金綴橋，楊逢珉

（華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237）

【經(jīng)濟(jì)新視野】

中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)二元邊際的實(shí)證分析

金綴橋，楊逢珉

（華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237）

文章以2002－2015年中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日韓出口的HS－96標(biāo)準(zhǔn)小6位數(shù)據(jù)為依據(jù)，運(yùn)用HK相對(duì)值指標(biāo)，分析了中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日韓出口波動(dòng)二元邊際的動(dòng)態(tài)演進(jìn)過(guò)程。研究表明：中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)的波動(dòng)主要源于集約邊際的作用，中國(guó)對(duì)日韓農(nóng)產(chǎn)品出口集中于傳統(tǒng)品種的模式雖有所改變，但并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性改變。通過(guò)計(jì)量模型分析進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，提高我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品附加值對(duì)出口日韓市場(chǎng)擴(kuò)展邊際有拉動(dòng)作用。

二元邊際；中日韓自貿(mào)區(qū)；中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口

二、中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)二元邊際現(xiàn)狀分析

（一）二元邊際HK相對(duì)值指標(biāo)的分解

本文根據(jù)Hummels＆Klenow①Hummels＆Klenow方法則選擇一國(guó)對(duì)世界的出口作為參考，將一國(guó)出口與當(dāng)期對(duì)世界出口之比作為衡量指標(biāo)，所以該指標(biāo)衡量的是一國(guó)在某一時(shí)間點(diǎn)的出口二元邊際的橫截面比較，屬于相對(duì)值指標(biāo)。的方法，首先，將出口分解為集約邊際（EM）和擴(kuò)展邊際（IM）。

公式（1）中，c表示農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)，k表示農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口國(guó)，r表示參考國(guó)（一般選取世界作為參考整體以保證中國(guó)出口的農(nóng)產(chǎn)品是參考國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品的子集）。j表示進(jìn)口產(chǎn)品系列，lck、I分別是中國(guó)、世界出口日／韓產(chǎn)品的集合，lck∈I。p、x分別代表單件產(chǎn)品的價(jià)格和數(shù)量[1]。

擴(kuò)展邊際表示的是c國(guó)和世界對(duì)k國(guó)的出口中重合的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易值的比重，該比重具體是指世界所有國(guó)家對(duì)k國(guó)以c國(guó)出口到k國(guó)的所有農(nóng)產(chǎn)品為標(biāo)準(zhǔn)的出口額占總的出口額的比例。該指標(biāo)越大，說(shuō)明中國(guó)出口日韓市場(chǎng)的農(nóng)產(chǎn)品與世界出口日韓市場(chǎng)的農(nóng)產(chǎn)品重疊的種類(lèi)越多，中國(guó)出口的農(nóng)產(chǎn)品越多樣化。

公式（2）中，集約邊際是指在相同的農(nóng)產(chǎn)品出口序列中，c國(guó)對(duì)k國(guó)的農(nóng)產(chǎn)品出口額占世界所有國(guó)家對(duì)k國(guó)農(nóng)產(chǎn)品（以c國(guó)出口到k國(guó)的所有農(nóng)產(chǎn)品種類(lèi)為標(biāo)準(zhǔn)）出口額的比重，該指標(biāo)值越大意味著向世界出口的相同農(nóng)產(chǎn)品序列上，c國(guó)向k國(guó)出口了更多的相同產(chǎn)品，亦即c國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易量越大。

（二）中國(guó)出口日韓市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品的二元邊際特征

本文根據(jù)公式（1）和公式（2）采用HK指標(biāo)計(jì)算了2002年－2015年中國(guó)對(duì)日／韓農(nóng)產(chǎn)品出口波動(dòng)二元邊際情況，集約邊際和擴(kuò)展邊際具體數(shù)值參見(jiàn)表1。

表1 中國(guó)對(duì)日韓農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際分解指標(biāo)

從對(duì)表1的數(shù)據(jù)分析中，我們得出以下結(jié)論：

第一，2002－2015年，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日出口的擴(kuò)展邊際值波動(dòng)幅度在－24．61%－35．46%之間，波動(dòng)幅度較大，集約邊際值波動(dòng)幅度在－18．87%－34．11%之間，波動(dòng)幅度也較大，說(shuō)明中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日出口的波動(dòng)，來(lái)源于擴(kuò)展邊際和集約邊際的共同作用。

