中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素實證研究

李黎 楊娜

（石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832000）

中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素實證研究

李黎 楊娜

（石河子大學經(jīng)濟與管理學院，新疆 石河子 832000）

文章在分析中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀的基礎上，實證研究了中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素，并運用面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。結(jié)果表明：兩國經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、存在共同邊界、均加入WTO四個因素對雙邊貿(mào)易流量具有正向的促進作用，其中兩國均加入WTO對雙邊貿(mào)易流量促進作用最大，兩國首都之間的距離對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響不顯著。

中國；中亞國家；農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；影響因素

一、引言

隨著絲綢之路經(jīng)濟帶戰(zhàn)略的推進，中國與中亞各國在人員、信息、技術、資金的交流以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來越來越頻繁，同時中國與中亞各國民眾的生活習慣和消費需求也在相互交流和不斷融合，尤其是中國新疆，不僅與中亞國家具有獨特的地緣優(yōu)勢，同時在文化上也具有一定的相似性，進行農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的范圍越來越廣泛。因此，推進中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，不僅是提高資源利用率、增強區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品競爭力的重要措施，也是滿足消費者差異化需求、增加區(qū)域民眾福祉的必然選擇。

國內(nèi)外學者從共同邊界、制度安排、技術標準及人均收入差距對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素進行了積極的探索。Maccallum和John［1］運用拓展的貿(mào)易引力模型研究邊界效應對貿(mào)易的影響，認為加拿大與美國的邊界效應對貿(mào)易規(guī)模的影響是顯著的。區(qū)域優(yōu)惠貿(mào)易安排、區(qū)域一體化進程能夠有效推動農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易［2-5］。匯率波動是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的重要因素［6-8］。農(nóng)產(chǎn)品標準的提升對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模產(chǎn)生較大的負向影響［9］。孫林、張海森［10］研究則表明國家之間人均收入差異越大，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額就越小。

隨著中國與中亞國家貿(mào)易規(guī)模的擴大，學者們對中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素進行了一定的研究。龔新蜀［11］研究表明中亞五國市場對農(nóng)產(chǎn)品的需求是決定中國對其出口貿(mào)易波動的主導因素。中國國內(nèi)因素、中亞五國經(jīng)濟發(fā)展水平與國民購買力一定程度上促進中國與中亞國家之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；農(nóng)產(chǎn)品的易腐性、鮮活性等特點決定了運輸距離對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有顯著的負向影響［12］。貿(mào)易政策和基礎設施與服務，特別是出口融資服務的發(fā)展極大地削弱自然因素對中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額不利影響［13］。

綜上所述，國內(nèi)外學者普遍認為距離、政策、基礎設施、人均收入水平和技術標準是影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的重要因素。本文擬將貿(mào)易引力模型用于中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素的分析之中，引入收入水平、人口、共同邊界以及世界貿(mào)易組織變量實證檢驗其對中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。

表1　　中國向中亞五國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額　　單位：萬美元

二、中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀

（一）中國對中亞國家農(nóng)產(chǎn)品出口

1.出口貿(mào)易規(guī)模。哈薩克斯坦是中國在中亞五國中最大的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易伙伴，占中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的49%。2005-2014年中國對哈薩克斯坦農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易總額呈增長趨勢，10年間增長1.76億美元，并且農(nóng)產(chǎn)品占總貿(mào)易額比重不斷增加，由2005年的1.31%增長到2014年的1.79%。

吉爾吉斯斯坦是中國第二大農(nóng)產(chǎn)品出口國，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口額由2005年的2030萬美元增加到2014年的1.824億美元，十年間增加了1.621億美元，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易占總貿(mào)易比重由2005年的2.34%增加到2014年的3.48%，增加了1.14個百分點。烏茲別克斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦三國與中國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額雖然在增加，但農(nóng)產(chǎn)品在總貿(mào)易額中所占的比重在不斷減少，尤其是烏茲別克斯坦在十年間減少了4.66%（見表1）。

2.出口貿(mào)易產(chǎn)品結(jié)構2014年中國對中亞五國出口的農(nóng)產(chǎn)品主要為肉及食用雜碎、水果及堅果，這兩大類勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品占到全年農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的63%（見表3）。

（二）中國從中亞國家農(nóng)產(chǎn)品進口現(xiàn)狀

1.進口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模。中國從中亞五國進口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模呈現(xiàn)逐漸增加的趨勢，從2005年的89.66萬美元增加到2014年的18789.97萬美元，增長了208倍。哈薩克斯坦是中國與中亞五國進口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中最大的合作伙伴，2014年中國由哈薩克斯坦進口農(nóng)產(chǎn)品總額為1.57億美元，中國由哈薩克斯坦進口的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額占中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額比重的83.54%（見表3）。

