中韩FTA对我国农产品出口韩国的影响——基于引力模型的研究

李平瑞 赵旭 项欢欢

(西南医科大学 四川泸州 646000)

1 引言

经济全球化和区域经济一体化已成趋势，越来越多的国家和地区都在积极构建自己的区域性自由贸易区，以尽快实现自身在Hub-Spokes模型(Baldwin ， 1994)中的中心位置。中韩两国于2012年开始自贸协定(FTA)的谈判，2015年6月最终签署， 并分别于2015年12月20日和2016年1月1日开始实施第一轮和第二轮关税减免。2021年的资料显示，中国是继美国之后韩国的第二大农产品进口国，但由于韩国农业整体实力低于中国，韩国政府对农产品实行贸易保护政策，在对待农产品开放的问题上，两国的立场存在很大的不同，因此在中韩FTA谈判中最大的阻碍是农产品市场的开放问题。从两国已生效的FTA协定来看，中国更倾向农产品贸易自由化，韩国的态度则非常保守，政府对农业的保护非常严密，对农业采取渐进式和差别式的开放策略。

根据中韩FTA协定的内容，两国的进口关税会大幅降低，促进两国的出口贸易，带动两国经济的发展。随着中韩两国总交易规模的扩大，农产品贸易规模也迅速扩大。2001—2021年，两国农产品出口额保持增长态势，中国对韩国农产品(HS01-24)的出口额从11.12亿美元增长到40.40亿美元，年均增长率为29.27%。韩国作为资源短缺的国家，进口农产品是为了满足国内农产品的需求。作为新兴经济体，韩国在资本和技术密集型产业上优于中国；中国则在资源密集型产业和劳动密集型产业上具有优势，两国的经济结构具有很强的互补性。由于禀赋优势，中国的农产品在对韩出口市场上具有明显的价格优势，因此在对韩农产品贸易中一直保持顺差。虽然农产品在韩国国民经济中的占比不高，但韩国政府将其列为敏感产品，对农产品市场的开放始终采取谨慎态度。此外，韩国对农产品施加高关税和严格的检验检疫等非关税贸易壁垒，我国农产品在韩国市场遭受较大冲击。

王欢欢、周康(2015)通过计量经济模型对我国向24个贸易伙伴国2000—2013年的农产品出口进行实证分析，在模型作者加入了FTA虚拟变量，假设FTA能够产生贸易创造效应并提高贸易质量，指出两国的经济发展水平、FTA的签订、出口额占国民生产总值的比重都是影响中国农产品出口量的因素，并呈现正相关关系。因此，我国应抓住中韩FTA签署的机遇，充分挖掘政策红利，带动我国对韩国农产品的出口。此外，两国之间的距离、人均收入差距与农产品出口呈负相关关系，我国与韩国地理位置相近，两国应抓住这样的区域优势，进一步挖掘双边贸易的增长潜力。金民国(2018)选择在2001—2017年中韩两国之间平均关税税率、以彼此的关税总额及两国经济总量作为解释变量的同时，将中国对韩国的贸易总量、贸易互补性指数、中国对韩国农产品的进口规模、中国对韩国制造业产品的总进口规模作为被解释变量，分别构建多元线性回归模型，分析中韩FTA实施后通过关税的减免政策，得到中国人均经济总量同中国对韩国的贸易规模存在正相关关系，韩国则相反。韩国对中国进口农产品的关税税率与进出口总额呈现非常显著的负相关关系。因此，我国应加快产业结构调整应对竞争，通过政府政策补贴和扶持落后产业，发挥中韩FTA的示范效应，将周边国家吸纳到新的区域自由贸易体系中，促进整个区域的经济一体化。

本文在构建引力模型时考虑世界贸易组织实施卫生与植物卫生措施协定(SPS)的滞后现象(hysteresis)，并加入汇率等变量来考查中韩FTA对中国农产品出口韩国的影响。此外，初级农产品和加工农产品对FTA/SPS等非关税壁垒的适应期不同，本文把全体农产品分为初级农产品和加工农产品两类进行回归分析，并对FTA及其他经济贸易相关数据的变动带来的两种农产品出口的短期和长期性影响进行测量。同时，探讨由农产品细分而产生的两种农产品在适应韩国SPS措施期间的差别。

2 中韩农产品贸易现状

2.1 农产品的定义及分类

农产品的概念有很多种，没有一个统一的定义。从广义角度来看，农产品包括农作物(粮食及经济作物)、水产品、畜产品及林业产品等；从UN国际贸易标准分类SITC的标准来看，农产品包括食品及农产品的原材料两类。

食品在SITC中是0、1、4三个种类，农产品原材料则包括第27章(天然肥及矿物、煤矿、石油及原石)及第28章(金属矿石及金属废弃物)制品两种。UN粮食农业机构(FAO-Food Agriculture Organization of the United Nations)的农产品定义也是现在业界使用最为广泛的定义，但产品范围相对狭窄，因此水产品及林业产品不属于相应农产品的定义范围。