第二，2002－2015年我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)韓出口的擴(kuò)展邊際值波動(dòng)幅度在－3．5%－5．5%之間，波動(dòng)幅度較少，而對(duì)韓農(nóng)產(chǎn)品出口的集約邊際波動(dòng)幅度在－25．10%－19．76%之間，波動(dòng)幅度較明顯，表明2002年至2015年中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)韓出口波動(dòng)，主要來(lái)源于集約邊際的變化。這也說(shuō)明我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口種類(lèi)的變化，對(duì)輸日農(nóng)產(chǎn)品總額的影響大于對(duì)輸韓農(nóng)產(chǎn)品總額的影響。

綜合以上實(shí)證分析的結(jié)果，我們也可以得出這樣的結(jié)論：中國(guó)對(duì)日韓農(nóng)產(chǎn)品出口集中于傳統(tǒng)品種的模式雖有所改變，但并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性改變。

三、中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)二元邊際的影響因素分析

（一）模型的建構(gòu)及變量選取

考慮到中日、中韓兩國(guó)二元邊際數(shù)值的影響因素具有國(guó)別差異性，本文在解釋變量中增加一項(xiàng)關(guān)于國(guó)家的虛擬變量dummy（日本＝1、韓國(guó)＝0），將數(shù)據(jù)類(lèi)型轉(zhuǎn)化為混合截面數(shù)據(jù)，從而分析我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日／韓市場(chǎng)二元邊際的影響因素。擬構(gòu)建的回歸模型如下：

其中，被解釋變量emi和imi分別表示2002年至2015年間中國(guó)對(duì)日／韓兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的擴(kuò)展邊際值和集約邊際值，上述數(shù)值在第二部分已經(jīng)計(jì)算獲得。rcai表示的是中國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口占總?cè)丝诒壤?，該比值越高說(shuō)明我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)方式較粗放；rpai表示的是貿(mào)易伙伴國(guó)（日／韓）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力人口占總?cè)丝诒壤?，該比值越高明日／韓農(nóng)產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)方式較粗放；cagdpi表示的是中國(guó)農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重，該比值越高說(shuō)明我國(guó)對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科學(xué)技術(shù)要求較高；pagdpi表示的是貿(mào)易伙伴國(guó)（日／韓）農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重，該比值越高說(shuō)明日／韓對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的科學(xué)技術(shù)要求較高；cagrowi表示的是中國(guó)農(nóng)業(yè)附加值年增長(zhǎng)率，該比值越高說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)的科技水平對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率較大；pagrowi表示的是貿(mào)易伙伴國(guó)（日／韓）農(nóng)業(yè)附加值年增長(zhǎng)率，該比值越高說(shuō)明日／韓農(nóng)業(yè)的科技水平對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率較大；pgdpi表示的是貿(mào)易伙伴國(guó)（日／韓）GDP增長(zhǎng)率，該比值越高說(shuō)明日／韓經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較好；ppgdpi貿(mào)易伙伴國(guó)（日／韓）人均GDP增長(zhǎng)率，該比值越高說(shuō)明日／韓居民的生活水平較高；dummy表示的是日本＝1、韓國(guó)＝0，將數(shù)據(jù)類(lèi)型轉(zhuǎn)化為混合截面數(shù)據(jù)。由于解釋變量2015年的數(shù)據(jù)尚未公布，本文選取了2002年至2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，所有釋變量都來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。

由于擬分析中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日／韓市場(chǎng)二元邊際的影響因素，并檢驗(yàn)日／韓兩國(guó)的影響因素是否存在差異，所以在回歸模型中必須考慮到日韓兩國(guó)各自的回歸直線存在截距和斜率不相同的現(xiàn)象，因此，方程（3）需修正為以下的方程（5），方程（4）需修正為以下的方程（6）。

