世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力比較及影響因素分析

張 靜， 武拉平

(中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

全球化將農(nóng)業(yè)帶入到一個(gè)與其“封閉性”原狀完全不同的開(kāi)放經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)環(huán)境中，加速了產(chǎn)品及其要素流動(dòng)，進(jìn)而導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易結(jié)構(gòu)的變動(dòng)及農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的變化。在全球經(jīng)濟(jì)一體化背景下，世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也隨之優(yōu)化，盡管各國(guó)第一產(chǎn)業(yè)比重不斷下降，但不可否認(rèn)的是，農(nóng)業(yè)一直是一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不可忽視的產(chǎn)業(yè)，這不僅是由于農(nóng)業(yè)是一國(guó)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，更重要的是農(nóng)業(yè)具有多功能性，糧食安全關(guān)系著國(guó)家安全。隨著國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展，我國(guó)已逐漸成為世界第三大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國(guó)、第五大農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)和第一大農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口國(guó)，糧食產(chǎn)量也已實(shí)現(xiàn)十二連增，成功應(yīng)對(duì)了全球糧價(jià)的“過(guò)山車”困境。然而在我國(guó)農(nóng)業(yè)不斷發(fā)展的同時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本不斷攀升，我國(guó)與貿(mào)易伙伴國(guó)的對(duì)外貿(mào)易摩擦也不斷加深。在全球競(jìng)爭(zhēng)日益激烈情況下，比較我國(guó)與世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，并探索制約農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力提高的因素，對(duì)于加快我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展具有重要意義。

