齊 博，孫東升

(中國(guó)農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與發(fā)展研究所，北京 100081)

一、引言

我國(guó)地域遼闊，氣候多樣，為各種花卉苗木資源提供了優(yōu)越的生產(chǎn)環(huán)境。然而，我國(guó)花卉苗木產(chǎn)業(yè)起步較晚，20世紀(jì)80年代由云南昆明附近的農(nóng)民開(kāi)始商品化生產(chǎn)［1］，進(jìn)入21世紀(jì)后迅速發(fā)展，種植面積由1998年的16.6萬(wàn)公頃增長(zhǎng)到2011年的102.4萬(wàn)公頃，年均增長(zhǎng)率達(dá)13.9%，并且在2010年成為全球花卉種植面積最大的國(guó)家。與此同時(shí)，中國(guó)花卉苗木的出口額也呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)，由1992年的58.3萬(wàn)美元增長(zhǎng)到2011年的816.6萬(wàn)美元，年均增長(zhǎng)率同樣為13.9%。但是，中國(guó)花卉苗木的出口占全球市場(chǎng)的份額一直較低，保持在0.3% ～1.4%之間(如圖1)，而2011年全球花卉苗木出口額排名前五的國(guó)家:荷蘭、以色列、比利時(shí)、尼日利亞和德國(guó)的市場(chǎng)占有率分別為39.9%、10.2%、6.2%、5.9%和3.9%，中國(guó)僅排在第18位。周應(yīng)恒等(2007)通過(guò)計(jì)算中國(guó)鮮切花出口的市場(chǎng)集中度指數(shù)和顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)，指出中國(guó)鮮切花出口主要集中在亞洲市場(chǎng)，并且顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)低于0.3，出口潛力巨大［2］。蔡軍(2011)認(rèn)為中國(guó)花卉出口前景廣闊，但目前主要面臨的問(wèn)題是品種研發(fā)滯后、產(chǎn)品技術(shù)含量和附加值較低，缺乏國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力［3］。中國(guó)花卉苗木出口的世界市場(chǎng)占有率并沒(méi)有表現(xiàn)出與其種植面積相適應(yīng)的地位，那么，分析制約中國(guó)花卉苗木出口的因素，不僅有利于提高其出口市場(chǎng)占有率，而且對(duì)國(guó)內(nèi)花卉產(chǎn)業(yè)整體生產(chǎn)效率的提升及技術(shù)進(jìn)步具有重要激勵(lì)作用。

圖1 1992－2011年中國(guó)花卉苗木出口額及全球市場(chǎng)份額(美元、%)