在此基礎(chǔ)上，首先采用鄒至莊檢驗(yàn)對(duì)方程（3）和方程（5）進(jìn)行對(duì)比選擇①在stata12．0軟件中，對(duì)比方程3和方程5，構(gòu)建鄒至莊統(tǒng)計(jì)量，統(tǒng)計(jì)量P值小于0．05，所以不能拒絕交互項(xiàng)為零的假設(shè)，表明用方程5進(jìn)行回歸更合適。，檢驗(yàn)結(jié)果表明不能拒絕交互項(xiàng)參數(shù)都為零的假設(shè)，表明擴(kuò)展邊際影響因素模型應(yīng)考慮日韓兩組回歸中存在截距和斜率差異的問(wèn)題，因此方程（5）構(gòu)建的模型更為完整。在此基礎(chǔ)上，采用同樣方法對(duì)方程（4）和方程（6）進(jìn)行對(duì)比選擇②對(duì)比方程4和方程6，同樣構(gòu)建鄒至莊統(tǒng)計(jì)量，統(tǒng)計(jì)量P值等于0．3048大于0．05，意味著最好的模型只允許截距項(xiàng)不同，表明用方程4進(jìn)行回歸更合適。，分析可得方程（4）構(gòu)建的集約邊際影響因素模型更為合理，表明模型只需考慮日韓兩組回歸中存在截距項(xiàng)的差異。

（二）模型的檢驗(yàn)

首先，根據(jù)方程（5）和方程（6）構(gòu)建的模型，采用逐步回歸法對(duì)模型進(jìn)行回歸，分析了我國(guó)對(duì)日／韓兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際的影響因素，回歸結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 中國(guó)對(duì)日／韓市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際和集約邊際的影響因素回歸結(jié)果

表2擴(kuò)展邊際的回歸結(jié)果表明，中國(guó)對(duì)日／韓市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際的影響因素回歸模型通過(guò)逐步回歸法得到的上述6個(gè)解釋變量系數(shù)都統(tǒng)計(jì)顯著，回歸模型的調(diào)整R2為0．7932，表明模型具有較好的擬合度。F值的概率P值為0．0000，表明回歸方程整體顯著。在此基礎(chǔ)上，對(duì)方程的函數(shù)形式進(jìn)行檢驗(yàn)①在stata12．0中，使用estat ovtest命令對(duì)em回歸模型有無(wú)遺漏變量進(jìn)行檢驗(yàn)。輸出結(jié)果：prob＞F＝0．1069，Ramsey RESET test表明經(jīng)過(guò)逐步回歸法得到的em回歸模型不存在遺漏變量的問(wèn)題。，結(jié)果顯示不能拒絕“無(wú)遺漏變量”的原假設(shè)，即認(rèn)為模型設(shè)置較為合理，沒(méi)有遺漏高階非線性項(xiàng)的解釋變量。為了進(jìn)一步驗(yàn)證模型的系數(shù)具有無(wú)偏性，要確保擴(kuò)展邊際的回歸方程中，在給定自變量任何值的時(shí)候，誤差項(xiàng)的期望值為零，即滿(mǎn)足條件均值為零的要求，從而確保線性方程無(wú)內(nèi)生性問(wèn)題。為此，采用hausman檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诮忉屪兞看嬖趦?nèi)生的問(wèn)題，由于傳統(tǒng)的hausman檢驗(yàn)要確保模型不存在異方差的問(wèn)題，通過(guò)white檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，影響中國(guó)對(duì)日韓市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際的回歸模型不存在異方差的問(wèn)題，從而通過(guò)hausman檢驗(yàn)②Hauman檢驗(yàn)：如果拒絕H0，則認(rèn)為存在內(nèi)生解釋變量，應(yīng)該使用工具變量用2SLS方法進(jìn)行回歸；反之， 如果接受H0，則認(rèn)為不存在內(nèi)生解釋變量，應(yīng)該使用OLS方法進(jìn)行回歸。本文Hauman檢驗(yàn)大于0．05，則認(rèn)為模型不存在內(nèi)生解釋變量問(wèn)題，應(yīng)選擇OLS方法回歸。認(rèn)為該模型不存在內(nèi)生變量問(wèn)題。

