中国农产品出口日本市场的二元边际分析①

2018-01-10宁波工程学院经济与管理学院乔雯王雪

中国商论 2018年1期

宁波工程学院经济与管理学院乔雯王雪

中国农产品出口日本市场的二元边际分析①

宁波工程学院经济与管理学院乔雯王雪

本文利用1992年～2015年中国对日农产品出口的HS六位编码数据，根据新贸易理论，应用二元边际分解方法，考察了中国对日农产品的出口情况，得出中国对日农产品出口增长主要依赖于集约边际，而扩展边际的贡献微弱。进一步将集约边际分解为价格边际和数量边际。结果显示，对日农产品出口增长主要得益于数量边际的快速增长，价格边际对出口增长的贡献不大，这种粗放型的增长方式不利于中国对日农产品贸易条件的改善。

对日农产品出口扩展边际集约边际

中国和日本不仅同为世界农产品贸易大国，且互为彼此重要的农产品贸易伙伴，日本是中国农产品出口的第二大市场(仅次于东盟)，中国则为日本农产品进口的第一大来源地，农产品贸易关系也随之成为中日经贸关系的重要组成部分。1992年以来，中国对日农产品出口规模和贸易顺差不断增加，其中，出口额由1992年的28.2亿美元增加到2015年的102.1亿美元，年均增长率为5.8%；贸易顺差则从27.3亿美元增加到95.5亿美元。值得注意的是，中国对日农产品出口额在2012年达到历史最高水平119.8亿美元之后，出现了逐年下降的趋势，中国对日农产品出口是否可以实现持续增长值得政府和学界关注。为了回答这一问题，必须深入分析中国对日农产品出口增长的二元边际，即中国对日农产品出口增长主要属于集约式增长还是属于粗放型增长方式？

与中国农产品出口二元边际问题相关的经验研究主要集中在两大层面：一是从宏观层面测算中国农产品出口增长的二元边际，主要结论是中国农产品出口增长主要来源于集约边际的贡献，扩展边际的贡献较小(耿献辉等，2014；袁德胜等，2014；鲍晓华和严晓杰，2014；郭俊芳和武拉平，2015；钱涛等，2016)；二是从市场层面分析中国对某国(或地区)农产品出口增长的二元边际。杨逢珉等(2015)和李文霞等(2015)的研究发现，中国对欧盟市场农产品出口增长主要源于扩展边际，对马来西亚市场主要得益于集约边际。但是，有关中国对日农产品出口增长方式的微观研究较为少见。因此，采用全面的、最新的农产品统计数据，分解中国对日农产品出口增长的二元边际，定量衡量二元边际对中国对日农产品出口增长的贡献率，具有重要的现实意义。

1 中国对日农产品出口规模的变动分析

1.1 出口增长阶段性明显

中国对日农产品出口变动可以分为三个阶段(见图1)：(1)平稳增长阶段(1994年～1999年)。这一阶段对日农产品出口额从1994年的44亿美元小幅增加到1999年的47.3亿美元。(2)快速增长阶段(2000年～2007年)。受中国入世的刺激，对日农产品出口额在2003年超过60亿美元、2004年超过70亿美元、2006年超过80亿美元，2007年达到83.4亿美元。(3)波动中的高速增长阶段(2008年～2015年)。受2008年美国金融危机的影响，对日农产品出口额在2008年和2009年出现了小幅下降，但从2010年开始，对日农产品出口在大起大落中实现了高速增长，出口额在2010年和2011年分别突破了90亿美元和110亿美元，并在2012年达到了历史最高水平119.8亿美元后逐年回落。

资料来源：根据UNCOMTRADE数据整理。

1.2 入世以来中国对日本市场的依赖度大幅降低

在很长一段时间里，中国农产品出口高度依赖日本市场，对日农产品出口占我国农产品出口的比重由1992年的24.9%持续上升到2001年的历史最高点35.8%。中国加入WTO后，对日农产品出口所占比重持续大幅下降，2015年为14.5%(见图2)。上述变动表明，随着入世以来出口市场多元化战略的推进，农产品出口高度依赖日本市场的状况得到有效的改观。

图2 1992年～2015年中国对日农产品出口占农产品出口总额比重的变动(单位：%)