引力模型被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛用來(lái)評(píng)估雙邊貿(mào)易流量的影響因素。傳統(tǒng)引力模型是根據(jù)牛頓萬(wàn)有引力定律類推而來(lái)，認(rèn)為根據(jù)兩個(gè)國(guó)家之間對(duì)商品或勞動(dòng)力的供給與需求能力以及其之間的地理距離，可以預(yù)測(cè)兩個(gè)國(guó)家之間人口遷移量及商品貿(mào)易量。Ravenstein(1889)在研究19世紀(jì)英國(guó)人口遷移模式時(shí)，開(kāi)創(chuàng)性的使用了引力模型;Tinbergen(1962)和Poyhonen(1963)最早使用引力模型解釋貿(mào)易流量，但是他們并沒(méi)有嚴(yán)格的理論推導(dǎo)，而僅給出了直觀的理由［4］。之后，Leamer et al(1970，1974)嘗試著探索引力模型的理論基礎(chǔ)，他們將引力模型和HO模型中的相關(guān)變量放在一起對(duì)貿(mào)易流量進(jìn)行回歸，但是并沒(méi)從理論上給出將這兩個(gè)模型結(jié)合的理由［5］。Anderson(1979)基于不同國(guó)家出口差異化產(chǎn)品的假設(shè)，利用柯布道格拉斯偏好(Cobb-Douglas preferences)方程和不變替代彈性偏好(CES preferences)方程實(shí)現(xiàn)了一般均衡模型和HO理論模型的契合，構(gòu)建了引力模型理論框架［6］。Bergstrand(1985，1989)在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步擴(kuò)展了該模型［7－8］。他將HO的完全競(jìng)爭(zhēng)模型和Krugman的壟斷競(jìng)爭(zhēng)模型進(jìn)行融合，構(gòu)建了引力模型的新框架，并且解釋了產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易的現(xiàn)象。由于引力模型在解釋雙邊貿(mào)易流量方面所具有的優(yōu)越性，再加上適當(dāng)?shù)睦碚摽蚣?，至此之后，?guó)內(nèi)外學(xué)者將之視為分析雙邊貿(mào)易影響因素的有力工具。在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易領(lǐng)域內(nèi)，孫東升等(2005)、顧國(guó)達(dá)等(2007)在傳統(tǒng)引力模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析了技術(shù)貿(mào)易壁壘對(duì)中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的影響［9－10］;張海森等(2008)、趙雨霖等(2008)將研究對(duì)象聚焦于東歐和東盟，利用引力模型分析區(qū)域貿(mào)易影響因素［11－12］;孫林(2008)、帥傳敏(2009)在基于引力模型回歸結(jié)果測(cè)算了貿(mào)易潛力［13－14］。以上研究均是在傳統(tǒng)貿(mào)易理論和新貿(mào)易理論的框架下，而以Melitz(2003)［15］的企業(yè)異質(zhì)性模型為基礎(chǔ)的新新貿(mào)易理論賦予了引力模型新的內(nèi)涵，認(rèn)為由于一國(guó)企業(yè)生產(chǎn)效率的差異將導(dǎo)致生產(chǎn)效率較低的企業(yè)無(wú)法支付進(jìn)入出口市場(chǎng)的成本，從而在某些年份無(wú)法從事出口活動(dòng)，這給以往研究過(guò)程中忽略的貿(mào)易零值現(xiàn)象給出了理論的解釋。由于大量貿(mào)易零值的存在，這對(duì)如何合理估計(jì)引力模型的結(jié)果產(chǎn)生了巨大的挑戰(zhàn)。Silva and Tenreyro(2006)通過(guò)比較各種可能的方法，認(rèn)為泊松偽極大似然估計(jì)法PPML(Poisson Pseudo Maximum Likelihood)比較適合處理貿(mào)易零值問(wèn)題［16］;孫林(2011)采用蒙特卡羅模擬的方法，認(rèn)為非線性最小二乘法才是處理貿(mào)易零值的最優(yōu)選擇［17］。我們這里認(rèn)為前者通過(guò)模擬結(jié)合現(xiàn)實(shí)貿(mào)易數(shù)據(jù)得出的結(jié)論更加可靠，因此，我們將在下文中使用PPML估計(jì)法。

二、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)模型構(gòu)建

傳統(tǒng)的引力模型可以表示為:

PXij為用美元衡量的i國(guó)到j(luò)國(guó)的貿(mào)易流量，Yi和Yj分別是i國(guó)和j國(guó)的GDP，Dij為從i國(guó)經(jīng)濟(jì)中心和j國(guó)經(jīng)濟(jì)中心之間的距離，Aij為其他一些促進(jìn)或者阻礙兩國(guó)之間貿(mào)易的因素，uij為隨機(jī)誤差項(xiàng)。在進(jìn)行實(shí)證分析的過(guò)程中，通常將兩邊取自然對(duì)數(shù)，轉(zhuǎn)換成線性方程，即:

式(2)是傳統(tǒng)引力模型的線性形式，在此基礎(chǔ)上，學(xué)者們通常還會(huì)加入代表進(jìn)出口國(guó)雙方供給與需求能力的人口和人均收入變量，另外，是否擁有共同邊界、是否建立區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)等虛擬變量也經(jīng)常包含在模型中。但是本文認(rèn)為對(duì)于表征貿(mào)易雙方供給與需求能力的變量應(yīng)該根據(jù)研究對(duì)象的不同適當(dāng)調(diào)整，史朝興，顧海英(2005)也認(rèn)為以某個(gè)產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象時(shí)，以該產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)出口國(guó)的供給能力［18］。因?yàn)楸疚牡难芯繉?duì)象是花卉產(chǎn)業(yè)，所以，在選擇我國(guó)GDP作為供給能力的基礎(chǔ)上，我們還選擇了花卉的種植面積作為衡量花卉供給能力的更直接的變量，并且選擇花卉產(chǎn)業(yè)技術(shù)人員的數(shù)量進(jìn)一步衡量花卉的供給能力。同時(shí)，我們也借鑒很多學(xué)者的研究，在模型中加入是否建立自由貿(mào)易區(qū)、是否擁有共同邊界以及是否遭受經(jīng)濟(jì)危機(jī)等。

然而，基于企業(yè)異質(zhì)性模型的新新貿(mào)易理論從構(gòu)成一個(gè)國(guó)家出口的微觀企業(yè)視角，構(gòu)建了雙邊貿(mào)易流量的決定因素。Chaney(2008)在傳統(tǒng)引力模型理論框架中融入異質(zhì)性企業(yè)的元素，構(gòu)建了雙邊貿(mào)易流量的決定方程［19］:

根據(jù)以上研究結(jié)果，本文將分別構(gòu)建如下3個(gè)實(shí)證模型:

以上模型中，Yi的預(yù)期符號(hào)不確定，因?yàn)?，隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，一方面增加了出口的能力，另一方面也提高了國(guó)內(nèi)居民的消費(fèi)能力，所以取決于兩者的共同作用。Yj的預(yù)期符號(hào)為正，表明進(jìn)口國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大對(duì)我國(guó)花卉苗木產(chǎn)品的需求越大。Si為花卉苗木的種植面積，Pi為花卉苗木產(chǎn)業(yè)技術(shù)人員數(shù)量，兩個(gè)變量的預(yù)期符號(hào)均為正，花卉苗木的種植面積越大，其出口潛力越大，而技術(shù)人員越多，其產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。Dij為貿(mào)易雙方經(jīng)濟(jì)中心之間的距離，即Chaney(2008)模型中的可變貿(mào)易成本，其預(yù)期符號(hào)為負(fù)。wi為我國(guó)相對(duì)于進(jìn)口國(guó)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，企業(yè)異質(zhì)性模型認(rèn)為只有那些效率較高能夠支付出口市場(chǎng)進(jìn)入成本的企業(yè)才能從事出口活動(dòng)，所以預(yù)期符號(hào)為正。fij為固定貿(mào)易成本，根據(jù)企業(yè)異質(zhì)性模型的結(jié)論，固定貿(mào)易成本僅對(duì)一國(guó)出口的擴(kuò)展邊際產(chǎn)生影響，而對(duì)集約邊際不產(chǎn)生作用，因此，該變量預(yù)期符號(hào)不確定。θij為中國(guó)某個(gè)貿(mào)易伙伴相對(duì)于其其他貿(mào)易伙伴的貿(mào)易成本，該變量的值越大，說(shuō)明其與中國(guó)貿(mào)易的可能性越大，預(yù)期符號(hào)為正。contig和fta的預(yù)期符號(hào)為正，shock預(yù)期符號(hào)為負(fù)。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的被解釋變量為1995－2010年中國(guó)向各個(gè)貿(mào)易伙伴國(guó)出口花卉苗木產(chǎn)品的金額，其中，花卉產(chǎn)品包括HS海關(guān)編碼0602除無(wú)根插枝及接穗植物和食用水果或堅(jiān)果樹(shù)、灌木，以及0603和0604條目下所有編碼代表的產(chǎn)品，數(shù)據(jù)來(lái)源于UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)。解釋變量中，各國(guó)的GDP采用折算為2005年不變價(jià)格美元的數(shù)據(jù)，來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù);花卉苗木產(chǎn)業(yè)的種植面積和技術(shù)人員數(shù)量來(lái)自農(nóng)業(yè)部種植業(yè)司花卉數(shù)據(jù)庫(kù)提供的1998－2010年數(shù)據(jù);貿(mào)易雙方經(jīng)濟(jì)中心之間的距離、是否建立區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)以及是否擁有共同的邊界數(shù)據(jù)來(lái)源于CEPII BACI數(shù)據(jù)庫(kù)，但該數(shù)據(jù)庫(kù)最新數(shù)據(jù)僅到2006年，關(guān)于是否建立區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)變量在此之后的取值又參考了中國(guó)自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)(http://fta.mofcom.gov.cn/)的相關(guān)信息;固定貿(mào)易成本數(shù)據(jù)來(lái)自The Heritage Foundation數(shù)據(jù)庫(kù)，取各項(xiàng)細(xì)分指標(biāo)的平均分;在計(jì)算偏遠(yuǎn)指數(shù)過(guò)程中所使用的貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)自UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)，GDP數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行。

