金鑫

摘 要：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易是中國與東盟貿(mào)易合作的重要領(lǐng)域。本文對2010—2019年中國—東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力按國別進(jìn)行了研究，并對雙邊貿(mào)易額、各國農(nóng)業(yè)GDP、雙邊距離、各國人口、各國人均GDP等影響雙邊貿(mào)易流量的因素進(jìn)行定量分析。研究表明，中國與新加坡、泰國、老撾、印尼、馬來西亞、越南、柬埔寨七國的貿(mào)易潛力還有進(jìn)一步發(fā)展的空間;中國與緬甸、菲律賓、文萊三國的貿(mào)易潛力已經(jīng)充分挖掘。最后本文針對不同東盟國家的貿(mào)易潛力差異提出相應(yīng)對策，以此提高中國—東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易效率并充分發(fā)掘雙邊的貿(mào)易潛力。

關(guān)鍵詞：中國—東盟;農(nóng)產(chǎn)品;貿(mào)易潛力

中圖分類號：F742 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2021）05（a）--05

自2010年中國—東盟建立自由貿(mào)易區(qū)以來，雙方貿(mào)易合作緊密，相互依存度逐年提升。2019年，東盟超越美國成為中國第二大貿(mào)易伙伴，中國也連續(xù)十年保持東盟第一大貿(mào)易伙伴國的地位。目前，中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)是雙方發(fā)展速度最快的貿(mào)易區(qū)，也是利益最均衡的自由貿(mào)易區(qū)。2019年，中國—東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額達(dá)424億美元，比2010年的293億美元增加了131億美元，年增長率達(dá)13.1%，東盟已成為中國第一大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易伙伴。當(dāng)前，新冠肺炎疫情依舊在全世界肆虐、國際形勢復(fù)雜多變、中美局勢緊張，在這樣的大背景下，隨著中國經(jīng)濟(jì)的逐步恢復(fù)，作為中國第二大貿(mào)易伙伴的東盟與中國之間還有多大的貿(mào)易潛力？如何更加有效地提高雙邊貿(mào)易潛力？對這些問題的研究，有助于促進(jìn)雙邊貿(mào)易進(jìn)一步發(fā)展，有助于更好地制定雙邊發(fā)展戰(zhàn)略，具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

1 文獻(xiàn)綜述

關(guān)于中國—東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易問題，國內(nèi)許多學(xué)者從不同角度進(jìn)行了研究。李珊珊，劉澤琦，彭珈祺等（2020）按照海關(guān)HS編碼對雙方不同類別的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)行比較，探究我國與東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展措施。結(jié)果顯示：我國與東盟國家的距離及進(jìn)口國家的人口規(guī)模、人均耕地面積，是否加入中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)等因素均對雙方農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有顯著影響[1]。尹葉青，劉志雄，尹湘源（2015）研究發(fā)現(xiàn)：中國對東盟各國的貿(mào)易潛力存在差異，中國需要制定相應(yīng)措施進(jìn)一步擴(kuò)大雙邊貿(mào)易潛力：加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐;繼續(xù)深入加強(qiáng)雙邊經(jīng)貿(mào)合作;調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)雙邊貿(mào)易互補(bǔ)性，減少雙邊貿(mào)易競爭;加強(qiáng)相互直接投資[2]。趙亮，張忠根（2020）基于引力模型，分析了中國農(nóng)產(chǎn)品出口到東盟十國的重要影響因素，并測算了歷年來的出口貿(mào)易潛力。結(jié)果表明：中國與東盟十國的 GDP、東盟十國的人均 GDP、中國—東盟自貿(mào)區(qū)的建立、貿(mào)易雙方是否存在共同陸路邊界等因素對中國農(nóng)產(chǎn)品對東盟十國的出口有正向顯著影響，國際金融危機(jī)的爆發(fā)對中國農(nóng)產(chǎn)品對東盟十國的出口有負(fù)向顯著影響;中國對東盟十國的農(nóng)產(chǎn)品出口潛力巨大，但開發(fā)不均衡，面臨市場空間逐步縮小的問題。最后，根據(jù)研究結(jié)論提出了相對應(yīng)的發(fā)展策略[3]。屠年松，李彥（2016）建議從自貿(mào)區(qū)建設(shè)、海上絲綢之路建設(shè)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化三個方面著手，進(jìn)一步提高中國與東盟國家雙邊貿(mào)易效率，并釋放貿(mào)易潛力[4]。

