中国农产品出口日本市场的波动增长分析——基于VAR模型的实证研11200字

1、中国农产品出口日本市场的波动增长分析基于VAR模型的实证研11200字 中国对日本农产品出口分为3个阶段：第一阶段为20世纪90年代初，呈现快速增长局面，由1990年的22.8亿美元增长至1995年的44. 14亿美元，年均增长率达14. 12%。第二阶段为20世纪90年代中期到21世纪初，波动增长态势。1997 1998年受亚洲金融危机的影响，中国对日本农产品出口出现负增长，随着经济复苏，中国对日本农产品出口额有所攀升，2001年达到56. 48亿美元。第三阶段为中国加入WTO后至今，中国对日本农产品出口额持续增长，但日本实行的各类贸易保护措施对中国农产品出口造成一定影响。2008年受全球金

2、融危机的影响，中国对日本农产品出口出现负增长，增长率为-7.80%。但自2009年开始，中国农产品出口环境逐渐好转，2011年的年增长率高达20. 40%。2013 2015年中国对日本农产品出口额又出现负增长。尽管对日本农产品出口增长率起伏不定，但农产品出口总额依旧很大，2015年达100. 84亿美元，是1990年的5倍。由此可以看出，中国农产品对日本出口规模扩大的同时，也面临着一个不可忽视的问题，即中国农产品出口的波动性很大。因此，研究中国输日农产品的增长路径（即集约边际还是扩展边际），以及增长的影响因素，对扩大中国农产品输日规模，以及应对全球外部冲击具有重要的现实意义。1 文献综述随着

3、国际贸易理论和经验研究的发展，二元边际逐渐产生并被不断加以完善，更是在各国的贸易实践中得到广泛的证实。二元边际分析方法作为新贸易理论的重要组成部分，吸引了大量国内外学者从不同视角进行研究，本文通过对相关文献的梳理，发现已有文献的研究主要从以下3个方面展开。1.1 以二元边际为被解释变量，寻求影响对外贸易波动增长的因素不同学者在对不同对象进行研究时，通常将二元边际作为被解释变量，并结合具体研究内容引入其他变量作为解释变量。钱学峰和熊平( 2010)在研究中国出口二元边际的影响因素时最早将可变贸易成本和固定贸易成本纳入模型。张晓恒和周应恒(2015)在对二元边际影响因素进行分析时，引入了各国农业增

4、加值、人均农业增加值、农业劳动力人口，各国GDP、人口规模以及人均GDP。郭俊芳和武拉平( 2015)将农业经济规模、可变贸易成本、固定贸易成本、农业生产率、国际宏观经济冲击纳入模型进行分析。李辉、张未广和刘亿( 2016)在研究中国对中亚5国农产品出口增长的二元边际时引入贸易成本、经济规模、农业生产率、经济一体化等影响因素进行分析。1.2扩展边际引致贸易出口增长的研究在传统贸易理论的基础之上，新贸易理论认为出口产品种类的增加和新企业的进入（扩展边际）是出口增长的又一动力。国内外学者对此进行了较多的研究。Kehoe和Ruhl (2003)研究发现贸易出口的增长主要通过扩展边际实现。Hummel

5、s和Kle-now (2005)利用126个国家和地区的贸易数据进行研究，也发现扩展边际对出口增长的贡献率高于60%。Amurgo-Pacheco和Pierola (2008)通过对不同组别的研究发现扩展边际对经济不发达国家的贸易增长尤为重要。陈阵和隋岩( 2013)从多产品企业的视角对中国出口增长进行二元边际分解，发现随着时间的动态变化，扩展边际对出口增长的贡献高于集约边际。也有少数学者利用二元边际对农产品进行研究得出了相同的结论，如杨逢珉、翟慧娟(2015)对中国农产品出口欧盟市场进行二元边际分解，得出二元边际是中国农产品出口欧盟增长的主要源泉。1.3 集约边际作为贸易出口增长路径的研究传