三、實(shí)證結(jié)果分析及貿(mào)易潛力測(cè)算

(一)引力模型實(shí)證結(jié)果

在獲取相關(guān)數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，首先對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，從表1所顯示的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，進(jìn)口國(guó)GDP和相對(duì)其他貿(mào)易伙伴國(guó)偏遠(yuǎn)指數(shù)以及中國(guó)花卉苗木種植面積和技術(shù)人員數(shù)量?jī)山M變量相關(guān)系數(shù)均在0.9以上，相關(guān)性較高。當(dāng)同一組的兩個(gè)變量出現(xiàn)在同一模型中時(shí)，將會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。因此，我們?cè)谑?4)－式(6)的基礎(chǔ)上，將每組變量中的兩個(gè)變量分開(kāi)回歸。

表1 引力模型各變量相關(guān)系數(shù)

本文數(shù)據(jù)的最大特點(diǎn)是被解釋變量中存在大量的零點(diǎn)，大約占樣本的50%，并且企業(yè)異質(zhì)性模型為這些零點(diǎn)的存在給出了理論解釋，那么對(duì)于這樣的數(shù)據(jù)，我們將采用Silva和Tenreyro(2006)提出的PPML估計(jì)方法，他們?cè)诒容^引力模型的各種估計(jì)方法后，認(rèn)為PPML法在解決引力模型的異方差和貿(mào)易零值問(wèn)題方面具有優(yōu)越性。