2 中国农产品出口日本市场的二元边际

2.1 二元边际分解方法

本文采用Hummels(2005)和施炳展(2010)的分解方法，从产品种类角度来定义集约边际和扩展边际，二者的计算公式如下：

其中，下标j、k、m分别代表中国、世界和日本，i表示中国出口到日本的某类农产品，I表示中国出口到日本的所有农产品的集合，p和x分别代表第i类农产品的出口价格和出口数量，p*x表示第i类农产品的出口额。农产品的统计口径为“WTO农产品+水产品”。

我国对日农产品出口额与世界对日农产品出口额之比等于集约边际与扩展边际的乘积。

进一步，集约边际可以分解为数量边际和价格边际，如式(4)所示。

sjmi、skmi分别表示在我国对日农产品出口集合范围内，某种农产品对日出口额占我国和世界对日农产品出口总额的比重。

最后，可将中国对日农产品出口增长分解为扩展边际、价格边际与数量边际的乘积：

2.2 描述性分析

首先采用核密度估计法，将中国对日289种农产品的出口价值、价格和数量的数据进行比较以分析其整体分布特征，指标为：

按照式(9)计算，289种农产品RX指标的核密度分布如图3所示。总体上看，出口额、出口价格和出口数量的大部分数值都分布在0与1.5之间，说明三项指标大部分呈现增长态势。其中，出口额的增加趋势更为明显，主要体现在出口数量分布图上更靠近1，且峰值点高于出口数量的峰值点；出口数量的增加趋势也比较明显，且出口数量的核密度走向与出口总额核密度的变动总体保持一致；出口价格的增加幅度总体小于出口数量，但出口价格的峰值远远高于出口总额和出口数量，说明某些农产品出口价格的增加幅度较大，同时价格指数绝大多数分布在1的左侧，说明相对于世界平均价格水平，中国对日农产品出口价格偏低。

图3 1992年～2014年中国对日农产品出口额、出口价格、出口数量的核密度变动

2.3 二元边际分解结果

接着，利用公式(1)和(2)计算得出中国农产品出口日本的二元边际数值，如表1所示。

1992年～2014年间，中国农产品出口日本的扩展边际值在波动中趋于下降，年均增长率为-0.85%，扩展边际均值为0.786，表明中国对日农产品出口种类和世界对日农产品出口种类的重叠度较高，中国对日农产品出口种类基本涵盖了绝大多数可贸易的产品，这也意味着扩展边际对中国对日农产品出口增长的贡献极其微弱。动态看，扩展边际值的变动可分为两个阶段，1992年到2007年为第一个阶段，除受亚洲金融危机的影响扩展边际值在1998年下降到0.723以外，该阶段的扩展边际值总体围绕0.800上下波动，这说明该阶段中国对日农产品出口种类保持相对稳定。2008年到2015年为第二个阶段，该阶段的扩展边际值从2008年的0.785稳步下降至2015年的0.659，这说明2008年以来中国对日农产品出口种类不仅没有增加，反而出现了大幅减少，农产品种类的统计数据也证实了这一点(1992年～2007年间，按照HS6位编码统计的中国对日农产品出口种类数分别是461、479、509、491、501、482、466、480、504、519、495、496、489、498、493和464，但从2008年开始，出口种类数出现大幅减少，2008年～2015年间的出口种类数分别是420、407、403、396、407、389、365和367)。

与扩展边际形成鲜明对比的是，中国对日农产品出口集约边际呈平稳增长态势，从1992的0.119稳步增长到2014年的0.258，年均增长率达到了3.60%，因此，可以说，我国1992年～2014年期间对日出口份额的增长基本源于集约边际的贡献。进一步将集约边际分解为价格边际和数量边际，中国对日农产品出口价格边际在波动中小幅增长，年均增长率为0.94%，值得注意的是，1992年～2014年间，仅有6年的出口价格边际值大于1，进一步证实了中国对日农产品出口价格总体略低于世界平均水平。除1996年和2008年外，中国农产品出口日本的数量边际整体上呈现平稳而快速增长的态势，年均增长率达到了2.64%，可见，中国农产品出口日本集约边际的增长主要得益于农产品出口数量的增长。

3 基于二元边际的我国对日农产品出口增长的影响因素分析

3.1 模型设定与变量说明

上述分析表明集约边际是决定我国对日农产品出口增长的主要因素，扩展边际的贡献比较微弱。为进一步量化扩展边际和集约边际对农产品出口增长的贡献，本文采用线性回归分析法进行深入分析，设定的时间序列数据模型为：