6、统的贸易理论认为现有企业和现有产品出口数量的扩大是出口增长的唯一源泉，即强调集约边际对贸易出口增长的作用。Bernard、Jensen (1999)对美国出口贸易的增长进行研究，发现集约边际是其增长的主要来源。Amurgo-Pacheco和Pierola(2007)利用1990 2005年24个发达国家和发展中国家的贸易数据，发现出口增长的86%源自集约边际。钱学峰(2008)基于企业异质性模型研究了中国与7个主要贸易伙伴的出口贸易，得出这种增长主要由少数生产效率高、生产规模大的企业带动，即由集约边际引致。而国内学者对农产品贸易也进行了研究。耿献辉、张晓恒和周应恒(2014)、郭俊芳和武拉平(

7、 2015)利用不同时期中国农产品出口贸易数据测算二元边际对中国农产品出口增长的贡献度，均发现集约边际的贡献度经历了缓慢增长到快速增长的阶段。李辉、张未广和刘亿( 2016)基于丝绸之路;经济带建设的背景，采用20012013年中国出口中亚5国农产品贸易的数据进行二元边际分析，结果发现，集约边际是农产品出口增长的主要动力来源。结合已有学者的研究，本文不仅使用二元边际作为分析工具，并引入了VAR模型克服了以往研究主要利用OLS估计方法存在的不足。将VAR模型引入中日农产品的二元边际分析之中，以期深入剖析中国对日本农产品出口的增长的影响因素，并提出针对性的建议。2 中国农产品对日本出口概况2.1

8、中国对日本农产品出口顺差呈先升后降态势中国农产品对日本出口一直维持贸易顺差地位，但贸易顺差额呈现先增后降的趋势，这与中国对日本农产品出口总额变动趋势保持一致。由图1可以看出，1 995年，中国对日本农产品出口贸易顺差为41. 70亿美元，除1997 1998年和20082009年爱国际金融危机的影响，中国顺差额出现负增长外，1995 2012年中国对日本农产品出口顺差额总体呈现出不断扩大的趋势。其中，2004年较2003年同比增长22. 91%，顺差额达70. 44亿美元，2012年中国对日本农产品出口顺差达最大值，为114. 27亿美元，约为1995年的3倍，年均增长率为6. 12%。从20

9、13年开始，中国对日本农产品出口顺差额出现负增长，顺差额为106. 39亿美元。2015年，顺差额已下降为94. 55亿美元，增长率为-9. 72%。由此可以看出，随着两国农产品贸易的不断发展，中日双方正在努力缩小两国农产品贸易差额，使两国农产品贸易更为平衡地发展。2.2 中国输日农产品额占中国对日本出口总额比重下降明显如图2所示，中国对日本农产品出口额占中国对日本出口总额的比重总体呈现下降趋势，且下降幅度较大，由1995年的15. 53%下降至2014年的7. 42%。具体而言，1995-2008年，中国对日本农产品出口额占中国对日本出口总额的比重连年下降，且下降速度较快，2008年受国际金

10、融危机的影响达到最低点，为6. 52%; 2009年占比回升至7.75%，但仍低于2008年之前历年的比重；2010年开始占比呈现相对稳定的态势维持在7. 4%左右，浮动比率较小，其中，2012年略有上升，达7. 80%。究其原因，一是接连发生的国际金融危机和欧债危机使得日本国内需求不振，影响其对中国农产品的进口。二是日本对农产品进口实施的命令检查制度和肯定列表制度等非关税壁垒对中国农产品输日产生阻碍作用。2.3 中国输日农产品结构较为稳定本文采用HS编码体系对农产品进行分类。按照HS1992分类标准，农产品可以分为4大类：第一大类是活物、动物产品（0105章），第二大类是植物产品（0614章

11、），第三大类是动、植物油、脂及其分解产品，精制食用油脂、动、植物蜡(15章)，第四大类是食品、饮料、酒及醋、烟草及烟草替代品制品（1624章）。表1为中国对日本农产品出口结构。从表1可以看到，中国对日农产品出口结构较为稳定，主要是第一大类、第二大类和第四大类。其中，第四大类始终占比最大，第二大类次之，第三大类占比最小。1995 2007年，第四大类占比不断增加，2007年达到最高值60. 04%，自2008年开始略有下降，但占比一直高于55%；第二大类产品占比总体呈下降趋势，但下降幅度较小，由1995年的28. 95%减少至2014年22. 36%，其中1998年达到最大值为33. 32%，2