目前國(guó)內(nèi)外關(guān)于國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究已有很多，主要從以下幾個(gè)方面展開(kāi)：(1)關(guān)于服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究。Deardorff通過(guò)研究各類生產(chǎn)要素對(duì)服務(wù)貿(mào)易的貢獻(xiàn)度來(lái)評(píng)價(jià)服務(wù)貿(mào)易部門的要素密集度，并運(yùn)用比較優(yōu)勢(shì)分析要素稟賦對(duì)一國(guó)服務(wù)貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)變化的影響[1]；趙書華等運(yùn)用比較優(yōu)勢(shì)指標(biāo)對(duì)全球運(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易進(jìn)出口總額前10位國(guó)家的運(yùn)輸服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行定量分析[2]；丁平等通過(guò)國(guó)際市場(chǎng)占有率對(duì)中印服務(wù)貿(mào)易整體和行業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行比較，并借助模型對(duì)影響中印服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的因素進(jìn)行分析[3]；李秉強(qiáng)借用面板數(shù)據(jù)研究亞洲發(fā)展中成員國(guó)服務(wù)貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)力及其影響因素[4]；黃廬進(jìn)等對(duì)我國(guó)和印度服務(wù)貿(mào)易進(jìn)行研究，并對(duì)影響出口競(jìng)爭(zhēng)力的因素進(jìn)行實(shí)證研究[5]；莊惠明等運(yùn)用顯示性和分析性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)分析我國(guó)服務(wù)業(yè)發(fā)展與服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的現(xiàn)狀，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國(guó)服務(wù)貿(mào)易發(fā)展較快，但服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力并沒(méi)有得到實(shí)質(zhì)性的提升[6]；陳虹等從不同角度分析了我國(guó)服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展現(xiàn)狀，并對(duì)影響我國(guó)服務(wù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的因素進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[7-8]。(2)關(guān)于制造業(yè)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究。毛日昇對(duì)比了我國(guó)與主要貿(mào)易伙伴的制造業(yè)貿(mào)易專業(yè)化競(jìng)爭(zhēng)力和實(shí)際競(jìng)爭(zhēng)力，從貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的數(shù)量和質(zhì)量角度分析我國(guó)制造業(yè)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的狀況，并分析26個(gè)經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(organization for economic co operation and development，簡(jiǎn)稱OECD)國(guó)家制造業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的決定因素[9]；陳立敏等應(yīng)用內(nèi)容分析法分析了在進(jìn)行產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力評(píng)價(jià)時(shí)應(yīng)如何選取方法和指標(biāo)，并指出在對(duì)制造業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行實(shí)證研究時(shí)應(yīng)采用何種產(chǎn)業(yè)分類法[10]；文東偉等運(yùn)用1995—2005年的投入產(chǎn)出表測(cè)算了我國(guó)制造業(yè)的垂直專業(yè)化水平，并考察了影響我國(guó)制造業(yè)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的主要因素[11]。(3)關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究。蔣滿霖分析了我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，并提出提高我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的制度創(chuàng)新對(duì)策[12]；張清正基于比較優(yōu)勢(shì)和競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)研究我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力的路徑選擇，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在國(guó)際市場(chǎng)上，我國(guó)土地密集型農(nóng)產(chǎn)品處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)，部分勞動(dòng)密集型和資源密集型農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)[13]；江六一等基于結(jié)構(gòu)優(yōu)化視角研究我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力提升的機(jī)理及對(duì)策[14]。在農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究中，有部分學(xué)者專門對(duì)單一產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行了研究。顧國(guó)達(dá)等運(yùn)用貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)對(duì)我國(guó)畜產(chǎn)品出口的比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)行分析[15]；張淑榮等分別從不同角度對(duì)我國(guó)大豆產(chǎn)業(yè)、乳制品、柑橘產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行了評(píng)估和實(shí)證分析[16-18]；謝國(guó)娥等基于食品安全體系視角研究我國(guó)食品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，近年來(lái)我國(guó)食品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力有所衰退，并指出食品安全問(wèn)題是導(dǎo)致我國(guó)食品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力下降的直接原因[19]；孫致陸等通過(guò)分析我國(guó)谷物貿(mào)易及其國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力演變趨勢(shì)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)谷物在2008年之前具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，此后不再具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力[20]。(4)關(guān)于區(qū)域組織國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究。孫林等通過(guò)分析我國(guó)和東盟主要國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)性和互補(bǔ)性發(fā)現(xiàn)，我國(guó)和東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易以互補(bǔ)性為主[21]；趙亮等通過(guò)對(duì)東亞區(qū)域內(nèi)東盟“10+3”國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行恒定市場(chǎng)份額比較，發(fā)現(xiàn)東亞地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)總體需求潛力較大[22]；吳賢彬等分別從不同角度研究了金磚五國(guó)的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力[23-24]；聶聆分析了金磚四國(guó)創(chuàng)意商品和創(chuàng)意服務(wù)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力[25]；謝汶莉等比較了我國(guó)與跨太平洋伙伴關(guān)系協(xié)定(trans-pacific partnership agreement，簡(jiǎn)稱TPP)核心國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，并實(shí)證分析了農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在TPP成員國(guó)中新西蘭、澳大利亞和美國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)，而我國(guó)和日本農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力相對(duì)較弱[26]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)從多維度對(duì)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行了研究，按照行業(yè)類別來(lái)分，包括服務(wù)貿(mào)易國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究、制造業(yè)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力的研究、農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究；按照研究對(duì)象來(lái)分，包括單一產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究和多種產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究；按照研究國(guó)別來(lái)分，包括區(qū)域經(jīng)濟(jì)貿(mào)易組織內(nèi)部成員國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究和單個(gè)國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究。但缺乏我國(guó)與世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力對(duì)比的研究，在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易處境日益艱難，面對(duì)日益激烈的國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，探索制約我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品“走出去”的因素，進(jìn)而提高農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，對(duì)于我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展意義重大。

1 世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力比較

1.1 世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀

1992—2015年世界貨物貿(mào)易總出口額從37 790億美元增加至159 850億美元，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總出口額從2 442.60億美元增加至12 818.72億美元(表1)。在世界貨物貿(mào)易快速發(fā)展的同時(shí)，世界各國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也取得了長(zhǎng)足發(fā)展，因世界范圍內(nèi)包含的國(guó)家數(shù)量眾多，本研究選取世界農(nóng)產(chǎn)品出口額前幾位的國(guó)家(美國(guó)、中國(guó)、巴西、加拿大、法國(guó)、德國(guó)、意大利、荷蘭、西班牙)作為研究對(duì)象。本研究數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)貿(mào)易商品(UN Comtrade)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，農(nóng)產(chǎn)品采用HS1992中2位數(shù)編碼1～24類，研究時(shí)間為1992—2015年。表1反映了世界主要農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口額的具體變化情況。