表2中模型(1)－模型(7)均是采用STATA 11.0對(duì)各變量進(jìn)行PPML估計(jì)回歸的結(jié)果。模型(1)是最簡(jiǎn)單的傳統(tǒng)引力模型，從回歸結(jié)果來(lái)看，支持兩個(gè)國(guó)家貿(mào)易流量與GDP成正比與其之間的距離成反比的結(jié)論，表明進(jìn)口國(guó)GDP每增加1%，中國(guó)花卉苗木產(chǎn)品出口額將增加0.339%;中國(guó)的GDP每增加1%，出口額將增加0.079%，但是當(dāng)雙邊地理距離增加1%時(shí)，貿(mào)易額將減少0.198%，不過(guò)模型整體的擬合度僅為0.355，擬合程度較低。模型(2)－模型(7)均是在企業(yè)異質(zhì)性理論框架下的回歸結(jié)果，并且從整體擬合度來(lái)看，均高于模型(1)。其中，模型(2)和模型(3)的區(qū)別主要是分別用中國(guó)花卉苗木的種植面積和該產(chǎn)業(yè)技術(shù)人員數(shù)量代表中國(guó)花卉苗木出口能力，但是從回歸結(jié)果來(lái)看，變量符號(hào)和顯著性甚至各變量的系數(shù)大小均沒(méi)有顯著差異，我國(guó)花卉苗木產(chǎn)品出口額對(duì)進(jìn)口國(guó)GDP的彈性為0.269，對(duì)雙邊之間距離的彈性為－0.187，對(duì)中國(guó)花卉供給能力的彈性為0.108，這里的結(jié)果顯示擴(kuò)大花卉苗木種植面積和增加技術(shù)人員數(shù)量對(duì)中國(guó)花卉苗木出口的影響效應(yīng)是一樣的，體現(xiàn)了技術(shù)在花卉出口中的重要作用。另外，生產(chǎn)效率變量回歸系數(shù)顯著為正，表明中國(guó)相對(duì)于進(jìn)口國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率每提高1%，我國(guó)花卉苗木的出口額將增加0.126%，這一結(jié)果驗(yàn)證并擴(kuò)展了企業(yè)異質(zhì)性模型的結(jié)論，即效率越高的企業(yè)不僅具有進(jìn)入出口市場(chǎng)的能力，并且還具有出口更多產(chǎn)品的能力。固定貿(mào)易成本變量系數(shù)在5%置信水平下顯著為正，表明The Heritage Foundation對(duì)中國(guó)貿(mào)易伙伴國(guó)的經(jīng)濟(jì)自由度總體評(píng)價(jià)每提高1分，中國(guó)花卉苗木產(chǎn)品出口額將增加0.469%，從回歸系數(shù)的大小可以看出，固定貿(mào)易成本的系數(shù)最大，并且我們可以在接下來(lái)的模型中得到同樣的結(jié)論，表明其對(duì)中國(guó)花卉苗木出口額的影響效應(yīng)最大。

模型(4)和模型(5)與模型(2)和模型(3)相對(duì)應(yīng)，是為了解決進(jìn)口國(guó)GDP變量與其相對(duì)于其他貿(mào)易伙伴國(guó)偏遠(yuǎn)指數(shù)變量高度相關(guān)問(wèn)題，并且模型(4)和模型(5)的區(qū)別與上述兩個(gè)模型一致，也是為了解決花卉苗木種植面積與該產(chǎn)業(yè)專業(yè)技術(shù)人員數(shù)量?jī)蓚€(gè)變量高度相關(guān)的問(wèn)題。從回歸結(jié)果來(lái)看，各變量的符號(hào)及顯著性水平與前兩個(gè)模型保持一致，但是各系數(shù)的絕對(duì)值較前兩個(gè)模型更高，尤其是代表中國(guó)花卉苗木供給能力的兩個(gè)變量以及固定貿(mào)易成本變量，表明在進(jìn)口國(guó)沒(méi)有收入約束的情況下，中國(guó)花卉苗木的出口彈性更大。另外，模型(5)中花卉苗木產(chǎn)業(yè)技術(shù)人員數(shù)量變量的回歸系數(shù)值比種植面積變量的系數(shù)值更大，在前兩個(gè)模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步間接表明增加我國(guó)花卉苗木產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品的技術(shù)含量將會(huì)在更大程度上提高我國(guó)的出口額，也是該產(chǎn)業(yè)未來(lái)發(fā)展的方向。在這兩個(gè)模型中，我們最關(guān)心的是進(jìn)口國(guó)相對(duì)于其他貿(mào)易伙伴國(guó)偏遠(yuǎn)指數(shù)變量，結(jié)果表明進(jìn)口國(guó)相對(duì)于其他伙伴國(guó)偏遠(yuǎn)程度越大，越傾向于從中國(guó)進(jìn)口花卉苗木產(chǎn)品，并且彈性在0.2以上。

