錢濤　馮中朝　李谷成

(華中農業(yè)大學 經濟管理學院，湖北武漢430070)

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中國農產品出口增長的主導因素：集約邊際還是擴展邊際

錢濤馮中朝李谷成

(華中農業(yè)大學 經濟管理學院，湖北武漢430070)

摘要：利用1995—2013年中國農產品出口的HS92六位編碼數據，采用H-K測度方法測度中國農產品出口增長的二元邊際，在此基礎上，構建面板數據模型對農產品出口增長的二元邊際影響因素進行實證分析。結果表明，中國農產品的出口增長由集約邊際和擴展邊際共同拉動，但集約邊際起主要的貢獻作用，其貢獻率在2003年以后到達70%以上。經濟規(guī)模對集約邊際有顯著的正影響，農業(yè)附加值占GDP的比重、貿易成本、經濟危機對集約邊際有顯著的負影響。農業(yè)附加值占GDP的比重、與中國簽訂區(qū)域經濟一體化協(xié)定對擴展邊際有顯著的正影響，貿易成本、人均GDP年增長率對擴展邊際有顯著的負影響。經濟危機對集約邊際有顯著的負影響，擴展邊際具有“穩(wěn)定器”作用，這為解釋中國農產品出口增長脆弱性問題提供了新的視角并具有豐富政策含義。

關鍵詞：農產品出口；H-K測度方法；二元邊際；集約邊際；擴展邊際

一、引言

20世紀90年代以來，中國農產品出口額*數據來源于wind數據庫，由于不同數據庫存在農產品口徑的差異問題，統(tǒng)計數據會存在差異。保持了良好的增長勢頭。1995年中國農產品出口額為150億美元，到2014時已經增長到719.6億美元，年均增長率達8.16%；其中在2013年我國的農產品出口額已達到了702億美元，成為世界農產品出口市場第四大國。然而，中國農產品出口增長極易受到經濟沖擊的影響。例如，1997年東南亞金融危機使中國農產品出口增長率由1997年7.69%下降到1998年的-12.50%；2008年的全球金融危機使中國農產品出口增長率由2007年的19.27%下降到2008年的9.43%，2009年為-2.25%；2012年由于歐洲債務危機的影響使得中國農產品出口增長率由2011年的22.5%下降到3.8%。這一事實充分暴露了中國農產品出口增長的不穩(wěn)定性和高風險性，中國農產品出口增長脆弱性問題突出。因為經濟沖擊導致的中國農產品出口劇烈波動使得人們不斷反思現行的農產品出口增長方式。根據國際貿易理論的最新發(fā)展，可以從貿易增長二元邊際的角度來對出口擴張問題進行實證分析。例如，Melitz(2003)構建的企業(yè)異質性貿易模型以及在此基礎上形成的新新貿易理論較好地詮釋了貿易增長方式，該理論認為貿易的增長主要依靠兩條途徑實現，即集約邊際增長和擴展邊際增長[1]。集約邊際是指原有出口企業(yè)或產品在出口數量上單一方向的擴張，它意味著出口專業(yè)化；擴展邊際指新企業(yè)、新產品進入出口市場或出口產品種類的增加，它意味著出口多樣化。新新貿易理論的觀點表明，倘若一國采用“粗放型”出口模式，即過度依賴出口數量的擴張，貿易條件則可能會惡化，抵御經濟沖擊能力將會降低。那么，中國農產品的出口增長是如何實現的呢？哪些因素會影響該路徑農產品的出口增長呢？不同因素對集約邊際和擴展邊際的影響有何差異？中國農產品出口增長的脆弱性與二元邊際有何聯(lián)系？在“一帶一路”建設和供給側結構性改革背景下，這些問題值得深入探討。

基于上述問題，本文的研究目的是測度中國農產品出口增長的二元邊際及其貢獻率，以明確中國農產品出口增長路徑。然后在此基礎上，對中國農產品出口增長的二元邊際影響因素進行考察，從二元邊際的角度詳細考察中國農產品出口增長脆弱性的原因，以期在“一帶一路”建設和供給側結構性改革背景下，充分把握 “一帶一路”建設為中國全球農業(yè)戰(zhàn)略提供的良好機遇，提出保持中國農產品出口持續(xù)健康增長的貿易政策建議。

