借“一帶一路”之力擴大對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口
——基于二元邊際和VAR模型的實證研究

楊逢珉 丁建江

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借“一帶一路”之力擴大對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口
——基于二元邊際和VAR模型的實證研究

楊逢珉 丁建江

摘 要：俄羅斯地處歐亞大陸腹地，是中國推動“一帶一路”戰(zhàn)略發(fā)展的重要伙伴。俄羅斯擁有巨大的農(nóng)產(chǎn)品市場，是我國農(nóng)產(chǎn)品重要的出口目的地市場，并且還有很大發(fā)展空間。集約邊際是中國農(nóng)產(chǎn)品出口俄羅斯市場增長變化中起主要推動作用的原因。我們認為，在農(nóng)產(chǎn)品對俄羅斯出口中，俄羅斯市場規(guī)模和農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率對二元邊際產(chǎn)生作用的方向并不相同，但農(nóng)業(yè)資金投入對擴展邊際和集約邊際均有促進作用。基于以上分析，中國應當結合“一帶一路”戰(zhàn)略的推進，加大農(nóng)業(yè)資金投入力度，不斷提升農(nóng)業(yè)技術創(chuàng)新能力。

關鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；中國與俄羅斯；擴展邊際；集約邊際

俄羅斯作為東部陸海絲綢之路的主要經(jīng)過地，對“新絲綢之路經(jīng)濟帶”的構建將起到重要作用。俄羅斯和中國均為農(nóng)產(chǎn)品主要生產(chǎn)國和消費國，開展農(nóng)業(yè)合作，擴大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易是中俄雙邊貿(mào)易關系中的重要領域。2004年中國出口俄羅斯的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額為5.78億美元，2013年增長至19.85億美元，年均增長14.69%。然而，2013年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口占世界對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口總額的比重僅為4.95%，①俄羅斯僅為中國第六大農(nóng)產(chǎn)品出口市場，由此可見，中國農(nóng)產(chǎn)品出口俄羅斯市場還存在巨大潛力。中國“一帶一路”戰(zhàn)略的推進以及亞投行和金磚國家開發(fā)銀行的設立勢必給中俄合作帶來新的契機，因此，利用當前有利形勢，加強中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，對擴大中國農(nóng)產(chǎn)品出口、降低歐美貿(mào)易摩擦的負面影響具有十分重要的意義。

一、中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口特征

（一）對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模逐漸擴大

由于俄羅斯農(nóng)業(yè)勞動力人數(shù)逐年下降，僅僅依靠國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)和供應，已經(jīng)無法做到自給自足，肉類、蔬菜以及水果等農(nóng)產(chǎn)品需要大量從國外進口，因此世界各國都將俄羅斯視為重要的農(nóng)產(chǎn)品出口市場。

基于地理位置和農(nóng)產(chǎn)品成本優(yōu)勢，中國同樣也是俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品進口的重要來源地。2004～2013年，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口總體呈正增長，由2004年的5.78億美元增加到2013年的19.85億美元，增長了近2.5倍。2004年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額小于美國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額。但是，2010年中國超過美國成為俄羅斯第三大農(nóng)產(chǎn)品進口市場并保持到2013年。①中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口額逐年上升，同第一大和第二大對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口國的差距不斷縮小。

（二）對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易不平衡狀況有所改善

進入21世紀以來，中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展迅速，2011年中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額突破30億美元，并保持增長趨勢。在中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額持續(xù)增長的同時，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口也逐漸由逆差國轉變?yōu)轫槻顕?，順差逐漸擴大。2004～2009年，在中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中，中國為逆差國，2005年逆差額高達4.58億美元。2010年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易首次出現(xiàn)順差，目前已經(jīng)連續(xù)4年順差，并且順差額不斷擴大，由2010年的6,020萬美元增加到2013年的4.14億美元，年均增長率高達146.82%。

中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易順差的增速高出同期雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的增速。中俄雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額則由2010年的28.35億美元增加到2013年的35.56億美元，年均增長率為6.36%。