2.2 中国对韩国农产品出口现状

1992年中韩建交以来，中韩农产品的进出口呈现中国对韩国的出口大于进口的状态。2003年，中国对韩国的农产品出口额为25.6亿美元；2021年，中国对韩国的农产品出口额达到52.4亿美元。2003—2021年，大部分年份都呈现上升趋势。从市场份额的比重来看，2003—2007年的比重较高，平均为16.18%；2008—2021年比重则在10.6%～13.6%。

2015年6月中韩签订FTA，并于当年12月20日正式生效，中国对韩国农产品出口的产品结构随之变化，表1以2014年和2021年的数据为例，比较产品结构的变化。

表1 2014年和2021年中对韩农产品出口前十位 (单位：亿美元、%)

由表1可以看到，中韩FTA签署前后，HS03是我国出口韩国最多的农产品，但2021年中国对韩国出口的HS03占韩国HS03进口总额的比重稍稍下降。2014年和2021年中国对韩国出口农产品排名前十位的农产品中，HS03、HS07、HS23、HS20、HS12、HS10、HS16、HS19、HS21九项都排在前列。然而，2014年排在七位的HS05(其他动物产品)在2021年未占到前十位，2021年前十位的HS22(饮料、酒及醋)也未排到2014年的前十位，这是一个比较大的变化。从比重来看，HS03、HS23、HS10、HS21、HS19五种农产品的比重在2021年有所下滑，HS07、HS12、HS20、HS16四种农产品的比重在2021年有所上升。

3 引力模型的选取

3.1 模型选取

Tinbergen在1962年最早将贸易引力模型用于研究国际间的贸易，后来许多研究者根据需要又将其他变量引入模型中。Lineman子1966年在模型中加入了人口变量，Macallum于1995年将FTA、共同边境、共同历史文化和语言等变量加入模型中。21世纪以来，贸易引力模型得到了新的扩展，制度因素等开始被广泛引入模型中。张朋珍(2017)引入人均收入和汇率两个变数，充分考虑对贸易量影响更大的购买力因素；南相旭(2016)关于贸易引力场模型的许多研究表明，延伸引力场模型适合分析这种国际贸易规模。本文考虑到中国农产品的特性、生产性及购买力等要素，以及两国经济水平与个人收入水平因素的影响，导入两国人均GDP这一变数。此外，根据经验，两国进出口受汇率影响较大，所以加入人民币对美元年均汇率自变量。中韩FTA对农产品进出口影响较大，所以在模型中加入FTA作为变量。为使定量化更容易，本文将韩国对中国进口关税T及对中国SPS(世界贸易组织实施卫生与植物卫生措施协定(SPS))的通报次数作为自变量进行介绍。此外，韩国同中国都位于东亚地区，距离中国最近的威海之间的距离只有93海里，交通费低廉。因此，本文未把两国之间的距离纳入考察范围。为了研究中韩FTA对中国农产品出口的影响，本文将FTA签署文件中包含的韩国对中国农产品进口关税下调措施和非关税壁垒(以SPS措施为中心)也纳入扩展引力模型中。基于以上描述，建立引力模型如下：

式(1)中：各符号的含义如下：

(1)X是中国农产品的对韩国出口额；

(2)T是韩国对中国农产品进口关税；

(3)Gi*Gj是出口国i与进口国j人均GDP的乘积；

(4)Bij是进口国j对出口国的SPS通报次数；

(5)是进口国j对出口国i的SP S 措施滞后效应(hysteresis)。由于其他限时措施和产品特性，SPS措施对中国原始农产品和加工农产品的出口影响是不一致的。考虑到滞后效应(hysteresis)，本文将分析中国农产品出口企业应对韩国SPS措施所需时间；

(6)Ei是人民币对美元年均汇率；

(7)εij是随机误差；

(8)α0、α1、α2、α3、α4、α5各个变数的系数越大，自变量对因变量的影响就越大。

本文对各自变量的定义及自变量和中国农产品对韩国出口规模之间的关系整理如表2所示。

表2 变量及说明

3.2 数据选取

由于我国是2001年底加入WTO，所以起始数据选定年份为2002年，即选取2002—2021年中国和韩国的数据作为分析对象。

韩国被选定为中国初级农产品及加工农产品的出口研究中FTA实施影响对象，同时韩国是中国主要农产品贸易国，细分农产品研究的目标数据比较完整。而韩国的SPS措施复杂多变，是每年中国出口农产品被迫终止交易的主要原因。本文选定了往韩国出口的初级农产品(包括HS01-14)及加工农产品(包括15-24)的5个主要种类，把SPS测定值的通报数作为定量指标使用，并作为一个国家测定SPS措施的实施水平指标，因为各国发表的SPS措施得到批准后，应在WTO/TBT -SPS网站上正式公布，且应公布适用于该措施的特定产品及要求事项的详细内容。

