农产品贸易收支影响范文

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一、建模

基于文献的标准贸易收支模型和文献［14］的贸易流量引力模型，文献［15］提出如下贸易收支决定因素模型其中TBij是i国对j国的贸易收支，是i国对j国的出口，Mij是i国从j国的进口。GDPi是i国实际国内生产总值，GDPj是j国实际国内生产总值，表示i国和j国的潜在供给能力。PGNIi和PGNIj分别是i国和j国的实际人均国民收入，代表i国和j国的潜在需求能力。由于两国间运输成本不仅取决于双方间的地理距离，还取决于双边的贸易量，i国和各伙伴国间的贸易量互不相同。所以，在模型(1)中仅以地理距离来测度运输成本缺乏解释力度。本文以i国和j国间贸易量占i国贸易总额的比重，乘以两国间地理距离作为贸易加权距离，。在探讨我国农产品贸易收支影响因素时，本文采用i国对j国的农产品贸易收支来替代模型(2)中i国对j国的贸易收支。为了反映各国农产品的潜在供给能力，理想的指标应该是实际农产品增加值，但为了剔除人口因素可能对农产品贸易收支产生的影响，选择以实际人均农产品增加值替代实际国内生产总值。因此，模型(2)变形为:其中虚拟变量AC、GC和WTO分别表示1997年亚洲金融危机、2008年次贷危机和2001年我国加入世界贸易组织。在理论上，若相对实际人均农产品增加值CPNVAj增加，则j国相对于我国的农产品供给能力提高，于是j国对我国的农产品出口增加，从我国的农产品进口反而减少，这样我国对j国农产品贸易收支恶化，即β1≤0。若相对实际人均收入CPGNIj增加，则j国相对于我国的农产品需求增加，于是j国从我国的农产品进口增加，对我国的农产品出口减少，进而我国对j国农产品贸易收支改善，即β2≥0。若在间接标价法下人民币对j国货币的实际汇率RERj增加，则j国货币相对于人民币贬值，于是j国相对于我国农产品价格下降，进而j国对我国的农产品出口增加，从我国的农产品进口减少，从而导致我国对j国农产品贸易收支恶化，即β3≤0。若贸易加权距离NWDj增加，则运输成本升高，进而我国的农产品进出口均有所降低。但是，我国对j国农产品贸易收支是改善还是恶化，取决于我国从j国的农产品进口和对j国的农产品出口哪个减幅更大，因此β4符号不确定。在加入WTO后，按照乌拉圭回合《农产品协议》规定，我国应降低关税和取消农产品出口补贴，于是农产品出口的比较优势降低。而降低关税又会刺激我国农产品的进口，我国对j国农产品贸易收支会恶化，即β5≤0和β6≤0。国际金融危机爆发导致信贷紧张、流动资金不足，贸易伙伴国农产品需求下降，致使我国对j国农产品贸易收支将恶化，即β7≤0。

二、数据来源及实证结果分析

因为经济合作与发展组织(OECD)中的29国和金砖4国，与我国农产品贸易额占我国当年农产品贸易总额的比重在1995－2010年间平均为62.52%，本文以年度数据为样本，以这33国与我国农产品贸易额为研究对象。在选择数据样本空间时，因为从1994年开始，人民币汇率与外汇调剂价格两者正式并轨，我国开始实行基于市场供求的、单一的、有管理的浮动汇率制，而汇率是影响贸易收支的一个主要因素，选择的样本空间是1995－2010年。本文以2000年美元度量的实际人均农产品增加值和实际人均国民收入数据来自世界银行WDI数据库，在间接标价法下我国对各伙伴国货币的名义汇率和各国消费价格指数来自国际货币基金组织IFS数据库，我国从贸易伙伴国的农产品名义进口额和名义出口额、我国农产品名义进口总额和名义出口总额(单位:千美元)来自OECD数据库，北京与各国首都间的地理距离(单位:公里)来自网站中的距离计算器。本文采用的计量软件是Stata10.0，模型是建立在面板数据(包含变量个体与时间的二维数据)基础上的计量经济模型:首先，给出了面板数据基本模型的回归结果，并剔除了相关回归系数不显著的变量;其次，利用可行广义最小二乘法、标准差估计和自相关误差结构的随机效应模型，修正面板回归模型中存在的异方差和自相关问题。为了较有效地处理回归中可能存在的内生性问题，本文采用动态面板数据模型(差分广义矩估计和系统广义矩估计)对面板数据进行回归，并进行相关实证结果的稳健性分析，以便通过这些计量手段的处理，考察我国农产品贸易收支的主要影响因素和贡献度。