模型(6)和模型(7)的主要目的是檢驗(yàn)區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)、共同邊界以及經(jīng)濟(jì)危機(jī)是否會(huì)對(duì)中國(guó)花卉苗木出口產(chǎn)生影響，原則上應(yīng)該在模型(2)－模型(5)的基礎(chǔ)上分別加入這些變量，但是我們?cè)谏厦娴姆治鲋幸呀?jīng)表明代表中國(guó)花卉苗木供給能力的兩個(gè)變量影響效應(yīng)相差不大，所以這兩個(gè)模型中僅選擇花卉苗木的種植面積。從回歸結(jié)果來(lái)看，僅建立區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)對(duì)中國(guó)花卉苗木出口具有顯著的促進(jìn)作用，中國(guó)向區(qū)內(nèi)貿(mào)易伙伴多出口28.6% ～37.1%①根據(jù)伍德里奇的研究結(jié)論，模型中的虛擬變量采用的是半對(duì)數(shù)形式，而其他變量采用雙對(duì)數(shù)形式，所以解釋結(jié)果不同。的產(chǎn)品，同時(shí)，我們也發(fā)現(xiàn)地理距離變量的系數(shù)較之前模型顯著的下降，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的貿(mào)易政策在一定程度上抵消了空間距離對(duì)貿(mào)易的不利影響。另外，該模型的結(jié)果并未支持中國(guó)會(huì)增加對(duì)相鄰伙伴國(guó)出口的結(jié)論，但經(jīng)濟(jì)危機(jī)將會(huì)顯著降低中國(guó)花卉苗木出口，經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間，中國(guó)出口將會(huì)下降8.2%～10.6%。

表2 中國(guó)花卉苗木出口引力模型回歸結(jié)果

(二)貿(mào)易潛力測(cè)算

盛斌、廖明中(2004)指出利用引力模型的結(jié)果可以模擬“理論”或“自然”狀態(tài)下的潛在出口額，以實(shí)際出口額與模擬的出口額進(jìn)行比較，若實(shí)際值低于模擬值則表明貿(mào)易不足，反之則貿(mào)易過(guò)度［23］。由于模型(6)的整體擬合度最高，所以本文利用利用該回歸結(jié)果進(jìn)行貿(mào)易潛力測(cè)算，測(cè)算結(jié)果如圖2所示。從整體情況來(lái)看，出口潛力核密度圖有兩個(gè)峰，左邊的峰是由于貿(mào)易零值造成的，而右邊的峰代表貿(mào)易潛力情況。首先，從右峰我們可以看出，中國(guó)對(duì)大部分國(guó)家花卉苗木出口潛力大于1，表明總體呈出口過(guò)度狀態(tài)，進(jìn)一步將伙伴國(guó)按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度分為發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家，從圖2的右峰可以看出，中國(guó)對(duì)發(fā)展中國(guó)家出口過(guò)度程度高于發(fā)達(dá)國(guó)家。以上結(jié)果是否意味著我國(guó)花卉苗木出口增長(zhǎng)乏力呢?我們不能忽略圖2中左鋒的樣本，即中國(guó)在其他年份出口而在2010年沒(méi)有出口的國(guó)家，這些國(guó)家是我們貿(mào)易的潛力所在①?gòu)钠髽I(yè)異質(zhì)性理論解釋這些零點(diǎn)的出現(xiàn)是因?yàn)槲覈?guó)花卉苗木出口企業(yè)的效率并沒(méi)有達(dá)到門檻效率，無(wú)法支付市場(chǎng)進(jìn)入成本。。從圖中我們可以看出，2010年中國(guó)出口的貿(mào)易零值主要集中在發(fā)展中國(guó)家，因此，中國(guó)花卉苗木產(chǎn)業(yè)未來(lái)出口的增長(zhǎng)點(diǎn)是以科技力量提高生產(chǎn)率，深入挖掘發(fā)展中國(guó)家的市場(chǎng)。