（三）對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口種類相對集中

首先，在2013年中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口中，比重高于10%的僅有5類，按比重大小排列分別為蔬菜、水果及制品（20.14%），肉、魚及其制品（18.64%），食用水果及堅果（15.87%），水產(chǎn)品（13.64%）和食用蔬菜、根及塊蓮（12.31%）。該5類農(nóng)產(chǎn)品總計占農(nóng)產(chǎn)品出口的80.61%，表明中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的種類高度集中。

其次，從出口增長速度看，增長最快的為食品工業(yè)殘渣及廢料，2004年占農(nóng)產(chǎn)品出口比重僅為0.02%，到2013年增長至2.38%，年均增長率為92.99%。

再次是水產(chǎn)品和糖類，近10年年均增長率分別為40.23%和35.41%。該3類農(nóng)產(chǎn)品主要為勞動密集型和資源密集型產(chǎn)品，是中國發(fā)揮勞動力和資源要素稟賦優(yōu)勢的結果。

二、中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際分析

（一）二元邊際理論基礎及測度

目前主要有產(chǎn)品、國家、企業(yè)3個層面的二元邊際分析和研究，本文主要采用產(chǎn)品層面的二元邊際分析。錢學鋒（2010）認為，集約邊際意味著一國出口增長主要來源于現(xiàn)有出口產(chǎn)品在單一方向上的擴張，即產(chǎn)品數(shù)量上的增長；擴展邊際則表明一國出口增長主要是基于出口產(chǎn)品種類的增加。①本文借鑒Hummels和Klenow （2005）的分解方法，將二元邊際分解為擴展邊際（EM）和集約邊際（IM）。擴展邊際和集約邊際可以分別定義為：

EMij表示i國對j國出口的擴展邊際，其中i表示出口國，j表示進口國，對于參考國w，選取世界作為參考整體。k表示產(chǎn)品集合，kij表示i國出口到j國的產(chǎn)品種類，kwj表示世界出口到j國的產(chǎn)品種類。p、x分別代表產(chǎn)品價格和數(shù)量。擴展邊際可以理解為世界出口j國中同i國出口j國種類相同的產(chǎn)品的出口額占世界出口j國的總出口額的比重。擴展邊際越大，表明i國同世界出口種類重合度越高，i國對j國在種類上實現(xiàn)了出口。同樣，集約邊際可以解釋為i國出口j國的產(chǎn)品集合內(nèi)i國與世界出口j國的貿(mào)易額的比重。集約邊際越大，表明在相同的產(chǎn)品上i國實現(xiàn)了越多的出口。

（二）對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際分解

由圖1可知：（1）1996～2007年中國出口俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品的擴展邊際值走勢波動較大，圍繞0.6上下波動；2008年之后，擴展邊際值逐漸趨于穩(wěn)定，保持在0.45左右的水平，并且于2010年達到最低值0.44。盡管2011～2013年連續(xù)3年出現(xiàn)小幅增長，但1996～2013年擴展邊際值從0.7058降至0.4857，降幅達31.18%，說明產(chǎn)品種類的擴張在中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長中的貢獻逐漸降低；（2）中國出口俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品的集約邊際值相對比較穩(wěn)定，始終保持在0.06至0.1之間波動，并于2013年達到最高值0.1；（3）中國出口俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品集約邊際值除1997年、1999年、2000年、2005年以及2012年出現(xiàn)較小降幅外，其余12個年份均實現(xiàn)穩(wěn)定增長。集約邊際從1996年的0.06增加到2013年的0.1019，增長率甚至達到69.77%?？梢姡a(chǎn)品數(shù)量的增長在中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長中的貢獻逐漸上升。綜上所述，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長中，主要推動作用為集約邊際，而擴展邊際對農(nóng)產(chǎn)品出口增長的貢獻在不斷下降。