2 貿(mào)易影響因素分析

2.1 模型的設(shè)定

1962年，由經(jīng)濟(jì)學(xué)家Tinbergen根據(jù)萬有引力定律提出貿(mào)易引力模型，模型說明：兩國間的貿(mào)易流量與兩國各自的經(jīng)濟(jì)規(guī)模呈正相關(guān)，與兩國之間的地理距離呈負(fù)相關(guān)[5]。用公式表示：

其中，Tij代表i國與j國的雙邊貿(mào)易流量之和，Gi表示i國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，Gj代表j國的經(jīng)濟(jì)規(guī)模，Dij代表i國與j國之間的物理距離[6]。將式（1）線性化處理并添加隨機(jī)誤差項，得到：

根據(jù)以往學(xué)者對于引力模型及東盟經(jīng)濟(jì)體的研究，本文主要研究東盟十國與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的引力模型?？紤]到研究內(nèi)容為農(nóng)產(chǎn)品以及中國和東盟十國的實際國情，本文在式（2）的基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展，其中本文中貿(mào)易流量主要指農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量，同時加入人均GDP和人均耕地面積等因素。將各因素線性化處理后，得到擴(kuò)展引力模型：

2.2 數(shù)據(jù)來源及說明

研究對象選取中國和東盟十國，共十一個國家作為樣本國家（即中國-CN、新加坡-SIN、泰國-THA、緬甸-MYA、老撾-LAO、印尼-INA、菲律賓-PHI、馬來西亞-MAS、越南-VIE、文萊-BRU、柬埔寨-CAM），時間跨度為2010—2019年。

具體關(guān)于被解釋變量和解釋變量的解釋如表1所示。

由于選取的數(shù)據(jù)既有時間序列的數(shù)據(jù)又含有橫截面的數(shù)據(jù)，為解決數(shù)據(jù)存在的時間特定效應(yīng)問題，本文選取了Eview10.0 的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行回歸分析，分析各因素對貿(mào)易總額的影響方向及大小，估計貿(mào)易回歸方程，比較計算理論貿(mào)易總額與實際貿(mào)易總額，分析各國的貿(mào)易潛力值。

2.3 面板數(shù)據(jù)檢驗

為保證模型各估計參數(shù)的有效性，避免偽回歸的現(xiàn)象，首先對序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。本文采用常用的單位根進(jìn)行檢驗，具體指標(biāo)檢驗結(jié)果如表2所示。

通過結(jié)果得出變量LnAGiAGj、LnPGj無論是不同根的檢驗還是同根的檢驗，均通過1%的顯著水平檢驗;LnDij在M-P-S、Fisher-ADF檢驗中，在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)。LnATij、LnCAj變量在一階差分單位根檢驗下通過了LLC、Fisher-ADF和PP-Fisher檢驗。綜上分析，可以認(rèn)為各指標(biāo)在包含時間趨勢條件下即在包含時間趨勢的條件下數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以通過平穩(wěn)性檢驗。

因此以下估計模型為：

3 回歸模型估計及分析

3.1 傳統(tǒng)引力模型

考慮到模型不同截面數(shù)據(jù)同期可能存在的序列相關(guān)性，本文分別采用了隨機(jī)效應(yīng)模型1和固定效應(yīng)模型（2）對基礎(chǔ)的引力方程加以回歸分析。

從隨機(jī)效應(yīng)模型（1）來看，中國與j國農(nóng)業(yè)GDP乘積以及距離指標(biāo)的系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗，β0在5%的顯著性水平檢驗，調(diào)整后的R2在51%的程度上解釋了中國和其他國家貿(mào)易量的變動，F(xiàn)統(tǒng)計量通過1%的顯著性水平檢驗，說明方程整體顯著。且從系數(shù)符號來看也證明傳統(tǒng)引力模型在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中同樣適用，即兩國經(jīng)濟(jì)規(guī)模對農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額起積極性作用，兩國距離對貿(mào)易總額起消極性作用。東盟國家和中國的GDP乘積每增長1%，雙邊的貿(mào)易額將增長0.39%;東盟國家與我國的距離對于雙邊貿(mào)易額呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，距離越近貿(mào)易額越大。