二、文獻綜述

二元邊際是一種測度貿易結構的方法，它是在新新貿易理論的基礎上發(fā)展起來的。學術界對集約邊際的內涵界定比較一致，但是對擴展邊際的認識尚存分歧。從已有文獻來看，按照界定視角的不同可分為三個層面：產品、企業(yè)和國家。如Hummels和Klenow(2005)、Chaney(2008)從產品層面，Melitz(2003)從企業(yè)層面，Felbermayr和Kohler(2006)從國家層面分析貿易流的結構[1-4]。但不論是哪種研究角度，二元邊際都是將出口增長方式區(qū)分為橫向與縱向?，F有的研究主要集中在兩個方面：其一，測度貿易出口增長的二元邊際；其二，考察二元邊際的影響因素。

由于研究界定視角以及數據的細分程度不同，對貿易出口增長的二元邊際進行測度的結果也不同。其一，認為集約邊際對貿易出口增長更重要。耿獻輝、張曉恒等(2014)利用1995—2010年中國農產品出口HS六位編碼數據，測算了二元邊際的貢獻率，發(fā)現集約邊際對中國農產品出口增長起主導作用[5]。郭俊芳、武拉平(2015)，袁得勝、朱小明(2014)也支持這一觀點[6,7]。張宇青、周應恒等(2014)利用1995—2010年世界農產品貿易HS 六位編碼數據，分析中國對發(fā)達國家與不發(fā)達國家的二元邊際差異，發(fā)現中國對不發(fā)達國家的集約邊際高于發(fā)達國家[8]。陳勇兵、陳宇眉等(2012)采用2000—2005中國企業(yè)層面的出口數據，研究發(fā)現中國出口增長主要來源于現有企業(yè)出口額的增加，即集約邊際[9]。錢學鋒(2008)，盛斌、呂越(2014)等學者進一步證實了該結論[10,11]。其二，認為擴展邊際對貿易出口增長更重要。Hummels和Klenow(2005)對1995年126個國家向59個國家出口的5 000多種產品數據進行分析，結果表明在大國間擴展邊際對出口增長的貢獻達到60%以上[2]。譚晶榮、劉莉(2013)對中越的農產品出口增長進行了二元邊際分析，發(fā)現擴展邊際對中國農產品出口增長的拉動作用更強[12]。Kang(2004)利用韓國和中國臺灣企業(yè)層面的數據，研究表明相對于集約邊際而言，擴展邊際對出口增長的促進作用更大[13]。AgipiS等(2008)以1978—2005年中國與高收入國家和發(fā)展中國家雙邊貿易數據作為樣本分別測算了二元邊際，結果表明在中國與發(fā)展中國家的貿易增長中，擴展邊際對出口貿易增長的促進作用更大[14]。Besede等(2008)也支持這一觀點[15]。

關于二元邊際的影響因素方面，該領域研究主要是基于企業(yè)異質性貿易模型，通過擴展引力模型來研究不同的因素對出口增長二元邊際的影響。Hummels和Klenow(2005)對126個國家向59個國家出口的5 000多種產品的貿易邊際進行測算，并將集約邊際和擴展邊際作為被解釋變量，將出口國的國內生產總值、就業(yè)人數、勞動生產率作為解釋變量進行實證研究，結果發(fā)現其對集約邊際和擴展邊際都有顯著的正影響，但是對集約邊際的正影響更大[2]。錢學鋒、熊平(2010)利用1995—2005年HS-6位國際貿易數據進行分析，發(fā)現經濟規(guī)模、固定成本、多邊阻力、區(qū)域經濟一體化等變量對集約邊際和擴展邊際會產生不同的影響[16]。杜運蘇、彭冬冬(2014)利用2002—2010年中國與22個主要貿易伙伴的雙邊貿易數據進行研究，結果發(fā)現進口國的市場規(guī)模、外商直接投資和多邊阻力主要影響出口集約邊際，而固定貿易成本主要影響擴展邊際[17]。