表2　　中國向中亞五國2014年間主要農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額　　單位：萬美元

表3　　中國從中亞五國農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易額　　單位：萬美元

2.進口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的產(chǎn)品結(jié)構。2014年中國從中亞五國進口的農(nóng)產(chǎn)品主要有水果及堅果、谷物、子仁及果實，分別占中國對中亞五國農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易額的21.23%、37.46%、40.47%，累計占農(nóng)產(chǎn)品總進口額的99.16%（見表4）。

表4中國從中亞五國2014年間主要農(nóng)產(chǎn)品進口貿(mào)易額　　單位：萬美元

三、中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素的實證檢驗

（一）引力模型的構建與指標的解釋

最早將引力模型用于國際貿(mào)易流量研究的是荷蘭著名計量經(jīng)濟學家丁伯根和德國經(jīng)濟學家波于洪恩，他們于1962和1963年先后通過實證研究發(fā)現(xiàn)，兩國之間貿(mào)易量與兩國經(jīng)濟總量正相關，與兩國之間距離負相關。基于以上分析，得出貿(mào)易引力模型的基本形式為：

將以上模型兩端取自然對數(shù)，轉(zhuǎn)換為線性形式：

其中，β0，β1，β2為回歸系數(shù)，μij為標準隨機誤差。

貿(mào)易引力模型的一般形式為：

由于研究對象是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，需要考慮農(nóng)產(chǎn)品的消費特征，所以在經(jīng)典引力模型中引入人口解釋變量。同時，又引入其他變量對其進行擴展，建立相關模型。最終本文的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易引力模型形式為：

其中，因變量Mij為i國與j國雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額，i代表中國，j代表中亞五國，Yi為進口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值，Yj是出口國的國內(nèi)生產(chǎn)總值；Dij為兩國經(jīng)濟中心或主要港口之間的距離，本文選取中國首都北京與中亞五國各國首都作為度量值；Pi表示人口數(shù)量，Pj表示中亞五國各國人口數(shù)量，Aij為其他促進或阻礙兩國之間貿(mào)易流動的因素；WTO表示是否同屬于世界貿(mào)易組織。關于解釋變量和預期符號及理論說明可見表5。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取數(shù)據(jù)的時間跨度為2005-2014年。雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額（Mij）數(shù)據(jù)來源是利用聯(lián)合國商品貿(mào)易數(shù)據(jù)庫收集整理得到。中國與中亞五國GDP（Yi*Yj）、中國與中亞人口規(guī)模（Pi*Pj）數(shù)據(jù)來源是利用世界銀行在線數(shù)據(jù)庫整理得到的，兩國首都間距離（Dij）是由Google Earth軟件測量得到，各國加入世貿(mào)組織情況是由網(wǎng)絡收集得到。

（三）描述性統(tǒng)計分析

由表6的描述性統(tǒng)計結(jié)果來看：

1.從國內(nèi)生產(chǎn)總值來看，中國與中亞五國GDP相差很大。2014年中亞五國平均GDP為168.62億美元，中國是中亞五國的134倍。兩國間經(jīng)濟發(fā)展水平差距越小，國家間進行貿(mào)易的可能性越大，這表明雙方的潛在供給能力與潛在需求能力越大。

2.中國與中亞五國人口規(guī)模差距很大。2005年中亞五國總?cè)丝趦H為中國總?cè)丝诘?.45%，到2014年，五國的人口總量雖然有所增加，但是人口總量為中國總?cè)丝诘?.9%。由于中亞五國的主要人口信仰伊斯蘭教，由于信仰和飲食習慣的不同，也影響著中國與中亞五國不同農(nóng)產(chǎn)品消費結(jié)構。

表5　　解釋變量對因變量的預期符號和理論說明

表6　　描述性統(tǒng)計分析

3.中國與哈薩克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦三國接壤。中國首都北京與吉爾吉斯斯坦的首都比什凱克距離最近，為3470公里，與土庫曼斯坦首都阿什哈巴德距離最遠有4945公里。

4.中國與吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦同為世貿(mào)組織的成員國，中國與除土庫曼斯坦之外的四國均是上海合作組織成員國，哈薩克斯坦是“俄白哈”關稅同盟的成員國，塔吉克斯坦、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦三國是歐亞聯(lián)盟成員國。區(qū)域經(jīng)濟合作組織成員之間具有很多的內(nèi)部優(yōu)惠政策，這些優(yōu)惠政策對中國與中亞五國之間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來影響很大。