12、013年达到最小值为21. 28%；第一大类产品占比变化趋势与第四大类相反，从1995年的最高值37. 33%下降至2007年的最低值15. 95%，自2008年开始占比缓慢上升，2015年达21. 44%；第三大类产品出口占比始终未突破1%。2.4 劳动密集型农产品是中国对日本出口的主要农产品从表2看出，1995年中国输日劳动密集型农产品中有5项占中国当年输日农产品总额的比重均超过10%，其中，占比最高的为03章，达22. 31%，劳动密集型农产品占中国输日农产品总额的比重高达81. 35%。2015年，16章占中国输日农产品比重最高，达26. 35%，劳动密集型农产品占中国输日农产品总额的

13、比重为75. 58%，较1995年有所下降，但占比依旧很高。3 中国输日农产品的二元边际分解3.1 二元边际分解方法本文借鉴Hummels，Klenow (2005)及范爱军、刘馨遥( 2012)提出的二元边际的分解方法，将出口的二元边际分解为扩展边际和集约边际，并据此对中国出口日本的农产品贸易进行实证分析。其中，中国和世界输日相同种类农产品中(记为A)世界的出口额与世界出口到日本农产品总额的比值就是扩展边际。该比值越大，表明中国出口日本市场的农产品种类的越多。在中国和世界出口到日本所有种类的农产品中，筛选出中国和世界出口到日本相同种类的农产品（记为A），那么，中国A农产品对日本出口额与世界A

14、农产品对日出口额的比值就是集约边际。该比值越大，则表示在中国和世界输日相同种类农产品中，中国的出口贸易额越多，占比越大。具体公式表示如下：D:、截图、3493.jpg式中，i代表中国，m代表世界，j代表日本，k代表中国出口到日本的某类产品，K表示中国出口到日本所有产品的集合。N代表中国出口到日本市场的农产品贸易额，N代表世界出口到日本市场的农产品贸易额。3.2 中国农产品出口日本市场的二元边际分解本文研究的农产品包括HS1992下0124章的所有六分位编码对应的农产品，自联合国商品贸易数据库网站选取1995 2014年中国和世界出口到日本市场的农产品贸易数据，并依据上文提及的EM和IM的测度方

15、法，考量中国输日农产品的二元边际值，如图3所示。从图3中可以看出，除2014年外，中国输日农产品的扩展边际值始终大于0.7，而集约边际值一直没有超过0.2，可见中国农产品在出口日本市场过程中扩展边际的贡献度明显高于集约边际的贡献度，即中国农产品对日本出口增加主要依赖于新出口企业的进入及出口农产品种类的增加，而非单纯依赖于现有出口企业与现有农产品出口种类数量的增加。具体而言，扩展边际值波动较大，均值为0. 774。1995年扩展边际为0.766，1996年下降为0. 748，随后直到2003年，一直处于上升下降的交替阶段，2004 2008年较为稳定，稳定在0.8左右。而2008年之后便进入小幅

16、递减阶段，到2014年扩展边际值为0. 690，是1995 2014年来的最小值。究其原因，与2008年国际金融危机，造成全球经济疲软，市场恢复缓慢密不可分。除2008年外，集约边际总体呈现上升趋势但上升幅度较小，均值为0. 165。1995年中国农产品出口日本市场的集约边际仅为0. 120，随后几年中呈波动上升的趋势，2006年达到最大值0. 197，总体增幅为64. 11%。2008年受国际金融危机的影响，经济环境有所恶化，导致集约边际值出现较大幅度的下降，减少至0. 137，随后两年有所上升，2014年达到0. 195与2006年的集约边际值相仿。整体看来，中国农产品出口日本市场的扩展边