固定效應(yīng)模型（2）和隨機(jī)效應(yīng)模型（1）指標(biāo)系數(shù)符號均一致，且都通過了顯著性水平檢驗。從方程整體擬合程度來看，固定效應(yīng)模型（2）調(diào)整后R2非常接近1，明顯擬合效果好于隨機(jī)效應(yīng)模型。模擬方程如下所示：

3.2 擴(kuò)展引力模型

根據(jù)以上分析，在擴(kuò)展模型中首先采用對模型進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)估計，結(jié)果見模型（3）。

從隨機(jī)效應(yīng)模型（3）結(jié)果來看，各系數(shù)均通過5%的顯著水平下的檢驗，調(diào)整后R2在62%程度上解釋變量，F(xiàn)統(tǒng)計量通過1%顯著性水平檢驗，整體方程顯著。各指標(biāo)符號和預(yù)期符號一致，其中東盟國家人均GDP以及兩國農(nóng)業(yè)GDP乘積對農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額起積極性作用，中國與東盟國家的距離以及東盟國家的人均耕地面積對于農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額起消極性作用，且東盟國家人均GDP的影響最大，人均GDP每增加1個百分點，雙邊貿(mào)易額增加0.81個百分點。

從Hausman檢驗結(jié)果來看，結(jié)果顯示檢驗統(tǒng)計量為71.3914，伴隨效率0.0000，拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型的效果優(yōu)于固定效應(yīng)模型的原假設(shè)，因此需要建立固定效應(yīng)模型（4）。

根據(jù)模型（4）可以看出：除LnDij的系數(shù)未通過顯著性檢驗，其余系數(shù)均通過5%的顯著水平下的檢驗，調(diào)整后R2在99%程度上解釋變量，明顯優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型，F(xiàn)統(tǒng)計量通過1%顯著性水平檢驗，整體方程顯著。其中：（1）東盟國家和中國的農(nóng)業(yè)GDP乘積每增加1個百分點，農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額將增加0.15個百分點。（2）東盟國家與中國的距離對于農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，距離越近貿(mào)易額越大，由于距離變量不會隨時間變動而變動，因此在固定模型估計下不顯著。（3）東盟國家的人均GDP與農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額成正比例關(guān)系，投資額每增加1個百分點，農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額增加1.36個百分點。（4）東盟國家的人均耕地面積與農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額成反比例關(guān)系，且影響系數(shù)最大，人均耕地面積每增加1個百分點，貿(mào)易額就減少2.08個百分點。

考慮到距離變量在固定效應(yīng)回歸下無法估計，因此對模型進(jìn)行優(yōu)化，其結(jié)果如固定效應(yīng)模型（5），距離對貿(mào)易額的影響體現(xiàn)在常數(shù)β0中。

對比固定效應(yīng)模型（4）和模型（5），固定效應(yīng)模型（5）擬合程度又略高于模型（4），因此為了更好地測算貿(mào)易潛力值，本文采用固定效應(yīng)模型（5）。距離變量采用最小二乘虛擬變量對方程進(jìn)行系數(shù)估計，從中得到各個國家地理距離的常數(shù)項，以此來測算中國和南非兩國的貿(mào)易潛力。

4 貿(mào)易潛力分析

據(jù)以上分析，本文將中國和10個東盟國家2019年的數(shù)據(jù)帶入模型，測算兩國農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額，再將測算值與實際農(nóng)業(yè)貿(mào)易總額相比較，計算貿(mào)易潛力值，如圖1所示。

根據(jù)劉青峰、姜書竹（2002）對貿(mào)易潛力的推算，如果兩國實際貿(mào)易流量與理論貿(mào)易流量的比值小于0.8，則兩國貿(mào)易具有較大潛力，雙邊貿(mào)易具有較大提升空間;中國和東盟十國貿(mào)易潛力值均超過0.8[7]。如果比值介于0.8～1.2，則兩國貿(mào)易潛力并未充分發(fā)揮，還有進(jìn)一步發(fā)展空間，其中新加坡、泰國、老撾、印尼、馬來西亞、越南、柬埔寨處于此空間;如果比值大于1.2，則兩國現(xiàn)有的貿(mào)易潛力已經(jīng)充分挖掘，緬甸、菲律賓、文萊潛力值均超過1.2。把中國和10個國家理論貿(mào)易額與實際貿(mào)易額比較后得到如表5所示貿(mào)易潛力值。