圖1 中國農(nóng)產(chǎn)品對俄羅斯出口二元邊際

三、中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口增長的二元邊際影響因素

（一）二元邊際影響因素模型設定及變量解釋

Hummels（2005）以及Amurgo（2008）的研究表明，目標市場規(guī)模對集約邊際和擴展邊際均具有影響，同時，Liapis（2011）認為出口國農(nóng)業(yè)附加值也對二元邊際具有一定影響。因此，本文以1996～2013年為考察區(qū)間，以進口國GDP增長率代表市場規(guī)模，同時選取中國人均農(nóng)業(yè)附加值同俄羅斯人均農(nóng)業(yè)附加值的比重以及中國農(nóng)業(yè)資金投入作為中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的擴展邊際和集約邊際的影響因素進行分析（表3）。其中擴展邊際和集約邊際的數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，中國農(nóng)業(yè)資金投入數(shù)據(jù)來源于財政部網(wǎng)站，其余變量數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。VAR模型（向量自回歸模型）對于相互聯(lián)系的時間序列變量系統(tǒng)是有效的預測模型。本文采用VAR模型對影響二元邊際的各項指標進行分析，其表達式如下：

其中Yt是一個內(nèi)生變量列向量，xt是外生變量向量，A1，A2，…，AN和B是帶估計的系數(shù)矩陣，εt則是誤差向量。

表1 變量及其定義

（二）模型估計及結果分析

1.單位根檢驗—ADF檢驗

單位根檢驗①對于時間序列平穩(wěn)性檢驗非常重要，如果存在單位根就表明時間序列是非平穩(wěn)的，非平穩(wěn)的時間序列就容易在回歸分析中存在偽回歸。同時，之后的協(xié)整檢驗以及VAR模型的建立都是在時間序列平穩(wěn)的基礎上建立的。因此需要對變量進行單位根檢驗來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。為避免出現(xiàn)異方差現(xiàn)象，所有變量取對數(shù)形式，即分別用LnEMCTR、LnIMCTR、LnGDPR、LnWORK和LnINVEST來表示。

表2 ADF單位根檢驗結果

檢驗結果顯示（見表2），所有變量在5%的置信水平下均為非平穩(wěn)時間序列，但是經(jīng)過一階差分后，所有變量都通過了ADF檢驗，證明一階差分后均為平穩(wěn)的時間序列，即LnEMCTR、LnIMCTR、LnGDPR、LnWORK和LnINVEST均為一階單整過程Ⅰ(1)，可以進行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗—Johansen檢驗

協(xié)整關系是指長期而言各個經(jīng)濟變量之間存在穩(wěn)定的關系，本文以Johansen法對主變量進行檢驗。進行協(xié)整檢驗以及建立VAR模型之前需要確定變量滯后階數(shù)，本文通過施瓦茨信息準則（SC）和赤池準則（AIC）判別方法對變量滯后階數(shù)進行選擇。根據(jù)SC和AIC準則，本文最終確定無論是擴展邊際還是集約邊際，都建立VAR（2）模型。

表3 擴展邊際影響因素回歸的Johansen檢驗

表4 集約邊際影響因素回歸的Johansen檢驗

Johansen 檢驗的結果如表3所示。由于33.42143＞29.79707，因此拒絕原假設，同時11.68171＜ 15.49471，所以認為LnEMCTR、LnGDPR、LnWORK和LnINVEST有兩個協(xié)整關系。同理，由表4可知，由于16.58039＞15.49471，因此拒絕原假設；同時，3.253116＜3.841466，所以，LnIMCTR、LnGDPR、LnWORK 和LnINVESTR存在3個協(xié)整關系。所以，擴展邊際以及集約邊際均同俄羅斯市場規(guī)模、中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率、中國農(nóng)業(yè)資金投入這3個自變量存在長期穩(wěn)定的均衡關系。借助Eviews6.0軟件，得出標準化后的協(xié)整方程如下：