17、际较大，而集约边际很小，扩展边际值约为集约边际值的4.5倍。这表明，中国出口到日本市场的农产品种类占世界出口到日本市场的同类农产品比重较小，也表明中国农产品在日本市场还有很大扩展空间。但中国与世界出口到日本市场相同品种的农产品占世界出口至日本市场农产品总额的比重较大，说明中国输日农产品的种类多于世界输日农产品的种类。近年来这一趋势有所下降，对中国农产品的出口不利。因此，增强中国农产品的出口竞争力并适当增加中国输日农产品种类，以提高中国农产品在日本市场的份额刻不容缓。4 中国对日本农产品出口增长二元边际的影响因素分析4.1 模型及变量的选取在模型的选取中，本文参考了刘宏、李述晟(2013)的研究

18、，即在考虑选取变量时，本期的市场规模(GDP)会影响当期乃至后几期的EM (IM)，从而当前的EM (IM)又会影响到后几期的EM(IM)，为更好地分析滞后项对被解释变量的影响，本文在二元边际分解的基础上选取VAR模型进行进一步的研究。其表达公式如下：D:、截图、3494.jpg在参考前人研究的基础上，本文以农产品贸易为分析对象选取的自变量为：目标市场规模、中国农业生产力和固定贸易成本，并分别用日本国内生产总值(JGDP)、中国农业工人人均增加值(EFFI)和日本经济自由度( FC)来衡量；因变量：扩展边际和集约边际。本文对1995 2014年的数据做VAR模型实证分析。其中，计算扩展边际与集

19、约边际的数据来源于联合国商品贸易统计数据库，固定贸易成本数据来源于The Heritage Foundation与华尔街日报共同发布的经济自由度指数，其余变量数据来源于世界银行数据库。4.2 VAR模型的实证分析4.2.1 平稳性检验本文对所有变量取自然对数以避免出现异方差。这些变量分别记为LnEM、LnIM、LnJ GDP、LnEFFI和LnFC。在对时间序列进行VAR模型分析时，为避免产生伪回归;问题，通常要求时间序列数据是平稳的，通过Eviews7软件观察到这5个时间序列的折线图是带有趋势的非平稳序列，故需对这5个序列进行平稳性检验。本文利用ADF单位根检验以检验数据的平稳性，结果如表3

20、所示。从表3可以看出，5个变量的原序列在5%的显著水平下均为非平稳时间序列，但是在对他们进行一阶差分后，所有序列都平稳。其中，LnEM、LnIM、LnEFFI和LnFC在1%的显著性水平下平稳，而LnjGDP在5%的显著性水平下平稳，因此所有序列都是一阶单整过程I (1)。4.2.2 Johansen协整检验本文依据SC和AIC准则，最终确定扩展边际的滞后阶数为2，集约边际的滞后阶数为3。从表3可知，4个时间序列均为一阶单整，满足协整检验的条件。本文将通过迹;检验来确定模型中协整向量的个数。扩展边际与集约边际的协整检验结果分别如表4和表5所示。由于30. 783 4429. 797 07，所以

21、拒绝原假设至多存在1个协整向量，同时，11. 774 3329. 797 07和11. 946 19D:、截图、3495.jpg以上两式中的回归系数基本上都在5%的水平下显著。由扩展边际的协整方程可知，扩展边际与日本国内市场规模的相关系数为-0. 982 4，即在其他变量保持不变的情况下，日本国内市场规模每扩大1%，扩展边际减少0.982 4%，这与认知相悖。对此认为，虽然日本国内市场规模有所扩大，但其对中国农产品需求的种类未发生较大的改变，即中国对日本出口增加的农产品种类并不是日本市场所需求的种类。同时，中国出口的劳动密集型农产品，并非日本国内市场需求的高端农产品，进而导致对中国农产品需求的

22、减少。中国农业生产力和经济自由度对扩展边际均存在正向影响，在日本国内市场规模不变的情况下，中国农业生产力和经济自由度每增加1%，扩展边际分别增加0.149 5%和2. 074%，从长期看，经济自由度对中国扩展边际的正向驱动作用大于农业增加值的驱动作用。从集约边际的协整方程可知，日本国内市场规模和中国农业生产力与集约边际均呈正相关关系。在经济自由度不变的情况下，日本国内市场规模和中国农业生产力每增加1%，集约边际分别增加0. 853 8%和0.079 9%，可见日本国内市场规模扩大对集约边际的贡献度高于中国农业生产力提高的贡献度，因为国内市场规模的提高，会导致消费者对相同种类产品消费的增加。但是