1．基本模型回归结果。对于面板数据，一般有三种基本的回归模型:混合OLS模型、固定效应模型和随机效应模型。表1中第(1)列是被解释变量关于四个主要解释变量(相对实际人均农产品增加值、相对实际人均国民收入、双边实际汇率和贸易加权距离)的回归结果，第(2)－(4)列是在第(1)列估计的基础上，依次增加虚拟变量的回归结果。(1)－(4)列中面板数据的F检验、拉格朗日乘数(LM)检验结果均显著拒绝原假设，Hausman检验结果不显著，所以应该选择随机效应模型进行回归估计。在表1中的第(1)－(4)列中基本模型(6)的回归结果，说明解释变量(相对实际人均农产品增加值、相对实际人均收入、双边实际汇率、贸易加权距离、虚拟变量AC)的回归系数符号与预期相一致，且都通过了显著性检验。虚拟变量GC和WTO的回归系数符号也与预期相同，但不具有显著性，这说明加入WTO因素对我国农产品贸易收支的影响程度较低;由于选择的样本空间止于2010年，在两年时间内国际金融危机对我国农产品贸易的冲击作用还没有完全显现出来。表1中第(5)列是方程(7)的随机效应面板数据模型估计结果，拟合优度是0.3767，样本容量为528，相对实际人均农产品增加值的回归系数是－1.311，这说明伙伴国相对于我国的农产品供给能力提高时，伙伴国在满足国内需求的情况下，农产品的出口将增加。由于我国国内农产品生产供给能力相对不足，为了满足国内消费者不断增长的差异化产品需求，我国将增加农产品进口，减少农产品出口，我国农产品贸易收支状况恶化。凯恩斯的“绝对收入”假说指出短期内消费取决于收入，并且消费随着收入的增多而增加。所以，伙伴国相对于我国的实际人均收入增加时，其相对消费需求也随之增加。由于我国国内需求相对不足，我国农产品企业积极寻求出口，导致我国对伙伴国的农产品出口增加，从伙伴国的农产品进口减少，最终促使我国农产品贸易收支状况得以改善。实际汇率不是外汇交易市场中真实存在的价格，它是名义汇率经过物价水平调整后的汇率水平，其本质是衡量两种相对价格水平下的相对指标，它体现出商品交换过程中的实际供求信息。双边实际汇率增加时，人民币相对于贸易伙伴国货币升值，我国农产品价格相对升高，竞争力降低，我国对伙伴国的农产品出口减少。由于贸易伙伴国农产品具有价格优势，我国从伙伴国的农产品进口将增加，综合影响的结果是我国农产品贸易收支状况恶化。另外，贸易加权距离每增加1%，我国对伙伴国的农产品贸易收支将降低0.805%。两国间进行贸易时，运输成本是不可避免的费用。当此成本增加时，一方面出口商生产企业的利润降低，我国对伙伴国的农产品出口减少;另一方面进口商的成本增加，我国从伙伴国的农产品进口减少。由于出口贸易中经常涉及到FCA(货交承运人)条款，导致农产品出口减幅更大。所以，我国农产品贸易收支状况恶化。虚拟变量AC的回归系数在10%水平下显著为－0.211，相比于虚拟变量GC的回归系数，此时虚拟变量AC的回归系数显著为负，说明区域性因素对我国农产品贸易收支的影响比加入WTO因素更大，其原因是国家间更信赖区域性经济一体化行为，同时区域间较近的地理距离也使得我国农产品贸易更易受到亚洲金融危机的冲击。所以，1997年亚洲金融危机的爆发，使得我国农产品出口企业的融资难度加大，生产成本上升，农产品出口减少，我国农产品贸易收支状况恶化。

2．修正异方差和自相关后的回归结果。White异方差检验结果显示chi2(19)=75.66，相伴概率是0.0000，拒绝原假设“不存在异方差”;Wooldridge自相关检验结果是F(1，32)=70.405，相伴概率是0.0000，拒绝原假设“不存在一阶序列相关”;而方差膨胀因子(VIF)检验结果显示，最大方差膨胀因子为2.57，远小于10。随机扰动项εjt的方差既不是常量，且εjt序列之间又存在某种相关性，所以回归方程(7)存在异方差和残差序列一阶自相关，但是解释变量间不存在严重的多重共线性问题。为修正回归方程(7)中的异方差和自相关问题，用可行广义最小二乘法(FGLS)估计误差项存在一阶自相关和异方差情形，用标准差估计(PCSE)修正随机误差项存在异方差或相关性情形，用迭代非线性估计技巧———自相关误差结构的随机效应模型(AR(1)RE)———估计存在一阶序列相关面板数据模型。结果显示:解释变量的回归系数符号和预期一致，且均通过显著性检验;FGLS估计中虚拟变量AC的系数符号为正数，PCSE和AR(1)RE估计中虚拟变量AC的系数符号是负值，但都不具有显著性。这说明在修正异方差和自相关后，相对实际人均农产品增加值、相对实际人均国民收入、双边实际汇率和贸易加权距离对我国农产品贸易收支的方向性影响仍不变，但受AC的影响却有限，其原因是1997年发生的亚洲金融危机对中国的持续影响时间有限，大概在2000年左右就消失了。