注：表中數(shù)據(jù)根據(jù)UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)整理得出。

從表1可以看出，1992—2015年各國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口額整體處于上升趨勢(shì)，其中巴西的農(nóng)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)幅度最大，凈增加額為633.26億美元，意大利的農(nóng)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)幅度最小，增加額為258.53億美元。其他國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品出口增加值從大到小依次為中國(guó)、荷蘭、德國(guó)、美國(guó)、西班牙、加拿大、法國(guó)。

1.2 世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力比較

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的研究已有很多，評(píng)價(jià)競(jìng)爭(zhēng)力的指標(biāo)主要包括國(guó)際市場(chǎng)占有率、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)等，本研究根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，利用國(guó)際市場(chǎng)占有率、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)、對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)評(píng)價(jià)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，并與其他國(guó)家進(jìn)行對(duì)比。

1.2.1 國(guó)際市場(chǎng)占有率 國(guó)際市場(chǎng)占有率指某國(guó)某產(chǎn)品的出口額占世界該類產(chǎn)品出口額的比重，該數(shù)值越大，說(shuō)明該國(guó)某類產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上所占的份額越高。國(guó)際市場(chǎng)占有率的測(cè)算公式為

(1)

式中：MSij表示i國(guó)j產(chǎn)品的國(guó)際市場(chǎng)占有率；Xij表示i國(guó)j產(chǎn)品的出口貿(mào)易額；Xwj表示世界j產(chǎn)品的總出口額。

從圖1可以看出，1992—2014年大多國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率整體處于下降趨勢(shì)，其中美國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率下降得最多，從38.77%下降至10.40%，法國(guó)、荷蘭的農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率分別下降11.02、7.52百分點(diǎn)，我國(guó)及其他國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率基本保持不變。

1.2.2 貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù) 貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)指一個(gè)國(guó)家某類產(chǎn)品的凈出口額與該類產(chǎn)品貿(mào)易總額的比值，它剔除了通貨膨脹、匯率等變動(dòng)對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)總量波動(dòng)的影響，因此不同時(shí)間、不同國(guó)家之間具有可比性，具體計(jì)算公式為

(2)

式中：TCij表示i國(guó)j產(chǎn)品的貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)；EXij表示i國(guó)j產(chǎn)品的出口額；IMij表示i國(guó)j產(chǎn)品的進(jìn)口額。該指數(shù)的取值范圍為(-1，1)，當(dāng)TCij>0時(shí)，說(shuō)明該國(guó)該產(chǎn)品具有貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力；當(dāng)TCij=0時(shí)，說(shuō)明該國(guó)該產(chǎn)品的生產(chǎn)效率與國(guó)際相當(dāng)；當(dāng)TCij<0時(shí)，說(shuō)明該國(guó)該產(chǎn)品不具有貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力。

從圖2可以看出，中國(guó)和美國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)整體呈下降趨勢(shì)，其中中國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)從0.72下降至0.39，美國(guó)從0.74下降至0.48；德國(guó)、意大利、西班牙的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)整體處于上升趨勢(shì)，其中德國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)從0.35上升至0.46，意大利從0.30上升至0.47，西班牙從0.44上升至0.56；其他國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)基本保持不變。

1.2.3 顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù) 顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)是美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Balassa于1965年提出的[27]，該指數(shù)指一個(gè)國(guó)家某種產(chǎn)品出口額占該國(guó)總出口額的比重與世界該類產(chǎn)品出口額占世界總出口額的比重之比，該指數(shù)剔除了國(guó)家總量和世界總量波動(dòng)的影響，能夠較好地反映所研究產(chǎn)品的相對(duì)比較優(yōu)勢(shì)，具體計(jì)算公式為

(3)