23、，经济自由度与集约边际呈负相关，即在其他变量保持不变的情况下，日本市场的自由度每提高1%，集约边际反而减少3. 85%，也就是说，经济自由度对集约边际的抑制作用十分显著。究其原因，日本经济自由度的提高，在降低中国对日本出口阻力的同时，也向其他国家放松了进入门槛，而集约边际仅反映在原有出口种类不变情况下出口量的变化，此时，出口的农产品质量显得尤为重要，而中国出口的很多农产品无法通过日本严苛的检验检疫，进而中国的出口额会被其他出口高质量农产品国家所替代，因此，经济自由度对集约边际产生负面影响。4.2.3 脉冲响应分析在前文实证分析的基础之上，这里分别对EM、IM与相关指标进行VAR模型估计。在做该

24、模型估计之前，需利用AR根估计方法对VAR模型进行平稳性检验。本文检验结果发现，集约边际与扩展边际的VAR模型的所有根的倒数值都落在单位圆内，所以该模型是稳定的，可以进行脉冲响应分析。脉冲响应分析用来刻画变量之间的短期关系。由图4可以看到：当在本期给日本JGDP -个正的冲击后，扩展边际呈现先上升后下降的趋势，但JGDP对扩展边际的影响始终是负向的，在第七期当JGDP提升1个百分点时，扩展边际也因此降低了0. 010 836个百分点，并在该期达到了最大的负响应，之后便逐渐收敛（-0. 005左右），这与长期协整关系的分析结果一致。当在本期给EFFI -个正的冲击后，扩展边际呈现出较大的波动，在

25、第二期达到最大的负响应（-0. 011 392），在第五期达到最大的正响应(0. 006 036)，总体而言，EFFI对扩展边际具有正向影响，但影响程度较低。当在本期给FC -个正的冲击后，扩展边际首先呈现上升趋势，并在第二期达到最大正响应(0. 004 925)，即FC提高1个百分点，扩展边际因此提升0. 004 925个百分点。随后在第三期达到最低点为-0. 007 536，之后几期处于波动上升中，在第十期仍有上升的趋势，因此FC对扩展边际的拉动作用较为明显。由图5看出：在当期受到JGDP -个单位标准差的正向冲击后，集约边际总体呈现出上升后下降然后上升的趋势，在第三期达到最大正响应后开始

26、下降，第五期时达到最大负响应。这表明日本JGDP在短期和长期内对集约边际均具有拉升作用。当在本期给EFFI -个正向标准差冲击后，集约边际首先呈现出逐渐下降的趋势，并与第四期达到最低点为-0. 047 429，并于第五期开始回升并趋势稳定，可见EFFI对集约边际的增长具有长期稳定的正向作用，但正向作用的程度较小，这与前文的分析相符。对于当期来自FC的冲击，集约边际表现出迅速下降的趋势，并与第三期达到最低值-0. 067 764，对集约边际具有较强的抑制作用，并在第四期趋于上升，于第五期达到最大正响应0. 010 035，之后又呈下降趋势。总体而言，其对集约边际的影响为负。4.2.4 方差分解一

27、般而言，方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进而评价不同结构冲击的重要性。从表6可以看出，扩展边际在第一期只受自身波动的影响，日本国内市场规模、中国农业生产力和经济自由度对扩展边际波动的冲击在第二期才显现出来。其中，扩展边际受自身冲击的影响逐期减弱，到第十期降为49. 69%；而受中国农业生产力的冲击逐期增强，并从第七期趋于稳定，稳定在35%左右。日本国内市场规模和经济自由度对扩展边际的冲击作用总体呈现波动上升趋势，但是二者对扩展边际的影响较为微弱。与扩展边际相比，集约边际受自身冲击的影响较小，第三期迅速下降为40. 28%，到第十期仅为31. 16%。而日本国内市场规模对