3．动态面板回归。内生性问题的存在使得回归方程的系数估计有偏且不一致，为了较为有效地处理方程(7)中可能存在的内生性问题，可以采用动态面板据模型———差分广义矩估计(差分GMM)和系统广义矩估计(系统GMM)———进行回归。其中，差分GMM计利用被解释变量的滞后项、预定变量的滞后项和严格外生变量的差分作为工具变量进行估计，系统GMM引入被解释变量差分的滞后项与随机误差项正交矩条件。根据面板数据的系统广义矩估计和差分广义矩估计结果，所有解释变量的回归系数符号和预期均一致，这说明在剔除内生性问题之后，相对实际人均农产品增加值、相对实际人均国民收入、双边实际汇率、贸易加权距离和虚拟变量AC对我国农产品贸易收支的方向性影响不变;在5%显著水平下，相对实际人均农产品增加值、双边实际汇率、贸易加权距离和虚拟变量AC的回归系数显著。但是，相对实际人均国民收入的回归系数不显著，其原因是动态面板回归中引入被解释变量农产品贸易收支的滞后项作为解释变量，降低了相对实际人均国民收入对被解释变量的贡献度。农产品贸易收支滞后1期变量lnNTB－1的回归系数介于0.474－0.480之间，这说明我国前一期对伙伴国的农产品贸易收支增加1%，将使当期对伙伴国的农产品贸易收支提高0.474%－0.480%，即前一期我国农产品贸易收支增加将改善当期的农产品贸易收支状况。在我国农产品进口需求相对稳定的状态下，增加前一期我国对伙伴国的农产品出口，将对当期我国农产品出口公司有示范和激励作用，使得当期我国农产品公司增加对伙伴国的出口，从而改善我国对伙伴国的当期农产品贸易收支状况。此外，双边实际汇率的回归系绝对值最小，这说明双边实际汇率对农产品贸易收支的影响最小。其原因是自1994年以来我国虽然放宽了对外汇的管制，但仍然实行有管理的浮动汇率制，并不是基于货币供给和需求的完全市场化浮动汇率制，汇率对我国农产品贸易收支的调节作用受到了较大程度的限制。

4．稳健性检验。为了考察文中计量结果的稳健性和可靠性，一方面可以减少研究对象，对OECD中29国的样本面板数据进行回归;另一方面，缩短样本空间至2002－2007年，以剔除金融危机和加入WTO带来的影响，获得较为稳定变化的变量数据。回归结果显示四个主要解释变量(相对实际人均农产品增加值、相对实际人均国民收入、双边实际汇率和贸易加权距离)的回归系数符号以及显著性水平均保持一致，仅仅系数大小稍微发生变化，且双边实际汇率的回归系数绝对值也是最小的。因此，无论是研究对象的减少还是样本区间的缩短，对本文实证结果只产生很小的影响，所以文中的实证结果是稳健的、可靠的。

三、结论和政策建议

农产品贸易收支是反映一国农产品贸易状况的一个综合性指标，该指标可以帮助判断贸易国的农产品在国际上的竞争力和其国内的农业发展水平。因此，分析我国的农产品贸易收支状况，并找出影响农产品贸易收支的主要因素，在改善农产品贸易收支状况的同时，还可以保障国内粮食生产安全，促进宏观经济的可持续发展。依据文中的回归结果，为改善我国农产品贸易收支的巨额逆差，本文提出如下政策建议:(1)提高农产品质量和多样化程度，以及国际化农产品的检验标准，增强我国农产品的国际竞争力，并积极鼓励农产品出口企业参与国际竞争;(2)直接以资金或技术的形式补贴农业生产，以出口退税的形式间接补贴出口企业，在增加农产品供给的同时体现出国际竞争的价格优势;(3)在人民币国际化的进程中实时测算汇率对农产品贸易价格的影响，同步进行农产品贸易价格调整，使贸易价格真正反映商品交易的实际供求信息;(4)建立“产－运－销”一体化产业链，防范国际运输物流风险，有效降低贸易运输成本;(5)加强区域间的农产品贸易合作，同时要时刻注意防范区域内局部经济恶化的传播和外溢效应。

作者：王明荣胡冰王明喜单位：首都经济贸易大学经济学院对外经济贸易大学国际经济贸易学院