對上述文獻梳理可知，這些文獻大多研究一國所有產品出口增長二元邊際，或者研究一國對另一國某一類產品出口增長二元邊際。然而針對中國農產品出口增長的研究依舊偏少，特別是在“一帶一路”建設背景下研究中國農產品出口增長微觀結構的文獻幾乎沒有。區(qū)別已有的研究，本文嘗試以下創(chuàng)新。第一，采用最全面的農產品和最新的數據。由于篩選農產品復雜，一般文獻簡單地選取HS92商品編碼1-24章作為農產品，本文將農產品統(tǒng)計范圍界定為HS92商品編碼1-24章農產品及其他農產品*參考WTO農業(yè)協(xié)議，其他農產品包括HS92為290543，290544，33.01，35.01，380910，382360，41.01-41.03，43.01，50.01-50.03，51.01-51.03，52.01-52.03，53.01-53.02的農產品。，同時將研究時間段擴展到2013年，這是目前最新的數據。第二，定量衡量二元邊際的貢獻?，F有的文獻，如劉祥霞、安同信等(2015)采用二元邊際及貿易額變化的核密度函數圖來進行比對，進而確定二元邊際貢獻[18]。但這只能定性判斷二元邊際的貢獻，而本文對1995—2013年二元邊際的貢獻率做出了定量分析。第三，更精確地度量貿易成本?，F有文獻，如耿顯輝、張曉恒等(2014)采用The Heritage Foundation的出版物Index of Economic Freedom中各個國家的經濟自由度得分值來衡量貿易成本[5]。受到傳統(tǒng)基金會右翼思想的影響，這一得分值存在失真的弊端。而本文借鑒錢學鋒、梁琦(2008)貿易成本的測度方法，測算了1995—2013年中國對39個國家的貿易成本[19]。第四，著重考察經濟沖擊對集約邊際和擴展邊際的不同影響，這有助于理解中國農產品出口增長脆弱性的原因。并且根據實證結果，結合“一帶一路”建設，為中國農產品貿易的良性發(fā)展提供參考建議。

三、實證估計方法與模型構建

(一)H-K測度方法簡介

Hummels和Klenow(2005)提出了集約邊際(IM)和擴展邊際(EM)的測度方法[2]。t年i國對j國的集約邊際(IM)定義如下

(1)

式(1)中，P為出口產品價格，X為出口產品數量，k為出口產品種類，w是參照國，一般選取全世界作為參照國，Kij是國家i對國家j存在出口時的產品種類集；因此出口集約邊際IMi,j,t等于：在產品種類集Kij中，t年i國對j國的出口產品價值與參照國w對j國的出口產品價值之比。它衡量了i國產品在j國的專業(yè)化程度，IM數值越大，表明在與世界出口相同的產品時，i國實現了更多的出口。

t年i國對j國的擴展邊際(EM)定義如下

(2)

式(2)中各變量的含義與式(1)相同，K是全部的出口產品種類集，因此出口的擴展邊際等于“在產品種類集Kij中，t年參照國w對j國的出口產品價值”與“在產品種類集K中，t年參照國w對j國出口產品價值”之比。它衡量了i國向j國出口產品的多樣化程度，EM數值越大，表明i國對j國在更多產品種類上實現了出口。

將集約邊際和擴展邊際相乘就可以得到i國出口j國貿易額占世界出口j國貿易額的比重，即

(3)

為了分析中國農產品出口的整體情況，需要將中國農產品出口不同市場的二元邊際進行匯總

(4)

其中，?i,j,t表示對j國農產品出口占中國農產品出口的比重。考慮到研究的復雜性，本文選取美國、俄羅斯、日本、東盟以及歐盟這39個國家作為樣本，中國在1995—2013年間對以上39個國家的農產品出口占中國農產品總出口的比重在64%以上，具有良好的代表性*由于東盟十國中緬甸數據缺失嚴重，并且中國對緬甸出口農產品占中國農產品總出口的比重很小，為了研究的準確性，所以將緬甸從樣本中剔除，同時克羅地亞于2013年7月1日才正式加入歐盟，本文為了研究準確性沒有將其納入歐盟。這39個國家到目前已有23個加入“一帶一路”建設。。