28、集约边际波动的影响虽逐期增加，但影响十分微弱，到第十期仅为3. 94%。中国农业生产力和经济自由度两者对集约边际的影响超过50%，并且经济自由度对集约边际变化的影响比农业生产力更大。通过对二元边际方差分解的对比可以发现，JGDP和EFFI对扩展边际的影响大于对集约边际的影响，FC对集约边际的影响远高于其对扩展边际的影响。5 结论与建议5.1 结论本文对相关变量进行了平稳性检验、Johansen协整检验、脉冲响应分析和方差分解，发现3个变量对扩展边际和集约边际都有显著的影响，其中日本国内市场规模对扩展边际具有负面影响，而对集约边际具有正向影响；中国农业生产力对扩展边际和集约边际均具有正向影响；而

29、日本经济自由度对扩展边际具有正向影响，对集约边际具有负面影响。其中日本经济自由度对扩展边际和集约边际的影响最为显著，而中国农业生产力对扩展边际和集约边际的影响最小。5.2建议依据实证结果和得出的相关结论，本文将从以下几个方面提出进一步扩大对日本农产品出口的建议。5.2.1 提高中国农业生产力加强技术创新，提高中国农业生产力。本文实证结果表明，农业生产力对扩展边际和集约边际均具有正向促进作用。因此，进一步提升中国农业生产力对扩大中国对日本农产品出口规模具有重要的作用。在一带一路;战略实施的背景下，中国应当将自身的技术优势与日本巨大的农产品市场结合，为中国农产品的出口提供新的动力。中国农业正由粗放

30、型向集约型发展，以实现土地的规模化和机械化经营，从根本上改变长期存在的土地高投入与低产出、农业生产率低的现状，推动农业现代化的快速发展迫在眉睫。因此，中国农业企业应借助政府强力推动惠农政策这一契机，在享受政府农业技术扶持的基础上，充分发挥自身的比较优势，引进先进加工工艺，也可以与高校或研究机构进行合作，产、学、研相结合，提高农产品的技术含量，增加出口农产品的附加值，提升中国输日农产品的竞争力。5.2.2 完善中日双边贸易环境借中日韩自由贸易区谈判之力，完善中日双边贸易环境。实证结果显示，日本经济自由度的提高对扩展边际具有显著的促进作用。随着农业技术的发展，中国输日农产品种类逐渐增多，但面临的检

31、验检疫种类与程序更为复杂，因此完善中日双边贸易环境对扩大中国农产品出口具有重要的影响。由于日本在中日农产品贸易中处于逆差地位，为保护本国农产品市场，日本对中国输日农产品实施严格的非关税壁垒，如命令检查制度和肯定列表制度等。2015年3月，WTO对日本做出的第十二次贸易政策审议中指出，日本政府出于种种原因，在技术性贸易壁垒( TBT)和实施卫生与植物卫生措施(SPS)方面的要求往往高于国际标准，因此中国农产品要达到其规定的质量和安全标准，将付出更高的成本。2016年6月，中日韩自由贸易区第十轮谈判会议在首尔举行，中日韩就货物贸易、服务贸易和投资等议题交换意见，认为建立中日韩自由贸易区有助于3国的

32、产业互补。自由贸易区的建设将削弱中日两国农产品贸易壁垒，提高经济自由度，使得商品等物资流动更加顺畅，也为两国农产品贸易的发展提供更大的空间；同时，两国在自由贸易区的框架下应建立规范的检验检疫程序，允许一定范围内各国标准的差异，而中国也需要进一步提高国内的检验检疫标准，对农产品的生产、加工、运输等方面制定更接近国际规范的标准，以提高中国农产品的质量。5.2.3进一步调整输日农产品结构跟踪日本国内市场需求，进一步调整输日农产品结构。从现状分析中得知，中国输日农产品主要集中在HS02、HS03和HS20等劳动密集型产品上。低下的劳动密集型农产品结构未能很好地适应日本国内的需求。因此，在维持传统农产品出口结构的基础上，应当根据日本进口需求的改变及时进行调整，以提升扩展边际对中国输日农产品的拉动作用。同时应将中国农产品质量管理体系与国际接轨，保证输日农产品的质量，对拥有比较优势的农产品的质量严格把控，着重提升中国蔬菜、水产品在日本市场的产品竞争力。5.2.4 促进中日农业领域的合作在一带一路;战略推进下，促进中日农业领域的合作。一带一路;战略