本文通过收集SPS的通报次数，对各特定措施进行分类，可以全面掌握国家SPS条款履行的强度和深度。此外，SPS通报的数量可以在特定国家间的SPS通报状态下追踪，这一特点完全符合韩国对我国SPS措施影响的目的。同时，克服对单一类型农产品SPS措施研究的局限(见表3)。

表3中的各变量数据取自2002—2021年的时间序列数据，包括中韩两国人均GDP、韩国对中国农产品的关税、韩国对中国农产品的SPS通报次数、人民币对美元年均汇率等，并根据前文建立的引力模型进行分析。在农产品选择上，本文选择对韩国出口的初级农产品(HS01-14)及加工农产品(HS15-24)种5种主要种类的农产品。以上数据用Stata15做回归分析，用来观察各自变量是如何影响因变量的。

3.3 分析结果

由表4可知，分布最小的变量是中国对美国名义汇率(0.118)，大范围分布的变量是中韩两国人均GDP的成绩。这意味着与中美名义汇率的观测值相差无几不同，中韩两国人均GDP乘积的观测值多少存在差异。

中韩FTA签署对中国农产品(HS01-24)出口韩国的影响分析结果如表5所示。

表5 hysteresis4期回归结果

由表5可知，判定系数R2的价格当期达到0.918，说明韩国对中国农产品的进口约为92%，模型设计合理。同时，可以看到韩国对中国农产品进口各变量的影响。韩国对中国SPS通报数在当期对中国农产品的进口在10%的置信水准上与贸易量呈负相关关系。

滞后效应(Hysteresis)期间的第1期中，虽然韩国对中国农产品的进口呈负相关关系，但由于未满足置信水平，因此没有意义。在第2期和第3期，韩国对中国农产品的进口在10%的置信水平上出现了正相关关系，在第4期虽然再次出现了负相关关系，但由于未满足置信水平，所以结果无意义。

中韩两国人均GDP的乘积在当期与韩国对中国农产品进口的1%置信水平上出现了正相关关系，但在后期的农产品进口上呈负相关关系。同时，人民币对美元年均汇率在当期与韩国对中国农产品进口的关系上呈正相关关系，但置信水平不够，所以结果无意义。

韩国对中国农产品的进口关税(T)在当期与农产品的进口量表现出负相关关系，但由于置信水平不足，所以数值无意义。随着中韩关税减免政策的实施，关税与韩国对中国农产品进口的负相关关系持续出现，负相关关系影响系数也进一步增大，在第4期的置信水平为10%。

为了进一步讨论相关关系，下文对细分后的农产品进行回归分析。中韩FTA的签署对初级农产品(HS01-14)及加工农产品(HS15-24)两大类农产品对韩国出口规模的影响分析结果如表6和表7所示。

表6 hysteresis4期初级农产品回归分析结果

表7 hysteresis4期加工农产品回归分析结果

表6中判定系数为0.905，说明当期韩国进口中国的农产品占比约为91%，模型设计合理。

各变量对韩国对中国农产品进口量的影响关系可在表6中看到。韩国对中国SPS通报次数与进口量的关系在10%的置信水平上呈现负相关关系。在滞后效应(Hysteresis)的第1期中，韩国对中国农产品进口是负相关关系，在第2期和第3期则是在10%的置信水平上呈正相关关系。第4期中，韩国对中国农产品进口的关系则为负相关关系，但由于置信水平不够充分，所以得到的数值没有意义。

中韩两国人均GDP的乘积(Gi*Gj)在当期与韩国对中国农产品进口在1%的置信水平上呈正相关关系，但之后与农产品进口呈负相关关系。

人民币对美元年均汇率(Ei)在当期与韩国对中国农产品进口呈正相关关系，但由于置信水准不够，所以数值无意义。

韩国对中国农产品进口关税(T)在当期与韩国对中国农产品进口贸易量呈负相关关系，也因为置信水平不够，得到的数值没有意义。在之后中韩关税减免政策进行期间，随着关税减免力度的增加，韩国对中国农产品的进口与关税的关系呈现出负相关关系，到了第4期在10%的置信水平上呈负相关关系。

表7的数值中，判定系数当期值为0.927，说明韩国对中国农产品的进口比重约为93%，模型设计合理。

由表7可以观察到各个变量与韩国对中国农产品进口的相关关系。韩国对中国SPS通报次数与韩国对中国农产品的进口在10%的置信水平上呈负相关关系。初级农产品回归结果与滞后效应的第1期和第2期中，韩国对中国农产品进口呈负相关关系，第3期、第4期则呈现正相关关系，其中第3期在10%的置信水平上呈现正相关关系。