其中，V表示中国对日农产品出口额，EM和IM分别为扩展边际和集约边际，下标t指1992年～2014年，为截距项，为随机扰动项。

3.2 计量结果与分析

(1)总样本单位根检验。结果显示(见表2)，所有变量的水平序列都有一个单位根，是不平稳的时间序列，而一阶差分后都达到平稳，为一阶单整变量。

表2 变量的单位根检验

(2)总样本协整检验。本文利用E-G两步法来检验扩展边际、集约边际和农产品出口额之间是否存在稳定的长期关系。分别以LnEM、LnIM为被解释变量，LnV为解释变量进行回归，然后分别对回归残差项进行平稳性检验，结果显示(见表3)，LnEM、LnIM和LnV之间存在长期稳定的均衡关系，即扩展边际、集约边际和中国对日农产品出口之间存在长期关系。

表3 残差平稳性检验

(3)多元线性回归。依据(10)式设定的模型进行线性回归，结果如式(11)所示，方程的拟合优度较高，总体显著性好。在5%的显著水平下查得DL=1.26，DU=1.44，DL＜DW=1.3852＜DU，虽然无法根据DW值判断模型是否存在自相关性，但是偏相关系数检验和BG检验的结果均表明该模型不存在自相关性。在1%的显著水平下，变量LnIM的系数大于1且显著，说明集约边际对我国对日农产品出口增长有明显的正向促进作用，集约边际每增加1%，对日农产品出口额会平均增加1.68%；变量LNEM的系数大于0但不显著，说明扩展边际对我国对日农产品出口增长的贡献微弱。

表1 1992年～2014年中国农产品出口日本的扩展、集约、价格和数量边际

4 结论与启示

本文应用二元边际分解方法，分析了中国农产品出口日本市场的二元边际变动情况，得出中国对日农产品出口增长主要依赖于集约边际，而扩展边际的贡献微弱，集约边际每增加1%，对日农产品出口额会平均增加1.68%。进一步将集约边际分解为价格边际和数量边际，从增长上看，1992年～2014年间，数量边际和价格边际的年均增长率分别为2.64%和0.94%，这说明，在过去的很长一段时间里，中国对日农产品出口增长方式属于典型的数量扩张型。

这种“粗放型”的农产品出口增长方式不利于我国对日农产品贸易条件的改善。因此，在深入推进农业供给侧改革的背景下，对我国政府而言，为了推动中国对日农产品出口持续健康发展，应进一步扩大中日双边在农业领域的务实合作。除农产品贸易外，中日农业合作的重点应向农业科技创新、农产品和食品加工技术、农产品与食品质量安全、粮食安全保障、农产品营销、农业企业“走出去”等领域转变。农业领域的务实合作，有助于拓展中日农产品贸易的内涵和外延，进一步激活中日两国在农产品和食品贸易方面的增长潜力。对我国农产品出口企业而言，应通过创新营销渠道、打造绿色品牌、提升农产品质量、实现全产业链经营、积极主动适应日本技术标准等举措加快转型升级，提升对日农产品出口的综合竞争力。

[1] 郭俊芳,武拉平.中国农产品出口增长的二元边际及影响因素[J].经济问题探索,2015(1).

[2] 施炳展.中国出口增长的三元边际[J].经济学季刊,2010(4).

[3] 耿献辉,张晓恒,周应恒.中国农产品出口二元边际结构及其影响因素[J].中国农村经济,2014(5).

[4] 袁德胜,朱小明,曹亮.中国农产品出口增长的二元边际——基于引力模型的实证研究[J].宏观经济研究,2014(7).

[5] 鲍晓华,严晓杰.我国农产品出口增长的二元边际测度及SPS措施的影响研究[J].国际贸易问题,2014(6).

[6] 李文霞,杨逢珉,周华凯.中国农产品出口马来西亚的二元边际分析[J]．经济问题探索,2015(8).

[7] 杨逢珉,翟慧娟,毛一卿.我国农产品出口欧盟市场的二元边际分解[J].经济问题,2015(10).

[8] 钱涛,冯中朝,李谷成.中国农产品出口增长的主要因素：集约边际还是扩展边际[J].现代财经-天津财经大学学报,2016(7).

[9] Hummels,D.and P.Klenow,The Variety and Quality of a Nation’s Exports[J].American Economic Review,2005,95(3).

F752

2096-0298(2018)01(a)-074-04

本文系2015年浙江省软科学课题(2015C35051)；2016年宁波市软科学项目(2016A100017)；2016年宁波市社科规划课题(G16-ZX33)的研究成果。