方程下方圓括號中為回歸系數(shù)的標準差，方括號中為T值，兩個方程的回歸系數(shù)基本上都在1%和5%的水平上顯著。

根據(jù)協(xié)整方程可知，擴展邊際同俄羅斯市場規(guī)模呈負相關關系，俄羅斯國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，擴展邊際減少0.22%。對此我們的解釋是：雖然俄羅斯市場規(guī)模不斷擴大，但其對中國農(nóng)產(chǎn)品需求的種類相對固定，甚至出現(xiàn)逐漸減少的情況。因此，中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口仍然沿著原有農(nóng)產(chǎn)品種類出口途徑增長。同時，擴展邊際與中國農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率以及中國農(nóng)業(yè)資金投入均為正相關，勞動生產(chǎn)率和農(nóng)業(yè)資金投入每增加1%，擴展邊際分別增加0.46%和0.15%，可見中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對擴展邊際的正向驅動效應大于中國農(nóng)業(yè)資金投入對擴展邊際的正向影響。

從集約邊際角度看，俄羅斯市場規(guī)模和中國農(nóng)業(yè)資金投入均對集約邊際具有正向推動作用，俄羅斯市場規(guī)模和中國農(nóng)業(yè)資金投入每增加1%，集約邊際分別增加0.25%和0.09%。另一方面，中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率同擴展邊際呈負相關關系，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率每提高1%，擴展邊際反而減少0.48%。背后的原因可能是由于中國農(nóng)產(chǎn)品出口俄羅斯市場主要以勞動密集型產(chǎn)品為主，隨著中國現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技的提升，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率不斷提高，使得中國農(nóng)產(chǎn)品的出口逐漸從勞動密集型產(chǎn)品轉向資本密集型產(chǎn)品，因此原有農(nóng)產(chǎn)品種類的出口量減少，集約邊際隨之降低。

3.廣義脈沖響應分析

雖然上述內(nèi)容分析了各經(jīng)濟變量對二元邊際的影響趨勢，但為進一步研究各經(jīng)濟變量與二元邊際之間的動態(tài)關系以及VAR模型的動態(tài)特征，有必要進行廣義脈沖響應分析和方差分解。其中，脈沖響應分析用于描述在一個內(nèi)生變量的誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對VAR模型的影響。通常非穩(wěn)定的VAR模型不能進行脈沖響應分析，因此，本文首先采用AR根估計分別對擴展邊際和集約邊際的VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，結果表明全部根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，所以VAR模型是穩(wěn)定的，可以進行脈沖響應分析。

由圖2可以看出：（1）當在本期給GDPR一個正向沖擊后，會引起擴展邊際呈現(xiàn)下降趨勢，在第3期達到最大的負響應，之后逐漸收斂，這同之前的分析一致；（2）當在本期給WORK一個正向沖擊后，擴展邊際的沖擊響應出現(xiàn)上下波動的趨勢，于第8期之后開始逐漸趨于穩(wěn)定?？傮w而言，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)率對擴展邊際具有拉動作用；（3）對于來自INVEST的沖擊，擴展邊際首先在第2期達到最大的負響應，并于第3期達到最大的正響應后逐漸收斂，說明農(nóng)業(yè)投資對擴展邊際的影響較小。

圖2 EMCTR對AVC、LABORC、GDPR的脈沖響應

由圖3可以看出：（1）受到GDPR一個單位標準差的正向沖擊后，集約邊際首先呈現(xiàn)上升趨勢，在第3期達到最大值后逐漸下降，并于第5期達到最低點，第6期開始逐漸回升。這說明短期內(nèi)俄羅斯市場規(guī)模擴大會引起集約邊際的增長；（2）當在本期給WORK一個正向沖擊后，集約邊際首先表現(xiàn)出負響應，在第3期達到最低點之后迅速上升，并于第8期達到最高點，之后逐漸趨于穩(wěn)定，可見農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)率對集約邊際的影響具有一定時滯；（3）對于來自INVEST的沖擊，沖擊響應在第2期后始終處于正向狀態(tài)，且持續(xù)時間較長。因此，農(nóng)業(yè)資金投入對集約邊際的增長具有長期穩(wěn)定的正向作用。

