùn)輸成本高，信息交流困難，相互的文化差異大（包括英文的熟練程度），從而限制了貿(mào)易的進(jìn)一步擴(kuò)大。并且水果產(chǎn)品生鮮易腐特性，要求冷鏈物流運(yùn)輸，對(duì)空間距離時(shí)間長(zhǎng)短更為敏感。在此次實(shí)證分析中距離因素的顯著水平不是很高，且回歸系數(shù)僅為-0.195479、-1.013892和-0.680256，即兩國(guó)之間距離每增加1%，我國(guó)出口額就會(huì)相應(yīng)減少0.19%、l.Ol%和0.68%。研究表明，空間距離的阻隔系數(shù)一般在-0.953到-0.76之間。但現(xiàn)在距離阻隔系數(shù)在這個(gè)區(qū)間左右，表明空間距離作為消極因素不可忽略。系數(shù)的強(qiáng)勁表明，可能是由于EHP、WTO、APEC等一體化因素抵消了空間距離對(duì)貿(mào)易的消極影響，在數(shù)據(jù)運(yùn)動(dòng)中發(fā)揮作用力產(chǎn)生的結(jié)果。可以看出EHP在其中起到的作用最大，因?yàn)榇酥贫劝才诺淖饔昧κ沟帽緛?lái)會(huì)減少l.Ol%貿(mào)易額的情況變?yōu)榱藴p少0.190。所以可以看出，作為中國(guó)一東盟自貿(mào)區(qū)的試驗(yàn)田，早期收獲計(jì)劃實(shí)施一年的情況證明，早期收獲計(jì)劃是一個(gè)互惠雙贏的貿(mào)易安排。

虛擬變量EHP、WTO和APEC的系數(shù)為正。東盟自貿(mào)區(qū)的建立以及降稅計(jì)劃EHP的實(shí)施對(duì)水果產(chǎn)品出口均起到促進(jìn)作用。但是從表3中看，EHP針對(duì)各個(gè)國(guó)家的系數(shù)只是對(duì)菲律賓和緬甸這兩個(gè)國(guó)家的水果產(chǎn)品貿(mào)易作用顯著，對(duì)泰國(guó)、越南、馬來(lái)西亞、老撾的作用不顯著，至于其他東盟國(guó)新加坡、文萊、柬埔寨，系數(shù)符號(hào)均與預(yù)期不符，應(yīng)在回歸過(guò)程中被剔除，但是我們從總體的水平上可以看到EHP系數(shù)可以達(dá)到2.228219，所以降稅計(jì)劃是起到了推進(jìn)作用，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)推進(jìn)。

WTO作用是解決國(guó)際間的貿(mào)易爭(zhēng)端。但卻從建立一開(kāi)始就帶有很強(qiáng)大國(guó)烙印，其框架更注重發(fā)達(dá)國(guó)家的利益，而使發(fā)展中成員受到不公正待遇，從中協(xié)調(diào)較少，懲罰較多。從我國(guó)光伏產(chǎn)品的處罰以及從WTO的宗旨可以看出，所以對(duì)中國(guó)一東盟自由貿(mào)易區(qū)成員的貿(mào)易促進(jìn)作用并不明顯。APEC同WTO是一樣的，作用很小。

結(jié)論

綜上所述，水果產(chǎn)品貿(mào)易流量主要受經(jīng)濟(jì)規(guī)模、人均GDP、距離要素以及貿(mào)易制度等因素的影響。其中反應(yīng)經(jīng)濟(jì)規(guī)模（人均GDP）和貿(mào)易制度是最重要的影響因素；我國(guó)應(yīng)該與東盟各個(gè)伙伴國(guó)努力探索有利因素，消除不利因素，特別是政治分歧；鞏固已有貿(mào)易額度，開(kāi)拓新貿(mào)易產(chǎn)業(yè)；政府同時(shí)建立快速通關(guān)制度，降低水果產(chǎn)品損耗率，以使雙邊水果產(chǎn)品貿(mào)易有更大的發(fā)展。