式中：RCAij表示i國(guó)j產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)；Xij表示i國(guó)j產(chǎn)品的出口額；Xi表示i國(guó)對(duì)世界市場(chǎng)的總出口額；Xw表示世界市場(chǎng)所有產(chǎn)品的總出口額。當(dāng)RCA≥2.50時(shí)，表示該國(guó)該產(chǎn)品具有極強(qiáng)比較優(yōu)勢(shì)；當(dāng)1.25≤RCA<2.50時(shí)，表示該國(guó)該產(chǎn)品具有較強(qiáng)的比較優(yōu)勢(shì)；當(dāng)0.80≤RCA<1.25時(shí)，表示該國(guó)該產(chǎn)品具有一般比較優(yōu)勢(shì)；當(dāng)RCA<0.80時(shí)，該國(guó)該產(chǎn)品處于比較劣勢(shì)。由于缺少2015年部分國(guó)家的貿(mào)易出口總額數(shù)據(jù)，因此只分析1992—2014年世界農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)。

從圖3可以看出，1992—2014年巴西的農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)一直處于3.17以上，遠(yuǎn)大于2.50，說(shuō)明巴西的農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)其他國(guó)家具有明顯的比較優(yōu)勢(shì)；荷蘭和美國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)整體處于下降趨勢(shì)，均從1992年的3.00以上下降至2014年的2.00及以下，但與其他國(guó)家相比，仍然具有較強(qiáng)的比較優(yōu)勢(shì)；與其他國(guó)家相比，中國(guó)1992年的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)為1.91，處于第6位，2014年該指數(shù)變?yōu)?.34，處于最后一位，說(shuō)明我國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品已經(jīng)處于比較劣勢(shì)。

1.2.4 對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù) 為避免運(yùn)用顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)進(jìn)行國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力比較時(shí)出現(xiàn)不同國(guó)家產(chǎn)品的非對(duì)稱問(wèn)題，Laursen提出對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)[28]。其計(jì)算公式為

(4)

式中：SRCAij表示i國(guó)j產(chǎn)品的對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)，該指數(shù)的取值范圍為(-1，1)，當(dāng)SRCAij≥0時(shí)，說(shuō)明該產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢(shì)；當(dāng)SRCAij<0時(shí)，說(shuō)明該產(chǎn)品缺乏比較優(yōu)勢(shì)。結(jié)合公式(3)，計(jì)算1992—2014年世界主要農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)。

從圖4可以看出，除巴西外，其他國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)均處于下降趨勢(shì)，其中巴西、美國(guó)、荷蘭、法國(guó)、西班牙的農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)均大于0，中國(guó)、意大利的農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)從正數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，加拿大的農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)從正數(shù)變?yōu)樨?fù)數(shù)，最后又變?yōu)檎龜?shù)，德國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)均小于0，說(shuō)明巴西、美國(guó)、荷蘭、法國(guó)、西班牙的農(nóng)產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢(shì)，而中國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品已經(jīng)不具備比較優(yōu)勢(shì)，值得注意的是，2014年中國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)在所有國(guó)家中最低，因此中國(guó)亟須提高其農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)。

2 我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素分析

2.1 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

傳統(tǒng)的引力模型認(rèn)為，影響國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的因素較多，既包含國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本、價(jià)格、質(zhì)量等因素，又包含國(guó)際市場(chǎng)上貿(mào)易伙伴國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(gross domestic product，簡(jiǎn)稱GDP)、人口、匯率等。本研究認(rèn)為，農(nóng)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力主要由內(nèi)部因素決定，借用鉆石理論研究影響農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的因素。

對(duì)于變量的選取，首先，運(yùn)用因子分析法將“1.2”節(jié)中的我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)、對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)4個(gè)指標(biāo)合成1個(gè)綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)，作為模型的被解釋變量，用農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)(Y)表示；其次，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，選取農(nóng)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重、公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)、匯率、世界貿(mào)易組織(world trade organization，簡(jiǎn)稱WTO)作為自變量。第一產(chǎn)業(yè)增加值是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的基礎(chǔ)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的基本要素，該比重越高，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的人數(shù)越多；公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)越多，農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)含量越高，出口競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)；匯率的變化影響著農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，人民幣匯率上升意味著人民幣升值，那么以美元表示的我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口價(jià)格將上升，因此將匯率作為自變量納入方程；加入WTO后，我國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易面向更多出口市場(chǎng)，因此加入WTO會(huì)促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。

