我國農(nóng)產(chǎn)品出口的因素研究
——以中美貿(mào)易為例

郭永清，杜德杰

(上海海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,上海 201306)

2017年美國對華的貿(mào)易政策發(fā)生了很大的變化，美國各方面政策和事件影響了中國農(nóng)產(chǎn)品的出口，但是造成我國農(nóng)產(chǎn)品的出口受阻的因素很多。自加入WTO后，總體來說，中美貿(mào)易環(huán)境一直向好，中美之間農(nóng)產(chǎn)品的進(jìn)出口總額，一直保持上升的態(tài)勢。2002年我國對美農(nóng)產(chǎn)品出口額為16.3億美元，到2017年我國農(nóng)產(chǎn)品出口美國總量達(dá)76.58億美元，增長了近5倍。2017年我國農(nóng)產(chǎn)品出口總額為751.4億美元，其中對美出口為76.58億美元，對美出口約占中國農(nóng)出口市場的10%，可見美國是我國重要的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國。但中國對美農(nóng)產(chǎn)品的出口，也經(jīng)受了多種沖擊，如金融危機(jī)、美國日益嚴(yán)苛的非關(guān)稅壁壘。本文運用因子分析法和多元回歸法，對影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口的相關(guān)指標(biāo)的進(jìn)行實證分析，探討影響我國對美農(nóng)產(chǎn)品出口的因素。

關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素探究，國內(nèi)的學(xué)者進(jìn)行了許多有意義的貢獻(xiàn)。其中，運用因素分析法進(jìn)行的農(nóng)產(chǎn)品出口方面的研究，主要集中在以下幾個方面：一是對國內(nèi)區(qū)域農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力方面的探討，如劉小榮運用定量和定性的方法對安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口的競爭力進(jìn)行了研究。通過構(gòu)建11個相關(guān)的變量指標(biāo)，運用因子分析的辦法，比較和其它省市之間農(nóng)產(chǎn)品的競爭力，得到安徽省農(nóng)產(chǎn)品競爭力的排名[1]。劉思燚等對湖南省進(jìn)出口影響因素進(jìn)行了探究，選取了居民消費指數(shù)、人力資源、人均可支配收入、科技水平、全國的GDP、湖南省GDP、外商直接投資、實際利用外資、人民幣匯率等9個變量進(jìn)行了分析。得出人均可支配收入、全國GDP對湖南省進(jìn)出口的影響較大[2]。馬捷運用因子分析法分析影響浙江省茶葉的出口競爭力的因子。并且從影響浙江茶葉出口競爭力的10個因子中提取出了3個對浙江省出口競爭力的影響較大公因子，即資源稟賦情況、出口質(zhì)量和出口潛力三個主因子。同時，分析每個因子的貢獻(xiàn)大小與影響程度，得出近十年來浙江茶葉出口競爭力的趨勢，從而提出提高出口競爭力的路徑[3]。魏章進(jìn)等運用了因子分析方法對我國的外貿(mào)發(fā)展水平進(jìn)行了定量的分析。得出了影響外貿(mào)發(fā)展水平相關(guān)的3個主要因子，即外貿(mào)易的直接作用因子、內(nèi)部環(huán)境因子、外部環(huán)境因子[4]。王莉收集1998—2007年10年的數(shù)據(jù)，選取119個世界貿(mào)易組織成員國作為研究對象，運用因子分析的辦法對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易保護(hù)的影響因素做了分析，得出了影響農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易保護(hù)水平評價指標(biāo)的3個主要的因子，即國家競爭力因子、貿(mào)易競爭力因子、農(nóng)業(yè)競爭力因子[5]。鐘陽等運用因子分析和Logistic回歸分析的方法，探究影響黑龍江農(nóng)產(chǎn)品出口的主要因素，即其他國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、農(nóng)業(yè)發(fā)展水平、農(nóng)產(chǎn)品出口情況[6]。

本文運用因子分析法和多元回歸法研究對美的農(nóng)產(chǎn)品出口，探討影響我國對美國農(nóng)產(chǎn)品出口的主要因素。這在已有的文獻(xiàn)中，尚未有先例。