基于上述檢驗(yàn)，我們得到中國(guó)對(duì)日／韓農(nóng)產(chǎn)品出口的擴(kuò)展邊際影響因素的回歸方程如下：

表2的集約邊際的回歸結(jié)果表明：中國(guó)對(duì)日／韓市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品出口集約邊際的影響因素回歸模型通過(guò)逐步回歸法得到的上述兩個(gè)解釋變量系數(shù)都統(tǒng)計(jì)顯著，回歸模型的調(diào)整R2為0．4067，表明模型具有一定的擬合度。F值的概率P值為0．0068，表明回歸方程整體顯著。在此基礎(chǔ)上，同樣參照擴(kuò)展邊際影響因素方程形式的檢驗(yàn)方法對(duì)集約邊際的函數(shù)形式進(jìn)行了檢驗(yàn)③在stata12．0中，使用estat ovtest命令對(duì)im回歸模型有無(wú)遺漏變量進(jìn)行檢驗(yàn)。輸出結(jié)果：prob＞F＝0．9208，Ramsey RESET test表明經(jīng)過(guò)逐步回歸法得到的im回歸模型不存在遺漏變量的問(wèn)題。，結(jié)果顯示模型設(shè)置較為合理。在此基礎(chǔ)上，通過(guò)hausman檢驗(yàn)④Hauman檢驗(yàn)：在同方差假定滿(mǎn)足條件下，如果拒絕H0，則認(rèn)為存在內(nèi)生解釋變量，應(yīng)該使用工具變量用2SLS方法進(jìn)行回歸；反之，如果接受H0，則認(rèn)為不存在內(nèi)生解釋變量，應(yīng)該使用OLS方法進(jìn)行回歸。本文Hauman檢驗(yàn)大于0．05，則認(rèn)為模型不存在內(nèi)生解釋變量問(wèn)題，應(yīng)選擇OLS方法回歸。認(rèn)為該模型不存在內(nèi)生變量問(wèn)題。

基于上述檢驗(yàn)，我們得到中國(guó)對(duì)日／韓農(nóng)產(chǎn)品出口波動(dòng)的集約邊際影響因素的回歸方程：

im＝0．0318＋0．0643 pagdpi＋0．1146dummy

（三）回歸模型的結(jié)果分析

對(duì)表2擴(kuò)展邊際回歸結(jié)果的分析可知：（1）在其它條件不變的情況下，中國(guó)農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重增加一個(gè)單位，將導(dǎo)致擴(kuò)展邊際的數(shù)值增加0．0807個(gè)單位，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)水平的提高和農(nóng)產(chǎn)品附加值的增加，有利于我國(guó)對(duì)日韓新型農(nóng)產(chǎn)品種類(lèi)的研發(fā)和出口。（2）在其它條件不變的情況下，日韓農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重每增加一個(gè)單位，將導(dǎo)致擴(kuò)展邊際的數(shù)值減少0．2464個(gè)單位，意味著日韓對(duì)農(nóng)業(yè)的科學(xué)技術(shù)要求越高，高技術(shù)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)量越大，對(duì)外國(guó)同類(lèi)產(chǎn)品的需求量相對(duì)減少，從而導(dǎo)致我國(guó)新的農(nóng)產(chǎn)品種類(lèi)出口難度加大。（3）在其它條件不變的情況下，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日本出口的集約邊際值相對(duì)于對(duì)韓國(guó)出口的集約邊際值要小0．4571，說(shuō)明我國(guó)新增種類(lèi)的農(nóng)產(chǎn)品相較日本在韓國(guó)市場(chǎng)更受歡迎。

對(duì)表2集約邊際回歸結(jié)果的分析可知：（1）日韓農(nóng)業(yè)附加值占GDP的比重每增加一個(gè)單位，將導(dǎo)致擴(kuò)展邊際的數(shù)值增加0．0643個(gè)單位，意味著日韓對(duì)農(nóng)業(yè)的科學(xué)技術(shù)要求較高，其本國(guó)高技術(shù)農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)量越大，傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)更容易進(jìn)入日韓市場(chǎng)，說(shuō)明日韓對(duì)我國(guó)傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品的需求相對(duì)較大。（2）在其它條件不變的情況下，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日本市場(chǎng)出口的擴(kuò)展邊際值相對(duì)于對(duì)韓國(guó)出口的擴(kuò)展邊際值要大0．1146，說(shuō)明我國(guó)傳統(tǒng)出口農(nóng)產(chǎn)品相較韓國(guó)市場(chǎng)在日本市場(chǎng)更受歡迎。