關(guān)于自變量的數(shù)據(jù)來(lái)源，匯率來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重及第一產(chǎn)業(yè)增加值通過(guò)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》計(jì)算獲取，公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)來(lái)自《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，WTO數(shù)據(jù)來(lái)自WTO網(wǎng)站。

2.2 模型構(gòu)建

本研究運(yùn)用“2.1”節(jié)中的變量構(gòu)建多元線性回歸模型，對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。為消除異方差的影響，對(duì)除匯率和WTO之外的各變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。運(yùn)用SPSS軟件得分表示我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)，回歸模型可以表示為

Y=β0+β1lnAGRINC+β2lnAGRPEO+β3lnTECPEO+β4RATE+β5D+μ。

(5)

式中：Y表示農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)，通過(guò)SPSS軟件的因子分析法獲??；AGRINC表示農(nóng)業(yè)增加值；AGRPEO表示第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重；TECPEO表示公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)；RATE表示匯率；D表示虛擬變量，加入WTO，D=1，否則D=0。β0、β1、β2、β3、β4、β5表示各變量的系數(shù)；μ表示誤差項(xiàng)。因缺少部分國(guó)家2015年出口總額數(shù)據(jù)，模型所用為1992—2014年的數(shù)據(jù)。

2.3 模型檢驗(yàn)

運(yùn)用SPSS軟件對(duì)“1.2”節(jié)計(jì)算出的我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率、貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)、對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)進(jìn)行因子分析，結(jié)果顯示，簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)(kaiser-meyer-olkin，簡(jiǎn)稱KMO)檢驗(yàn)值大于0.5，則拒絕變量不適合作因子分析的原假設(shè)，說(shuō)明變量適合做因子分析。通過(guò)求解相關(guān)矩陣的特征方程和特征值，并根據(jù)特征值準(zhǔn)則和累計(jì)方差貢獻(xiàn)率準(zhǔn)則，提取2個(gè)公因子作為評(píng)價(jià)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的綜合指標(biāo)，結(jié)果如表2所示。

表2 方差分解和公因子提取

以各因子的方差貢獻(xiàn)率占2個(gè)因子的方差累計(jì)貢獻(xiàn)率的比重作為權(quán)重，進(jìn)行加權(quán)匯總計(jì)算因子得分，結(jié)果為Y=(71.373×F1+26.072×F2)/97.446，通過(guò)該公式得出本研究的被解釋變量。

利用EVIEWS軟件對(duì)回歸模型(5)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力影響因素分析

注：***、**、*分別表示通過(guò)顯著性水平為1%、5%、10%的t檢驗(yàn)；DW指杜賓-瓦特森(Durbin-Watson)檢驗(yàn)。

從表3可以看出，回歸方程的R2為0.986 761，接近于1；從t值來(lái)看，各變量在5%水平上均通過(guò)t檢驗(yàn)，為避免出現(xiàn)偽回歸，對(duì)模型進(jìn)行多重共線性、序列相關(guān)、異方差及殘差檢驗(yàn)。

2.3.1 多重共線性檢驗(yàn) 時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸模型容易出現(xiàn)序列相關(guān)和多重共線性問(wèn)題，從而導(dǎo)致估計(jì)參數(shù)無(wú)效，變量的顯著性檢驗(yàn)也因此失去意義，因此回歸前必須檢驗(yàn)變量之間是否存在共線性問(wèn)題。本研究借助SPSS軟件對(duì)回歸方程中各變量的方差膨脹因子進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)各變量的方差膨脹因子(variance inflation factor，簡(jiǎn)稱VIF)均小于10時(shí)，說(shuō)明各變量之間不存在多重共線問(wèn)題。

通過(guò)對(duì)各變量進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)增加值、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比重、公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)、匯率、WTO的VIF值分別為7.792、7.886、6.925、2.716、4.125，均小于10，說(shuō)明變量之間不存在多重共線問(wèn)題。

2.3.2 序列相關(guān)檢驗(yàn) 由表3可知，DW=1.469 446，無(wú)法判斷變量間是否存在序列相關(guān)，因此使用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(lagrange multiplier test，簡(jiǎn)稱LM)對(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。LM統(tǒng)計(jì)量結(jié)果顯示，殘差的P值大于0.1，因此在1%的顯著性水平下接受方程不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。