(二)模型構建、數據來源及其處理

Kancs(2007)在企業(yè)異質性模型的基礎上，建立消費與生產的一般均衡模型，并系統(tǒng)分析了二元邊際的影響因素[20]。其主要因素有：進出口國的經濟規(guī)模、貿易成本、企業(yè)生產率等等。本文采用經濟規(guī)模(SCALE)、貿易成本(COST)、農業(yè)增加值占GDP的百分比(PAVA)、人均GDP年增長率(GDPC)以及虛擬變量是否與中國建立區(qū)域自由貿易區(qū)(RTA)、經濟危機(SHOCK)為自變量，分別構造如下面板模型

IMijt=β0+β1SCALEijt+β2COSTijt+β_3PAVA_jt+β4GDPCjt+β5RTAijt+β6SHOCKt+εit

EMijt=α0+α1SCALEijt+α2COSTijt+α3PAVAjt+α4GDPCjt+α5RTAijt+α6SHOCKt+εit

其中，GDPj為j國的總產出，EXPjk是j國對k國的出口額，EXPj=∑(k≠j)EXPjk是j國的總出口額，ρ是替代彈性(ρ>1)，s是全部產出中可貿易品的份額。本文參照錢學鋒、梁琦(2008)做法，將s設定為0.8，ρ設定為8[19]。數據來源于世界銀行和UNCOMTRADE。它對中國農產品出口增長的二元邊際的預期影響不確定。(3)農業(yè)增加值占GDP的百分比(PAVA)。該數據來源于世界銀行。它對中國農產品出口增長擴展邊際的預期影響為正；集約邊際的預期影響為負。(4)人均GDP年增長率(GDPC)。該數據來源于世界銀行。它對中國農產品出口增長擴展邊際的預期影響為正；集約邊際的預期影響為負。(5)虛擬變量。其設置原則如下：如果中國與出口目的國在某一年份簽訂了區(qū)域經濟一體化協(xié)定，則這一年份以及后續(xù)年份RTA=1，否則RTA=0；由于1997年的東南亞金融危機以及2008年的全球金融危機對中國農產品出口產生影響，如果年份是1997年和2008年，則SHOCK=1，否則SHOCK=0；其數據來源于CEPII-BACI引力模型數據庫。與中國簽訂有區(qū)域經濟一體化協(xié)定對二元邊際預期影響為正，經濟危機對集約邊際的預期影響為負，對擴展邊際預期無明顯影響。

四、實證結果與討論

(一)中國農產品出口增長的二元邊際及其分解

根據式(1)和式(2)，計算出1995—2013年中國對主要國家或經濟體農產品出口的集約邊際和擴展邊際*中國對歐盟以及東盟的農產品出口集約邊際和擴展邊際是根據歐盟27個國家和東盟9個國家的集約邊際和擴展邊際分別取平均值得到。。從圖1可以看出，在1995—2013年期間，中國對日本和東盟的農產品出口集約邊際波動較大。對美國、俄羅斯農產品出口的集約邊際呈緩慢上升的趨勢，表明源于原有產品出口量增長所做的貢獻在不斷上升。而對歐盟的農產品出口集約邊際大體上呈輕微下降趨勢，表明源于原有產品出口量增長所做的貢獻在不斷下降。同時也可以看出，受經濟危機以及中國加入WTO的影響，中國對以上主要國家或經濟體的農產品出口集約邊際在1997年、2001年以及2008年出現了較大的波動。

從圖2可以看出，在1995—2013年期間，中國對歐盟、東盟以及美國農產品出口擴展邊際呈上升趨勢。值得注意的是，中國對歐盟的農產品出口擴展邊際從1999年后開始明顯上升，這表明中國對歐盟農產品出口的擴展邊際在不斷強化，即產品種類變化所帶來的出口貿易增長有不斷加強的趨勢。然而在1995—2013年間，中國對日本和俄羅斯農產品出口擴展邊際呈緩慢下降趨勢，表明中國出口日本和俄羅斯的農產品種類變化所帶來的出口貿易增長呈不斷弱化的趨勢。