四、政策建議

（一）高度重視農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，提升我國(guó)出口日韓市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品的附加值

實(shí)證分析也表明，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品附加值的提升，有利于提高我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品在日韓市場(chǎng)的份額。因此，在農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)時(shí)，不僅要保證符合食品安全的各種要求，而且要不斷提高農(nóng)產(chǎn)品附加值[2]。例如，通過(guò)科學(xué)合理的生產(chǎn)方式，加大農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的科技創(chuàng)新力度，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值。政府的相關(guān)部門(mén)也應(yīng)加大農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的科普宣傳，建立農(nóng)產(chǎn)品出口加工行業(yè)發(fā)展綜合評(píng)價(jià)體系，從而推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品出口加工產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

（二）積極推動(dòng)中日韓自貿(mào)區(qū)談判，繼續(xù)擴(kuò)大傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日韓市場(chǎng)的出口

雖然中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)的量較大，但2002－2015年我國(guó)對(duì)日韓出口集約邊際的貢獻(xiàn)程度大于擴(kuò)展邊際的貢獻(xiàn)程度，這說(shuō)明我國(guó)的傳統(tǒng)農(nóng)產(chǎn)品出口種類(lèi)較新增農(nóng)產(chǎn)品出口種類(lèi)更具優(yōu)勢(shì)。傳統(tǒng)的農(nóng)產(chǎn)品出口種類(lèi)絕大多數(shù)屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)品，技術(shù)含量較低，面對(duì)日韓苛刻的檢驗(yàn)檢疫技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)和覆蓋面廣的監(jiān)視檢查，這些產(chǎn)品的相對(duì)優(yōu)勢(shì)也遭到了威脅。要保證這些產(chǎn)品的絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，我們必須積極參與中日韓三國(guó)之間的相關(guān)談判，特別是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品多國(guó)貿(mào)易的磋商和談判[3]。同時(shí)，有針對(duì)性地對(duì)出口日韓市場(chǎng)的農(nóng)產(chǎn)品擬定符合目標(biāo)市場(chǎng)要求的規(guī)范，如從立法層面明確“產(chǎn)品質(zhì)量檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)、認(rèn)證機(jī)構(gòu)出具的檢驗(yàn)結(jié)果或證明不實(shí)”[4]等方面的法律責(zé)任，以此擴(kuò)大我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日韓的出口[5]。

（三）以中韓雙邊促中日韓三邊合作，最終達(dá)成中日韓三國(guó)農(nóng)業(yè)合作

隨著區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定談判的推進(jìn)、我國(guó)“一帶一路”國(guó)家戰(zhàn)略的提出及亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行的成立，令中國(guó)在亞洲區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的影響程度愈發(fā)加強(qiáng)。面對(duì)當(dāng)前中日韓三國(guó)合作存在的諸多障礙，中國(guó)政府向來(lái)重視中日韓三國(guó)的合作，愿通過(guò)三方共同努力，化解矛盾，為三國(guó)乃至東北亞次區(qū)域的和平穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入正能量。而農(nóng)業(yè)開(kāi)放問(wèn)題一直是中日韓自貿(mào)區(qū)啟動(dòng)談判以來(lái)的重點(diǎn)和難點(diǎn)，三國(guó)能否在農(nóng)業(yè)問(wèn)題上達(dá)成共識(shí)，將是推進(jìn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)的一項(xiàng)關(guān)鍵內(nèi)容。中國(guó)可以首先推動(dòng)中韓自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的談判，在此基礎(chǔ)上，以先行先試的中韓自貿(mào)區(qū)作為突破口，進(jìn)一步推動(dòng)中日韓貿(mào)易對(duì)話，最終促成三國(guó)農(nóng)業(yè)合作。