一、我國農(nóng)產(chǎn)品對美出口貿(mào)易現(xiàn)狀

(一) 貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)大

加入WTO后，我國農(nóng)產(chǎn)品對外出口增長迅速，雖然期間我國農(nóng)產(chǎn)品對外出口遭受了2008年的金融危機(jī)以及嚴(yán)苛的技術(shù)性貿(mào)易壁壘的影響，但總的來說我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易額處于上升的態(tài)勢。2002年我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額為305.9億美元，其中出口為180.2億美元，進(jìn)口為125.7億美元，到2017年我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額增加到 1 998.2 億美元，出口額為751.4億美元，進(jìn)口額為 1 246.8 億美元[7]。

表1 我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易狀況表(2002—2017) 單位：億美元

資料來源：商務(wù)部對外貿(mào)易司農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易專題中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口月度統(tǒng)計報告，表2同

2002年以來，中美農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展迅速，如表2可見，2002年中美農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額為48.5億美元，截止2017年，中美農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額達(dá) 317.412 56 億美元，相比2002年增長了近6.5倍。2002年我國農(nóng)產(chǎn)品對美出口為16.3億美元，到2017年我國對美出口額增長到76.58億美元，增長了4.7倍。對美進(jìn)口額由2002年的32.2億美元，增長到2017年的240.84億美元，增長了近8倍[8]。

表2 中美農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易狀況表(2002—2017) 單位：億美元

(二)對美農(nóng)產(chǎn)品出口遭遇技術(shù)性貿(mào)易壁壘

自中國加入世界貿(mào)易組織以后，技術(shù)性貿(mào)易壁壘成為我國農(nóng)產(chǎn)品出口的一大阻礙，在所有國家中，美國是對我國農(nóng)產(chǎn)品出口設(shè)置技術(shù)性貿(mào)易壁壘最為頻繁的發(fā)達(dá)國家之一。多年以來，美國憑借其發(fā)達(dá)的科技水平，制定了一系列嚴(yán)苛的法律法規(guī)和農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全體系標(biāo)準(zhǔn)，從而形成了一整套完整的合格評定體系。其中許多違背了 WTO《技術(shù)性貿(mào)易壁壘協(xié)議》的規(guī)定，使中國農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)面臨嚴(yán)峻挑戰(zhàn)[9]。

由于美國嚴(yán)苛的質(zhì)量安全標(biāo)準(zhǔn)，我國很多農(nóng)產(chǎn)品因為達(dá)不到美國制定的技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)而被美國海關(guān)扣留、查封、甚至銷毀。還有一些進(jìn)入美國市場的農(nóng)產(chǎn)品也因為達(dá)不到美國技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)而被強制的退出市場。從圖1可以看出，自2002年以來，美國對華通報的技術(shù)性貿(mào)易壁壘事件數(shù)量[10]。

圖1 2002—2017 年美國對世界各國通報的TBT/SPS數(shù)量之和

二、實證研究

(一)數(shù)據(jù)的來源

本文選取2002—2017年的年度數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)。其中歷年美國GDP總量來自于《美國商務(wù)部經(jīng)濟(jì)分析局》；中國年度GDP總額、中國年度GDP增長率、中國歷年外匯儲備來自于《快易理財網(wǎng)》；歷年中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額、歷年中國對美國出口農(nóng)產(chǎn)品總額、歷年中國進(jìn)口美國農(nóng)產(chǎn)品總額來自于《商務(wù)部對外貿(mào)易司農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易專題》；歷年美國對華通報的技術(shù)性貿(mào)易壁壘事件來自于《中國技術(shù)性貿(mào)易措施網(wǎng)》。

(二)因子分析過程

1.KMO 和 Bartlett 檢驗

如表3所示KMOKMO 為0.785，大于 0.5 的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，接近于1，處于0.7～0.8之間，為較好的水平。Bartlett 概率值 為 0.00，表示指標(biāo)之間的相關(guān)性較強。綜上所述，本文所選擇的樣本適合做因子分析。