（四）引力模型檢驗及結(jié)果分析

為避免模型的偽回歸問題，首先對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。

由表7可知，雙邊貿(mào)易流量的單位根檢驗中僅有IPS檢驗的P值等于0.1456大于0.05，檢驗未通過，其他三個檢驗P值均小于0.05，說明雙邊貿(mào)易流量數(shù)據(jù)不存在單位根，該數(shù)據(jù)平穩(wěn)。雙邊經(jīng)濟規(guī)模單位根檢驗中四個檢驗的P值均大于0.05，未通過檢驗，說明雙邊貿(mào)易規(guī)模存在單位根，需要進行一階差分。雙邊人口規(guī)模單位根檢驗僅有LLC檢驗P值小于0.05，其他三個檢驗均未通過，說明雙邊人口規(guī)模存在單位根，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，需要進行一階差分。

根據(jù)以上檢驗，對雙邊經(jīng)濟規(guī)模與雙邊人口規(guī)模進行一階差分，并進行單位根檢驗。

由表8可知，雙邊經(jīng)濟規(guī)模及雙邊經(jīng)濟規(guī)模單位根檢驗在一階差分下P值均小于0.05，通過檢驗，拒絕原假設，不存在單位根，證明存在長期平穩(wěn)。由此可知，本文中的數(shù)據(jù)回歸不存在偽回歸。

本文運用統(tǒng)計軟件Eviews對面板數(shù)據(jù)的擴展形式進行了混合回歸，回歸結(jié)果見表9。

由表9可知，變量的符號與預測一致。Ln （Yi*Yj）、Ln（Pi*Pj）、LnDij、Aij、WTO的估計值分別為0.73、0.68、-0.21、0.76、1.29，以上變量除外，其他變量的P統(tǒng)計量均小于0.1，通過顯著性檢驗，LnDij的P統(tǒng)計量為0.44，大于0.1，未通過顯著性檢驗，從變量中剔除。模型的擬合優(yōu)度為R2為0.65，調(diào)整后的為0.61，對數(shù)似然LR為-62.04，DW值為0.12。

由模型可知，兩國名義國內(nèi)生產(chǎn)總值對雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量彈性為0.73，表明兩國名義國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量平均增加0.73%；兩國總?cè)丝趯﹄p邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量的彈性為0.68，表明兩國總?cè)丝诿吭黾?%，雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量平均增加0.68%；兩國是否存在共同邊界對雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量的彈性為0.76，表明兩國擁有共同邊界，雙邊貿(mào)易流量平均增加0.76%；兩國是否均加入WTO關于雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量彈性為1.29，表明兩國若均加入WTO，雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量平均增加1.29%，促進作用最大。

表7　雙邊貿(mào)易流量、雙邊經(jīng)濟規(guī)模、雙邊人口規(guī)模單位根檢驗

表8雙邊經(jīng)濟規(guī)模與雙邊人口規(guī)模單位根檢驗一階差分

表9　　模型混合回歸結(jié)果

四、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

兩國經(jīng)濟規(guī)模正向影響中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量，兩國國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1%，雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量增加0.73%。兩國總?cè)丝谡蛴绊懼袊c中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量，兩國總?cè)丝诿吭黾?%，雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量增加0.68%。兩國是否擁有共同邊界對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量呈現(xiàn)正向影響，兩國若存在共同邊界，則雙邊貿(mào)易流量增加0.76%。兩國均加入WTO對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量影響最大，若均加入WTO，則雙邊貿(mào)易流量會增加1.29%。兩國中心城市之間的距離對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量的影響不顯著。

（二）建議

1.加強農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)科技創(chuàng)新能力，適應中亞國家經(jīng)濟發(fā)展水平要求。中國的出口企業(yè)應該著重發(fā)展自身的科技創(chuàng)新能力，提高品牌價值，找準品牌的戰(zhàn)略定位，重視農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與加工環(huán)節(jié)的科技創(chuàng)新能力，對于經(jīng)濟實力較強的農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)可以申請在貿(mào)易國內(nèi)注冊獨立品牌，并獲取衛(wèi)生資格認證及國際質(zhì)量安全、綠色環(huán)保等相關認證，以良好品牌和優(yōu)秀質(zhì)量擴大市場影響，增強農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力，從而擴大出口量。