如表5所示，中國和東盟十國的2019年農(nóng)產(chǎn)品的實際貿(mào)易額與理論貿(mào)易額基本一致，且貿(mào)易潛力值均超過0.8，說明中國和東盟十國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易均已成熟。按國別來看，新加坡、老撾、印度尼西亞、馬來西亞的貿(mào)易潛力值處于0.8～1，說明這些國家的農(nóng)產(chǎn)品需求逐步被開發(fā)，但雙邊貿(mào)易還處于較低合作水平;泰國、越南、柬埔寨的貿(mào)易潛力值處于1～1.2，說明中國與這些國家貿(mào)易互補(bǔ)性更強(qiáng)，存在著更大的貿(mào)易潛力，需要我們更進(jìn)一步挖掘現(xiàn)有資源，開拓這些國家的農(nóng)產(chǎn)品市場，促進(jìn)中國與這些貿(mào)易伙伴國雙邊貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展;緬甸、菲律賓、文萊的貿(mào)易潛力值均超過1.2，說明中國與這些國家貿(mào)易關(guān)系更加緊密，雙邊貿(mào)易潛力已經(jīng)充分挖掘。

5 建議

5.1 加強(qiáng)農(nóng)業(yè)合作，合理配置資源

中國與東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總體上屬于互補(bǔ)性貿(mào)易。中國向東盟出口溫帶水果及糧食作物，東盟向中國出口熱帶水果及其他熱帶農(nóng)產(chǎn)品如橡膠、棕櫚油等，中國與東盟是資源互補(bǔ)的友好鄰居。同時，中國、東盟的海洋資源都比較豐富，雙方在水產(chǎn)養(yǎng)殖、水產(chǎn)加工方面有著較大的發(fā)展?jié)摿?。對于中國來說，與東盟的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易多年來一直處于貿(mào)易逆差地位，這就需要中國繼續(xù)發(fā)揮比較優(yōu)勢。在農(nóng)產(chǎn)品出口的同時，加大農(nóng)業(yè)科技投入，改善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量，提高農(nóng)產(chǎn)品出口附加值，提高中國農(nóng)產(chǎn)品在國際市場上的競爭力。

5.2 把握“一帶一路”契機(jī)，拓寬中國—東盟農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易

中國“一帶一路”倡議中的“21 世紀(jì)海上絲綢之路”基本覆蓋了東盟十國。在“一帶一路”倡議的支持下，中國與東盟各國簽署了更多的貿(mào)易優(yōu)惠政策及更加便利的貿(mào)易通關(guān)措施。為此，雙方應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)港口基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，舉辦多種形式的農(nóng)產(chǎn)品交易會（博覽會），推動貿(mào)易口岸進(jìn)一步開放等方式來拓寬雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的貿(mào)易渠道。鼓勵東盟各國積極參與海上絲綢之路的建設(shè)，這有利于深入開發(fā)各國的農(nóng)產(chǎn)品市場潛力，也有利于加大各國農(nóng)產(chǎn)品市場準(zhǔn)入，以此拓寬中國與東盟各國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。

5.3 針對性地開發(fā)東盟各國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易

實證表明，中國與東盟不同國家的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力各不相同，根據(jù)各國貿(mào)易潛力差異，有針對性地發(fā)展不同農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易關(guān)系。對于貿(mào)易潛力已經(jīng)相對充分開發(fā)的國家，如緬甸、菲律賓、文萊，應(yīng)在動物產(chǎn)品、動植物油脂、海洋經(jīng)濟(jì)合作開發(fā)等方面加大合作力度;對于貿(mào)易潛力還有較大發(fā)展空間的新加坡、泰國、老撾、印尼、馬來西亞、越南、柬埔寨等國家，應(yīng)加大產(chǎn)業(yè)服務(wù)和開發(fā)新興的水產(chǎn)品出口市場進(jìn)行合作，建立合作磋商機(jī)制，促進(jìn)雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的進(jìn)一步發(fā)展。

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