如表4結(jié)果顯示，每一個指標(biāo)變量的共性方差都大于0.5且都在0.9以上，基本上都接近1，表明所選擇的公因子基本能夠較好的反應(yīng)原始各項指標(biāo)變量的信息。

2. 提取公因子

根據(jù)原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，通過軟件 SPSS17.0對可能影響中國的8個指標(biāo)進(jìn)行了主成分分析，得出公共因子的特征值和方差貢獻(xiàn)率。如表5和圖2可見，選取特征值大于 1 的因子，提取了 兩個公共因子作為主要因子，這兩個主因子的特征值分別為5.408、2.290。方差貢獻(xiàn)率分別為67.595%、28.620%。采用最大方差對因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，這兩個因子的累計貢獻(xiàn)率為 96.215%，大于85%。

表3 KMO 和 Bartlett 的檢驗

表4 公因子方差

表5 解釋的總方差

3．因子命名

如表 6和圖3所示，根據(jù)旋轉(zhuǎn)后的成分矩陣可得，在第一主要成分主要有：美國GDP總額為0.931萬億美元、歷年中國外匯儲備為0.928萬億美元、中國GDP總額為0.899萬億美元、歷年中國進(jìn)口美國農(nóng)產(chǎn)品總額為0.915萬億美元、中國歷年農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口總額為0.925萬億美元、歷年中國對美國出口農(nóng)產(chǎn)品總額為0.967萬億美元，這6個指標(biāo)占有很大的載荷，表示第一主要成分能夠反映以上的指標(biāo)的大部分信息，代表著進(jìn)出口和經(jīng)濟(jì)總量的情況，因此將其命名為“經(jīng)濟(jì)總量和進(jìn)出口因子”。在第二主要成分主要有：歷年美國對華通報的技術(shù)性貿(mào)易壁壘事件總和為-0.962萬億美元、中國年度GDP增長率為-0.865萬億美元，這兩個指標(biāo)載荷比較大。反應(yīng)了貿(mào)易事件和中國GDP增長率對我國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響，屬于“貿(mào)易和增長率因子”。

4.計算因子的得分

通過表7的因子得分矩陣，各因子的得分系數(shù)，將公因子1和2，分別設(shè)置為F1和F2，隨后依據(jù)因數(shù)之間的關(guān)系，設(shè)立因子函數(shù)關(guān)系式，可得如下:

F1=0.226X1+0.211X2+0.139X3+0.159X4+0.184X5+0.254X6+0.181X7+0.237X8

F2=-0.126X1-0.091X2-0.519X3+0.017X4-0.034X5-0.677X6-0.023X7-0.136X8

表6 旋轉(zhuǎn)成份矩陣

表7 成份得分系數(shù)矩陣

圖2 碎石圖

圖3 旋轉(zhuǎn)空間中的成分圖

(三)基于多元回歸分析影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口的因素模型

影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口和多個因子相關(guān)聯(lián)，文章通過因子分析將多個變量進(jìn)行最優(yōu)化處理，對各個因子進(jìn)行歸類，分別為F1“經(jīng)濟(jì)總量和進(jìn)出口因子”、F2“貿(mào)易和內(nèi)部經(jīng)濟(jì)因子”。

1．多元回歸模型分析

我國歷年農(nóng)產(chǎn)品出口額與F1和F2的數(shù)據(jù)如表8所示。運用spss17.0軟件對2002—2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性檢驗，得出多元回歸方程，從而對影響我國農(nóng)產(chǎn)品出口的因素進(jìn)行分析。

通過spss17.0軟件進(jìn)行模型相關(guān)性分析，如表9可以得出。R2為0.991，調(diào)整后的R2為0.989,接近1，說明模型擬合度較好。