2.結(jié)合中亞國家人口結(jié)構，積極推進民族特色農(nóng)產(chǎn)品出口。中國出口至中亞國家的部分農(nóng)產(chǎn)品可根據(jù)中亞國家的飲食習慣發(fā)展特色農(nóng)產(chǎn)品出口，比如肉類及食用雜碎等，可按照信仰伊斯蘭教對飲食的規(guī)定生產(chǎn)包裝，經(jīng)伊斯蘭協(xié)會認證后出口至中亞國家，用特色農(nóng)產(chǎn)品開拓更大的市場。

3.加強中國與中亞國家基礎設施建設，實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易交通便利化。中國與中亞國家間的運輸線路主要分布在中國與中亞鄰國兩側(cè)，不能連接所有國家、覆蓋整個區(qū)域。同時中國與中亞國家間的交通基礎設施及運輸車輛等技術標準不同，運輸沿線稅費名目繁多。解決這一問題應該積極利用上海合作組織機制，制定統(tǒng)一的發(fā)展戰(zhàn)略，解決合作中遇到的實際問題，推動道路交通合作的順利發(fā)展。隨著“絲綢之路經(jīng)濟帶”戰(zhàn)略構想的提出，中亞是絲綢之路的必經(jīng)之地，加強路橋建設不僅為中國與中亞國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易提供便利條件，還為未來中國經(jīng)絲綢之路與歐洲各國貿(mào)易往來提供便利條件。

4.構建中國與中亞國家農(nóng)業(yè)長效合作機制，破除農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易制度障礙。積極加強中國與中亞國家農(nóng)業(yè)技術合作，推進農(nóng)業(yè)技術成果轉(zhuǎn)化、共享，構建長效的技術合作機制。充分發(fā)揮新疆與中亞國家接壤的區(qū)位優(yōu)勢，優(yōu)化新疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構，推進新疆與中亞國家農(nóng)業(yè)合作水平的提升，積極同中亞農(nóng)產(chǎn)品檢驗機構溝通，建立統(tǒng)一的檢驗標準，以減少貿(mào)易摩擦的發(fā)生。

［1］McCallum，J ohn.National Borders Matter：Canada-US Regional Trade Patterns［J］.Journal of American Economic Review，1995，（85）：615-623.

［2］Steven S.Zahniser，Daniel Pick，Greg Pompelli，Mark J.Gehlhar.Regionalism in the Western Hemisphere and Its Impact on U.S.Agriculturel Exports：A Gravity-Model Analysis［J］.Journal of American Agricultural Economics，2002，（84）：791-797.

［3］Sohn，Chan-Hyun.Does the Gravity Model Explain South Korea's Trade Flows［J］.Journal of Japanese Economic Review，2005，（56）：417-430

［4］孫林.中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量及潛力測算——基于引力模型的實證分析［J］.經(jīng)濟學家，2008，（6）：70-76.

［5］李昊，黃季焜.中非農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易：發(fā)展現(xiàn)狀及影響因素實證研究［J］.經(jīng)濟問題探索，2016（4）：142-149.

［6］Frankel J.A，Wei.Trade Blocks and Currency Blocks. NBRE Working Paper，1993，4335.

［7］McKenZie，M.D.The Impact of Exchange Rate Volatility on International Trade Flows［J］.Journal of Economic Surveys，1999，（13）：71-106.

［8］宋海英.中國——拉美農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素：基于引力模型的實證分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2013，（3）：74-78.

［9］田東文，葉科藝.安全標準與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易：中國與主要貿(mào)易伙伴的實證研究［J］.國際貿(mào)易問題，2007，（9）：108-113.

［10］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.

［11］龔新蜀，張曉倩.中國對中亞五國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素分析——基于CMS模型［J］.國際經(jīng)貿(mào)探索，2014，（8）：77-87.

［12］王淑漪，梁丹輝，李志強，李婷婷.中國與中亞農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易影響因素分析［J］.農(nóng)業(yè)展望，2014，（12）：65-69.

［13］侯麗芳，布媧鶼·阿布拉.中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易成本測度及其影響因素分析［J］.廣東農(nóng)業(yè)科學，2015，（7）：161-167.

（責任編輯：李亞利）

新疆維吾爾自治區(qū)人文社科重點研究基地兵團屯墾經(jīng)濟研究中心項目（項目編號：XJEDU020215C04）。

李黎（1981-），女，河南新蔡人，碩士研究生，研究領域：農(nóng)村與區(qū)域發(fā)展；楊娜（1992-），女，新疆石河子人，經(jīng)濟學專業(yè)本科生。