根據式(4)，我們測算出中國農產品出口的整體二元邊際。從圖3可以看出，在2001年中國加入WTO后，擴展邊際出現輕微上升，這表明加入WTO可以促進中國出口更多種類的農產品。受2008年全球金融危機和2012年歐債危機的影響，集約邊際出現了大幅下跌，幅度分別達到14.35%、5.58%。這表明源于原有農產品所帶來的出口貿易增長大幅下降，也說明中國農產品出口集約邊際較容易受到經濟沖擊的影響。2010年中國農產品出口出現復蘇，同時集約邊際指數上漲4.85%，大于擴展邊際指數增長率，表明中國農產品出口的復蘇是通過集約邊際實現的。值得注意的是，與擴展邊際相比，集約邊際遠遠小于擴展邊際。

(二)中國農產品出口二元邊際的影響因素分析

為了改變這種粗放型的貿易增長模式，需要研究中國農產品出口的二元邊際影響因素。首先需要分別對集約邊際及擴展邊際影響因素模型進行模型設定檢驗，兩個影響因素模型的F檢驗、BP檢驗的結果都認為存在個體效應，同時兩個模型的Hausman統(tǒng)計量分別在1%的顯著性水平上顯著，強烈拒絕原假設，認為應該使用固定效應模型。表1、表2中第(1)、第(2)列均為固定效應模型估計結果，第(2)列是在第(1)列基礎上加入了是否與中國簽訂有區(qū)域經濟一體化協(xié)定、經濟危機兩個虛擬變量。第(3)列是控制時間采用隨機效應模型的估計結果。孫林(2011)指出，國際貿易中存在貿易流量零值問題[22]。在實證研究中，常用Tobit模型和偽泊松最大似然估計(簡稱PPML)來處理。第(4)、第(5)列分別是采用控制時間趨勢的Tobit和PPML方法的估計結果。由于考察期間雙邊貿易額為零的國家占樣本總量比例極小，所以這里Tobit模型和PPML方法的估計結果實際上起著穩(wěn)健性檢驗的作用。從表1、表2可以看出，除了在擴展邊際影響因素模型中經濟規(guī)模變量的符號改變外，其余各變量的符號都沒有改變。整體來說模型是穩(wěn)健的。

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1, 括號內為標準誤，(1)、(2)列最下面是F值，(3)列、(4)列是Wald chi2。

從表1中(1)列可以看出，經濟規(guī)模變量系數為正，并且在1%的顯著性水平下通過檢驗。表明貿易伙伴國農業(yè)增加值與中國農業(yè)增加值的比值越大，市場空間和需求就越大，越有利于促進現有出口企業(yè)或產品出口數量的擴張。這與眾多學者(耿獻輝，2014；郭俊芳，2011)的研究一致[5,6]。貿易成本變量系數為負，并且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明貿易成本的增加將會降低中國農產品出口集約邊際。因為貿易成本的增加，降低了出口企業(yè)的利潤，打擊了企業(yè)的出口積極性。農業(yè)增加值占GDP的比重越高，表明該國對農業(yè)科學技術的要求相對較高。農業(yè)增加值占GDP的百分比這一變量的系數為負，并且在1%的置信水平下顯著，表明中國傳統(tǒng)農產品相對難以進入農業(yè)附加值占GDP比重較高的國家。人均GDP年增長率的系數符號與理論預期不符，并且沒有通過顯著性檢驗。可能是在戰(zhàn)略性貿易政策和出口導向的戰(zhàn)略背景下，中國對農產品出口企業(yè)給予出口補貼，使得一些農產品以低價進入出口市場造成的。(2)列的結果顯示，加入虛擬變量后模型中原來的變量符號與系數沒有發(fā)生顯著變化。是否與中國簽訂有區(qū)域經濟一體化協(xié)定這一虛擬變量的系數為正，但這一變量在模型中并不顯著。這與一些學者的研究是一致的，Foster(2010)認為，區(qū)域經濟一體化協(xié)定更多的是通過擴展邊際來促進出口的[23]。經濟危機這一虛擬變量的符號與理論預期一致，并且在1%的置信水平下顯著，這初步表明經濟危機對中國農產品出口集約邊際有顯著負影響，中國傳統(tǒng)產品更容易受到經濟沖擊的影響，即集約邊際增長具有脆弱性。