表10～11可見，回歸方程的P值為0，其中F1、F2分別為0，小于0.05，且F值為699.922，說明方程回歸顯著。

2． 多元回歸模型的建立和數(shù)據(jù)分析

根據(jù)多元回歸模型：y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…βnXn

把表11中非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)欄目中的B系數(shù)帶入模型中可得方程：

y=477.925+193.325F1+65.875F2

根據(jù)模型可以得出：當(dāng)F1每增加一個單位，作用到我國農(nóng)產(chǎn)品出口上的影響是477.925個單位，即進(jìn)出口貿(mào)易量和經(jīng)濟(jì)總量增加時，對我國農(nóng)產(chǎn)品的出口有正向的效應(yīng)，符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的定義。F2每增加一個單位，作用到我國農(nóng)產(chǎn)品出口上的影響是65.875個單位，即“貿(mào)易和內(nèi)部經(jīng)濟(jì)因子”對我國農(nóng)產(chǎn)品的出口有正向的效應(yīng)[11]。

第一，中美兩國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模對我國農(nóng)產(chǎn)品的出口具有極為重要影響。從模型中看到，F(xiàn)1的系數(shù)是F2系數(shù)的3倍，而F1中主要包含中美國兩國的GDP。也就是說，我國農(nóng)產(chǎn)品的出口，不僅受美國GDP規(guī)模的影響，而且中國GDP的規(guī)模對于農(nóng)產(chǎn)品對美輸出具有極其重要的影響。隨著經(jīng)濟(jì)增長，農(nóng)產(chǎn)品出口的供給能力不斷提升，這種提升不只是生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，也包括產(chǎn)品的品質(zhì)更符合的美國的消費者，在美國的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口中，更具競爭力[12]。

第二，中國GDP增長率對農(nóng)產(chǎn)品出口美國有一定的促進(jìn)作用。因為F2是正值，因此，F(xiàn)2表現(xiàn)為出口的有利因素。中國GDP增長率是構(gòu)成F2的重要因素，因為中國GDP的增長一定程度上促進(jìn)了我國農(nóng)產(chǎn)品對美的出口，GDP增長率提高說明國家經(jīng)濟(jì)狀況較好，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展也有利于我國農(nóng)產(chǎn)品對美的出口。技術(shù)性貿(mào)易壁壘對農(nóng)產(chǎn)品出口有一定的抑制作用，但是自從2007年以后美國對中國通報的技術(shù)性貿(mào)易壁壘事件減少，所以這一因子對農(nóng)產(chǎn)品出口的影響減少，所以相應(yīng)的F2因子對農(nóng)產(chǎn)品出口的影響作用相對減弱[13]。

表8 歷年中國農(nóng)產(chǎn)品出口額和因子數(shù)據(jù)

表9 模型匯總

表10 Anova

表11 系數(shù)

三、提升我國農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力的對策和建議

(一)保持經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展，不斷壯大我國經(jīng)濟(jì)實力

經(jīng)過40年的改革開放，中國經(jīng)濟(jì)獲得了長足的發(fā)展，國民生產(chǎn)總值躍居世界第二。中國GDP的增長是我國制度演進(jìn)，技術(shù)提升，經(jīng)濟(jì)實力增強的結(jié)果與體現(xiàn)[14]。整體GDP的增長，也是我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力提升的必要條件。因此，保持穩(wěn)定的GDP增長，必將為我國農(nóng)產(chǎn)品對美出口提供重要的支持。

(二)加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型發(fā)展，提高我國農(nóng)產(chǎn)品出口的競爭力

我國農(nóng)產(chǎn)品的出口易受到發(fā)達(dá)國家技術(shù)性貿(mào)易壁壘的影響，這一方面是進(jìn)口國出于保護(hù)自己國內(nèi)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，而有意采用的抑制手段；另一方面，也是由于歷史的原因造成的，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中一定程度存在重量而輕質(zhì)的問題。因此，真正落實農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型發(fā)展戰(zhàn)略，走綠色、節(jié)能、環(huán)保的內(nèi)涵式發(fā)展道路，使我國整個農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)完全與國際發(fā)達(dá)國家的水準(zhǔn)接軌，從而提升應(yīng)對綠色壁壘的能力，增強農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力。