中韩两国人均GDP的乘积(Gi*Gj)在当期与韩国对中国农产品进口在5%的置信水平上呈现正相关关系，但是之后是负相关关系。

此外，人民币与美元年均汇率(Ei)在当期和韩国对中国农产品进口的关系呈正相关关系，但由于置信水平不够，数值无意义。

韩国对中国农产品进口关税(T)当期与韩国对中国农产品进口的关系为负相关关系，但由于置信水平不够，所以数值无意义。之后随着中韩关税减免政策的施行，关税与韩国对中国农产品进口呈负相关关系，第4期在10%的置信水平上呈负相关关系。

4 结语

初级农产品(HS01-14)回归结果显示，韩国对中国农产品进口关税税率与中国农产品出口韩国交易量存在负相关关系。人民币对美元年均汇率与中国对韩国农产品出口量存在正相关关系。韩国对中国SPS通报次数在当期p<0.05的置信水平上呈负相关关系。韩国对中国SPS通报次数的滞后效应第2期、第3期与中国农产品出口韩国的交易量呈正相关关系。中韩两国人均GDP的水平从统计意义上来看与中国农产品对韩国的出口是负相关关系。

加工农产品(HS15-24)的回归结果显示，韩国对中国农产品的进口关税与中国农产品对韩国的出口存在负相关关系。人民币对美元年均汇率与中国农产品对韩国出口存在正相关关系。韩国对中国SPS的通报次数当期与中国农产品对韩国的出口为负相关关系。韩国对中国SPS通报次数的滞后效应中的第3期与中国对韩国农产品出口呈正相关关系。中韩两国的人均GDP水平在p<0.05的置信水平上与中国农产品对韩国出口呈正相关关系。

由数据结果可以看到，随着FTA的签订，韩国对中国农产品进口关税与中国农产品对韩国的出口交易量的负相关越来越明显；韩国SPS等非关税壁垒对中国农产品出口韩国产生的影响逐渐从负面影响转变为积极影响，但从目前状况来看，想要长期保持正相关仍然很难；随着中韩FTA的实施，韩国的人均GDP持续增长，但是韩国人均GDP的增长对中国农产品出口产生了负面影响，是因为韩国对中国农产品的品质问题还有一定的担忧，也正对应了韩国学者赵奎太、徐忠硕(2010)的研究结论，即随着个人所得的持续增加，与物价相比，人们更愿意购买品质高的产品。所以，我国要重视出口农产品的品质问题，重拾韩国市场对中国农产品质量的信任，有效扩大我国农产品的韩国市场。

此外，从短期来看，韩国的SPS措施虽然出现了阻碍中国整体农产品出口的结果，但从长期来看，逐渐取得了积极效果，这与前文预测的SPS和因变量之间的关系不同，可从以下几点说明：(1)面对韩国SPS措施，为了维护中韩贸易市场，我国企业应进行调整，满足韩国市场的要求，恢复韩国消费者的信任，以适应新的规则。在此过程中，我国企业要支付高昂的费用，最终会使产品的出口成本增加，价格上升，导致出口量减少；(2)农产品和其他出口商品不同，由于生产周期较长，面对瞬息万变的市场难以较快应对。发达国家在引入新的SPS措施时，实力较弱的企业不会选择遵守新的要求或提高生产标准，而是从原有市场撤出。因此，进口国的需求将会减少，出口国的出口也将减少。在短期内履行SPS措施的过程中，中国农产品出口贸易额呈现减少趋势，这意味着SPS措施在短期内阻碍了贸易发展；(3)进口国采取的SPS措施阻碍贸易的同时也会改善信息不对称情况。进口国的产品标准要求越透明，需求产品信息越完善，出口国的农产品出口方向也就越明确。出口国将通过逐步改进生产手段等方式提高产品质量，并得到进口国消费者的认可。因此，出口国可以长期依赖SPS措施促进农产品出口贸易的发展。

韩国对中国农产品采取的SPS措施，对中国的初级农产品和加工农产品对韩国的出口会产生明显影响，但这种影响随着时间的推移会由负转正。但与保持积极影响的期间不同，这一点是需要特别注意，SPS措施对中国加工农产品对韩国出口的影响从滞后效应(Hysteresis)第3期、第4期保持积极影响，但所有农产品和初级农产品在滞后效应(Hysteresis)的第4期再次转为负相关关系。韩国不断采取SPS措施来规定或限制农产品的生产和进口水准，并不是很好地利用了SPS措施。

因此，我国农产品可以利用韩国的SPS措施积极提高生产效率和产品质量，同时建议韩国政府重新审视SPS措施，在世界经济一体化大潮下顺势而为，促使两国的农产品贸易关系进一步加深。