圖2 2010年中國(guó)花卉苗木出口潛力核密度分布圖

四、主要結(jié)論與政策建議

本文在企業(yè)異質(zhì)性模型的框架下，將生產(chǎn)效率、固定貿(mào)易成本、相對(duì)偏遠(yuǎn)指數(shù)等變量引入到傳統(tǒng)引力模型中，同時(shí)，對(duì)貿(mào)易零值問(wèn)題進(jìn)行了重點(diǎn)討論，最終選擇了PPML估計(jì)方法對(duì)中國(guó)花卉苗木產(chǎn)業(yè)出口影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明，首先，代表中國(guó)花卉苗木供給能力的種植面積變量，代表進(jìn)口國(guó)需求能力的GDP變量以及兩國(guó)之間的地理距離等傳統(tǒng)變量對(duì)中國(guó)花卉苗木出口具有顯著的影響，其中，進(jìn)口國(guó)需求能力對(duì)我國(guó)花卉苗木的出口彈性最大。其次，我們還發(fā)現(xiàn)技術(shù)升級(jí)對(duì)中國(guó)花卉苗木出口具有重要的促進(jìn)作用。最后，企業(yè)異質(zhì)性理論框架下的變量結(jié)果表明，隨著我國(guó)花卉苗木生產(chǎn)效率的提高將會(huì)有更多的企業(yè)能夠克服效率門檻，進(jìn)入出口市場(chǎng)，提高出口額，而當(dāng)前我國(guó)花卉苗木產(chǎn)業(yè)土地生產(chǎn)率和勞動(dòng)生產(chǎn)率分別僅為荷蘭的50%和0.5%［24］，因此，中國(guó)花卉苗木生產(chǎn)效率提升空間巨大;另外，進(jìn)口國(guó)經(jīng)濟(jì)自由程度越高、相對(duì)于其他貿(mào)易伙伴國(guó)越偏遠(yuǎn)，那么中國(guó)對(duì)其花卉苗木出口額將越多。在此基礎(chǔ)上，我們的結(jié)果還表明建立區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)將減弱空間距離對(duì)貿(mào)易的不利影響，而經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間中國(guó)花卉苗木出口額將顯著降低，同時(shí)，本研究中并沒(méi)有足夠的證據(jù)表明與中國(guó)相鄰的國(guó)家將會(huì)進(jìn)口更多中國(guó)的花卉苗木產(chǎn)品。另外，潛力測(cè)算結(jié)果表明，發(fā)展中國(guó)家市場(chǎng)是我國(guó)花卉苗木未來(lái)出口的增長(zhǎng)點(diǎn)。

針對(duì)以上的研究結(jié)論，我們認(rèn)為，提高我國(guó)花卉苗木出口額不僅需要合理布局出口市場(chǎng)，選擇經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大、地理距離相對(duì)較近、經(jīng)濟(jì)自由程度較高的貿(mào)易伙伴，更重要的是提高花卉苗木生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)含量。而當(dāng)前我國(guó)花卉苗木產(chǎn)品品種研發(fā)、技術(shù)含量要遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于荷蘭、以色列等花卉苗木出口大國(guó)，王晰等(2008)指出，我國(guó)農(nóng)業(yè)投資在農(nóng)業(yè)GDP中的比重不足8%，而發(fā)達(dá)國(guó)家一般在20%～30%之間。因此，我國(guó)應(yīng)該重視科技對(duì)花卉苗木產(chǎn)業(yè)的作用，在土地、勞動(dòng)力等投入要素機(jī)會(huì)成本逐年攀升的背景下，加大科研投入，重點(diǎn)突破節(jié)約土地資源的技術(shù)和資金替代勞動(dòng)的技術(shù)。在具備較高研發(fā)與生產(chǎn)效率的基礎(chǔ)上，我們還需要根據(jù)以往出口的經(jīng)驗(yàn)，積極推進(jìn)區(qū)域自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)，盡量降低貿(mào)易壁壘的阻礙，提升我國(guó)花卉苗木產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力與市場(chǎng)占有率。

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