2.3.3 異方差檢驗(yàn) 本研究用White檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团袛嗍欠翊嬖诋惙讲睿Y(jié)果顯示，P=0.357 7>0.1，因此在1%顯著水平上接受隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在異方差的原假設(shè)。

2.3.4 迪基-富勒檢驗(yàn)(augmented dickey-fuller，簡(jiǎn)稱ADF) 方程回歸后要對(duì)殘差進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以確保模型不存在偽回歸。通過(guò)選擇無(wú)常數(shù)項(xiàng)、無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)，用赤池信息準(zhǔn)則(akaike information criterion，簡(jiǎn)稱AIC)確定滯后階數(shù)為4。

從表4可以看出，在1%顯著性水平上，殘差是穩(wěn)定的，因此接受殘差為0的原假設(shè)。

表4 殘差的ADF檢驗(yàn)

通過(guò)以上多重共線性、序列相關(guān)、異方差、殘差的ADF檢驗(yàn)，說(shuō)明回歸估計(jì)模型(5)估計(jì)有效。

2.4 模型回歸結(jié)果分析

通過(guò)表3可以得出我國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力影響因素的多元回歸方程，具體為

Y=8.288-0.026lnAGRINC+0.357lnAGRPEO-0.702lnTECPEO-0.027RATE+0.098D。

表明第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重和加入WTO對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力有積極影響，農(nóng)業(yè)增加值、公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)及匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力具有消極影響。具體來(lái)看，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重每增加1%，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)增加0.357，說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)越多，從事農(nóng)產(chǎn)品深加工的人員比例越高，高附加值的農(nóng)產(chǎn)品出口比重也隨之提高，從而增強(qiáng)出口農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力；加入WTO使我國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作伙伴增多，那么農(nóng)產(chǎn)品出口面臨的貿(mào)易壁壘會(huì)相應(yīng)降低，隨著貿(mào)易合作的不斷加深，進(jìn)口企業(yè)可以通過(guò)“干中學(xué)”提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的技術(shù)，且進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)溢出效應(yīng)也有利于提高我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力；理論上講，農(nóng)業(yè)增加值對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力具有正向影響，但估計(jì)方程卻得出相反的結(jié)論，可能的原因在于農(nóng)業(yè)增加值主要來(lái)自粗加工農(nóng)產(chǎn)品的增加值，或者是由于農(nóng)產(chǎn)品種類的增加，而并非質(zhì)量的提高；人民幣匯率每提升1.000，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力綜合指數(shù)下降0.027，這是由于人民幣匯率上升意味著用美元表示的中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口價(jià)格相對(duì)上升，它有利于農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)口，而不利于農(nóng)產(chǎn)品的出口。

3 結(jié)論

本研究結(jié)果表明，近年來(lái)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)、對(duì)稱性顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)均呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，雖然農(nóng)產(chǎn)品出口的國(guó)際市場(chǎng)占有率基本保持不變，但與其他農(nóng)產(chǎn)品出口大國(guó)相比，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力水平仍然較低。對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力影響因素的分析表明，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重和加入WTO對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力有積極影響，而農(nóng)業(yè)增加值、公有經(jīng)濟(jì)農(nóng)技推廣人數(shù)及匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力具有消極影響。基于以上分析，增強(qiáng)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，應(yīng)從提高第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口比重尤其是高技術(shù)人才比重入手，加強(qiáng)對(duì)從事農(nóng)業(yè)工作人員的技術(shù)培訓(xùn)；另外，要注重與主要貿(mào)易伙伴國(guó)的雙邊貿(mào)易合作，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口市場(chǎng)，保持同世界各國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的友好往來(lái)；同時(shí)要加強(qiáng)出口農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)創(chuàng)新，可以針對(duì)出口企業(yè)實(shí)行技術(shù)創(chuàng)新獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制，對(duì)于采用高科技手段出口農(nóng)產(chǎn)品的企業(yè)給予一定的獎(jiǎng)勵(lì)，通過(guò)這些方式可提高農(nóng)產(chǎn)品的出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口升級(jí)。