圖3 IMCTR對AVC、LABORC、GDPR的脈沖響應

4.方差分解

方差分解用于分析影響內(nèi)生變量結構沖擊的貢獻程度，方差分解的結果如表5所示。從表中可以看出，擴展邊際在第1期內(nèi)只受自身波動的影響，俄羅斯市場規(guī)模、中國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)率以及農(nóng)業(yè)投資對擴展邊際的作用從第2期開始顯現(xiàn)，從第7期開始沖擊影響趨于穩(wěn)定，保持在30.1%左右的水平，影響微弱。其中俄羅斯市場規(guī)模的貢獻相對于其他兩項貢獻更大，從第2期到第6期影響逐漸增強，最終穩(wěn)定在15.4%左右。

表5 擴展邊際和集約邊際的方差分解表

相對于擴展邊際，集約邊際受自身影響較小，第10期時僅為39.13%。同時，俄羅斯市場規(guī)模對集約邊際的波動影響最大，從第2期開始逐漸增強，第3期開始始終保持在30%以上的水平。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對于集約邊際的影響從第5期開始基本穩(wěn)定在34%左右，相比其對擴展邊際的影響（7%左右）更大。

四、政策建議

根據(jù)前文實證分析的結論，從下述幾個方面提出進一步推進對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的政策建議。

(一)借“一帶一路”戰(zhàn)略，推進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新

實證研究分析表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率對擴展邊際具有正向促進作用，對增加中國農(nóng)產(chǎn)品對俄羅斯出口有著重要的作用。因此，在實施“一帶一路”戰(zhàn)略的背景下，中國應當將自身的科技優(yōu)勢和俄羅斯巨大的農(nóng)產(chǎn)品市場結合起來，為中國農(nóng)產(chǎn)品出口提供新動力。目前中國農(nóng)業(yè)正在從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)發(fā)展，原有的粗放式增長被證明是不可持續(xù)的，只有加大農(nóng)業(yè)科技投入力度，才能提高中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，擴大出口規(guī)模。因此，中國政府以及中國企業(yè)應注重新型農(nóng)業(yè)科技的發(fā)展和運用，加強基礎性和前沿性的科學研究，并引進先進的生產(chǎn)技術與管理方式。繼續(xù)支持高等院校、科研企業(yè)同農(nóng)民專業(yè)合作社、農(nóng)戶以及涉農(nóng)企業(yè)開展多種形式的技術合作，不斷完善農(nóng)業(yè)科研體系，促進農(nóng)業(yè)科技成果產(chǎn)業(yè)化。

(二)圍繞“一帶一路”戰(zhàn)略部署，加大農(nóng)業(yè)資金投入力度

農(nóng)業(yè)資金的投入對中國對俄羅斯農(nóng)產(chǎn)品出口的增長具有積極、穩(wěn)定且長期的作用，在今后相當長的時期內(nèi)，農(nóng)業(yè)資金投入仍需作為發(fā)展中國農(nóng)業(yè)、提升農(nóng)產(chǎn)品出口的重要措施之一?！耙粠б宦贰苯ㄔO離不開資金的融通，而中國是個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)產(chǎn)品穩(wěn)定持續(xù)的出口是中國經(jīng)濟增長的基礎，所以農(nóng)業(yè)發(fā)展勢必成為金融服務的主要切入點。政府應當持續(xù)加大對農(nóng)業(yè)的資金投入，不斷提高中國農(nóng)業(yè)投入占農(nóng)業(yè)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。通過貸款補貼或者低息貸款等一系列農(nóng)業(yè)貸款優(yōu)惠政策，鼓勵商業(yè)銀行的資金向農(nóng)業(yè)投入，不斷加大對涉農(nóng)企業(yè)的扶持力度，在企業(yè)研發(fā)、生產(chǎn)以及銷售等環(huán)節(jié)上給予財政支持，加快農(nóng)產(chǎn)品規(guī)?；a(chǎn)的建設。企業(yè)也應學會利用銀行圍繞“一帶一路”戰(zhàn)略推出的金融服務和金融產(chǎn)品以及絲綢之路經(jīng)濟帶在農(nóng)業(yè)合作領域帶來的投資資金，積極推動外向型農(nóng)業(yè)的發(fā)展，促進農(nóng)產(chǎn)品對俄羅斯出口的增長。