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1, 括號內為標準誤，(1)列、(2)列最下面是F值，(3)列、(4)列是Wald chi2。

從表2中(1)列可以看出，經濟規(guī)模變量系數為負，與預期不符，并且在統(tǒng)計意義上不顯著?？赡艿脑蚴墙洕?guī)模為中國傳統(tǒng)農產品提供了較大的出口空間，但在出口國生產率水平不是很高的情況下，規(guī)模的擴大對新產品具有較高的進入壁壘。但在考慮了零值貿易問題后，規(guī)模變量的系數為正，并且十分顯著。貿易成本變量系數為負，并且通過了1%水平的顯著性檢驗，為模型中對擴展邊際影響最大的變量。表明貿易成本的降低將會顯著增加中國農產品出口擴展邊際。2014年中國對“一帶一路”沿線國家*“一帶一路”是一個開放型合作網絡，尚無精確空間范圍，本文對“一帶一路”沿線國家的界定參考了公丕萍(2015)的定義。農產品出口占中國農產品總出口的比重為30%，還有很大增長潛力和空間。在“一帶一路”建設背景下，政府應該把握發(fā)展機遇，加強貿易暢通，推動區(qū)域貿易便利化，降低貿易成本，促進擴展邊際的增長。農業(yè)增加值占GDP的百分比這一變量的系數為正，并且在1%的置信水平下顯著。表明中國新農產品較易進入農業(yè)附加值占GDP比重較高的國家。是否與中國簽訂區(qū)域經濟一體化協(xié)定虛擬變量符號與預期一致，并且在1%的置信水平下顯著，表明簽訂區(qū)域經濟一體化協(xié)定有利于中國農產品出口擴展邊際的增長。目前中國簽訂的自由貿易協(xié)定遠少于西方發(fā)達國家，在多邊貿易談判舉步維艱的情況下，以“一帶一路”為契機，在“一帶一路”倡導的區(qū)域合作框架下，加快推進雙邊自由貿易區(qū)建設，逐步形成輻射“一帶一路”沿線國家的自由貿易網絡是良好的戰(zhàn)略選擇。經濟危機虛擬變量的系數為正，但并不顯著。表明經濟危機沖擊對擴展邊際無顯著影響。擴展邊際增長具有“穩(wěn)定器”的作用，因此如果中國的農產品出口模式向擴展邊際調整，則在面對金融危機的沖擊時，就不會出現大幅的波動，抵御經濟沖擊的能力將會提高。

五、研究結論與政策建議

本文利用1995—2013年中國出口世界農產品HS92六位編碼共計1 100多萬條數據，從產品的微觀視角并基于Melitz的企業(yè)異質性貿易模型分析框架，測算了中國農產品出口二元邊際。研究結果表明：第一，中國農產品出口增長的主導因素是集約邊際。雖然中國農產品出口增長是沿著集約邊際和擴展邊際這兩條路徑實現的，但是集約邊際起主導作用，其貢獻率在2003年以后高達70%以上。中國加入WTO以后，農產品出口表現出專業(yè)化而非多樣化的趨勢，再次印證了中國農產品出口增長遵循“以量取勝”的粗放型模式。第二，集約邊際增長模式具有脆弱性，而擴展邊際增長具有“穩(wěn)定器”的作用。中國農產品出口增長集約邊際更易受到外部負向沖擊的影響，相反外部負向沖擊對中國農產品出口增長擴展邊際幾乎不產生影響。在面對外部負向沖擊時，集約邊際的下降是導致中國農產品出口額萎縮的關鍵原因。這從二元邊際的微觀角度很好地解釋了中國農產品出口增長脆弱性的原因，為農產品出口結構調整指明了方向。第三，貿易成本對擴展邊際消極影響更大。貿易成本對中國農產品出口集約邊際和擴展邊際均有顯著負影響，但對擴展邊際影響更大，因此降低貿易成本可以顯著提高擴展邊際。這為貿易模式轉型提供了一個良好的思路。第四，簽訂區(qū)域經濟一體化協(xié)定對擴展邊際有顯著積極影響。簽訂區(qū)域經濟一體化協(xié)定有助于中國農產品出口多元化，增強中國農產品出口抗風險能力。第五，中國創(chuàng)新農產品容易進入農業(yè)附加值占GDP比重較高的國家。因此應該根據農產品特點合理選擇出口市場。