(三)加強中俄基礎設施建設合作，有效降低貨物運輸成本

基礎設施的建設是“一帶一路”戰(zhàn)略的優(yōu)先領域，因此中俄可在“一帶一路”框架下加強基礎設施建設的合作，包括基礎設施規(guī)劃、技術標準的對接、國際骨干通道的建設等，逐步形成連接兩國的基礎設施網(wǎng)絡，增強進出口貨物集散能力；共同推動口岸基礎設施建設，暢通陸水聯(lián)運及多式聯(lián)運等通道，推進港口合作建設，加強海上物流信息化合作。強大的運輸能力和低廉的物流成本是促進“一帶一路”周邊國家包括中俄貿(mào)易往來的基礎，能夠顯著改善與提高現(xiàn)有中俄之間的貨物運輸效率，以滿足中俄兩國擴大貿(mào)易往來的需要。

(四)發(fā)揮現(xiàn)有機制和平臺的協(xié)同效應，深化中俄農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作

近年來，中俄雙邊貿(mào)易和投資的規(guī)模不斷擴大，從金磚國家、上合組織等多邊合作框架到歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟、“一帶一路”沿線國家發(fā)展戰(zhàn)略等，中俄雙邊經(jīng)貿(mào)關系迎來了空前的重大發(fā)展機遇期。在農(nóng)業(yè)合作方面，由于中俄地理位置接近，雙方均為農(nóng)產(chǎn)品需求大國，中俄在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易上具有很強的互補性，因此兩國在農(nóng)產(chǎn)品領域的經(jīng)貿(mào)合作有很大潛力。兩國應當在上海合作組織框架內(nèi)進一步加強農(nóng)業(yè)合作，推動農(nóng)產(chǎn)品檢驗檢疫標準互認，促進農(nóng)產(chǎn)品通關便利化，在檢驗檢疫、運輸、報關、查驗和放行等方面構建“綠色通道”；應將金磚國家合作機制作為絲綢之路經(jīng)濟帶和歐亞經(jīng)濟聯(lián)盟對接合作的重要平臺，積極利用金磚國家開發(fā)銀行在農(nóng)業(yè)基礎設施建設方面提供的融資便利和資金支持，擴大中俄雙邊貿(mào)易本幣結算范圍，推進貿(mào)易結算便利化。

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（責任編輯：張建華）

Expanding China’s Agricultural Exports to Russia under the “One Belt and One Road” Initiative: Based on the Intensive and Extensive Margins and VAR Model

YANG Feng-min DING Jian-jiang

Abstract:Russia is a very important trade partner to China in the“One Belt and One Road”Initiative. The agricultural product market potential of Russia is tremendous, which gives much room to China’s agricultural product exports to Russia. Based on the theoretical framework of the VAR model, this paper mainly analyzes the growth of agricultural trade between China and Russia from year 1996 to 2013 from the perspective of extensive and intensive margins. The result shows that China’s agricultural export trade expansion to Russia is mainly achieved along the intensive margin. The empirical result also shows that gross domestic product of Russia and agricultural productivity exert opposite effects on extensive and intensive margins, while agriculture investment of China has a positive effect on both extensive and intensive margins. According to the theoretical analysis and empirical research, China needs to actively make use of New Development Bank and Asian Infrastructure Investment Bank under the “One Belt and One Road” Initiative to increase investment in agricultural production and research, and improve agricultural technology innovation ability.

Key words:agricultural trade; Sino-Russia; extensive margin; intensive margin

中圖分類號：F746.12

文獻標識碼：A

文章編號：1006-1894（2016）03-0037-10

作者簡介：楊逢珉，華東理工大學商學院教授，博導，研究方向：國際經(jīng)濟；丁建江，華東理工大學商學院碩士研究生，研究方向：國際經(jīng)濟。