基于以上的研究結論，為了推動中國農產品出口持續(xù)健康發(fā)展，本文提出以下幾個方面的政策建議：第一，發(fā)展農產品出口多樣化，調整擴展邊際結構。中國農產品出口品種并不豐富，為了提高我國農產品出口抗風險能力，政府可以制定一些優(yōu)惠政策，支持農業(yè)生產企業(yè)的產品創(chuàng)新，實現農產品多樣化。農產品的多樣化可以通過產品包裝多樣化、產品口味多樣化、工業(yè)化精深加工、細分人群下的產品分級等等營銷手段來實現。第二，提高貿易便利化水平，降低貿易成本。降低貿易成本可以顯著提高擴展邊際，中國應加強與“一帶一路”沿線國家的互聯(lián)互通建設，實現通關、跨境結算、商務人員流動、貿易等便利化，降低交易成本。第三，積極深化推動貿易自由區(qū)建設。目前中國建設的自貿區(qū)普遍水平較低，尚屬于淺度一體化，中國應以“一帶一路”戰(zhàn)略為契機，加強與“一帶一路”沿線農產品出口主要市場國家的交流與合作，加快推進區(qū)域經濟組織的建設，共同打造開放、包容、普惠的區(qū)域經濟合作組織，逐步向深度一體化發(fā)展。自由貿易區(qū)的建立對擴展邊際的增長具有顯著促進作用，可充分發(fā)揮擴展邊際“穩(wěn)定器”的作用，增強抵御外部沖擊的能力。第四，合理選擇出口市場。農產品出口企業(yè)應該根據農產品特點合理地選擇出口市場。由于中國創(chuàng)新農產品容易進入農業(yè)附加值占GDP比重較高的國家，因此，應把握“一帶一路”建設機遇，把沿線的俄羅斯、匈牙利、羅馬尼亞、保加利亞、拉脫維亞、東盟等這些農業(yè)附加值占GDP比重比較高的國家或地區(qū)作為重要的中國創(chuàng)新農產品出口開拓市場，而傳統(tǒng)農產品則正好相反。

參考文獻

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責任編輯應育松

The Main Influencing Factors of China’s Agricultural Product Export Growth: Intensive Margin or Extensive Margin?

QIAN Tao, FENG Zhong-chao, LI Gu-cheng

(College of Economics and Management, Huazhong Agricultural University, Wuhan 430070, China)

Key words：agricultural product export; H-K measurement method; dual margins; the intensive margin; the extensive margin

Abstract：In this article, the six HS92 encoded data of China’s agricultural product export from 1995 through 2013 have been used and the H-K measurement method has been applied to measure the dual margins of China’s agricultural product export growth. Based on this, panel data model was constructed to do empirical analysis on the factors influencing the dual margins. The results show that the growth of China’s agricultural product export is driven by both the intensive margin and the extensive margin, but intensive margin plays a leading role, the contribution rate of it was 70% after 2003. Economy scale has a positive effect on the intensive margin while the proportion of agricultural added value in GDP, trade cost and economic shocks have negative effects on that. The proportion of agricultural added value in GDP and singing regional economic integration agreements with China bring positive effects to the extensive margin, while trade cost and the annual growth rate of GDP per capital bring negative effects to that. Economic shocks have a significant negative influence on intensive margin but extensive margin plays the role of stabilizer, which provides a new perspective in explaining the weakness of the growth of China’s agricultural product export and have rich policy implications.

收稿日期：2016-03-16

基金項目：國家現代農業(yè)產業(yè)技術體系專項資金(CARS-13)；國家自然科學基金(71273103)。

作者簡介：錢濤，男，華中農業(yè)大學經濟管理學院博士生，主要從事農產品國際貿易研究；馮中朝，男，華中農業(yè)大學經濟管理學院教授，主要從事國際貿易理論與政策研究；李谷成，男，華中農業(yè)大學經濟管理學院教授，主要從事農業(yè)技術經濟研究。

中圖分類號：F740

文獻標識碼：A

文章編號：1005-1007(2016)07-28-10