[1]范愛(ài)軍，劉馨遙．中國(guó)機(jī)電產(chǎn)品出口增長(zhǎng)的二元邊際[J]．世界經(jīng)濟(jì)研究，2012（5）．

[2]王竹，鐘琴．論產(chǎn)品質(zhì)量檢驗(yàn)、認(rèn)證機(jī)構(gòu)侵權(quán)責(zé)任——以本次《消費(fèi)者權(quán)益保護(hù)法》的修改為中心．東方法學(xué)[J]．2013（5）：33－42．

[3]鮑曉華，嚴(yán)曉杰．我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的二元邊際測(cè)度及SPS措施的影響研究[J]．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2014（06）：43－52

[4]張宇青，周應(yīng)恒，張曉恒．中國(guó)對(duì)發(fā)達(dá)和不發(fā)達(dá)貿(mào)易對(duì)象的農(nóng)產(chǎn)品出口二元邊際差異分析[J]．國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2014（01）：29．

[5]鄭少峰．農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全：成因，倫理途徑和研究趨勢(shì)[J]．社會(huì)科學(xué)家，2016（05）：8－14．

F762

A

1002－3240（2017）03－0051－05

一、引言

中日韓自貿(mào)區(qū)談判于2013年3月26日在韓國(guó)首爾開(kāi)啟，至2015年12月已舉行了九輪。在已舉辦的九輪談判中，三國(guó)針對(duì)貨物貿(mào)易和服務(wù)貿(mào)易等方面進(jìn)行了充分磋商，取得了較大地進(jìn)展。但是，中日韓三國(guó)在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開(kāi)放問(wèn)題上的訴求差異較大，日韓兩國(guó)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的開(kāi)放都持比較消極的態(tài)度，使三國(guó)在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域上的合作面臨較大的障礙，農(nóng)產(chǎn)品自由貿(mào)易問(wèn)題也已成為中日韓自貿(mào)區(qū)談判的重點(diǎn)和難點(diǎn)。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2015年我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品對(duì)日出口額與2014年相比下降了8．30%，對(duì)韓出口額與2014年相比下降了11．8%，中國(guó)對(duì)日韓兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口額占中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口總額的比例亦呈下降趨勢(shì)。

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究主要集中在運(yùn)用傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢(shì)理論和新貿(mào)易理論基于宏觀層面數(shù)據(jù)比較分析我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的增長(zhǎng)方式，大多研究從貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易結(jié)構(gòu)和貿(mào)易關(guān)系這三個(gè)角度研究中日和中韓農(nóng)產(chǎn)品雙邊貿(mào)易增長(zhǎng)的情況和影響出口增長(zhǎng)的因素。本文擬通過(guò)收集中日、中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的2002年－2015年的數(shù)據(jù)，以新新貿(mào)易理論企業(yè)異質(zhì)性貿(mào)易模型為基礎(chǔ)，根據(jù)中國(guó)對(duì)日韓兩國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)的橫截面特征，采用HK相對(duì)值指標(biāo)分解方法對(duì)中日、中韓雙邊農(nóng)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)的集約邊際和擴(kuò)展邊際進(jìn)行測(cè)算；同時(shí)，本文還將構(gòu)建影響我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)二元邊際的計(jì)量方程，全面剖析影響我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口日韓市場(chǎng)擴(kuò)展邊際和集約邊際的因素；從而在中日韓自貿(mào)區(qū)談判進(jìn)程中，深入地把脈中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品在出口中的現(xiàn)狀和發(fā)展前景，為促進(jìn)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的良性發(fā)展提出一些建議。

2016-08-11

國(guó)家社科基金一般項(xiàng)目“兩岸農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系及ECFA框架下的合作”（12BJY009）；上海市社科規(guī)劃課題“中國(guó)新型城鎮(zhèn)化背景下農(nóng)民市場(chǎng)參與能力提升的渠道、機(jī)制及其政策研究”（2014BJL001）。（楊逢珉教授是為該兩項(xiàng)課題的第二主持人）

金綴橋，女，華東理工大學(xué)博士生，研究方向?yàn)閲?guó)際貿(mào)易；楊逢珉，女，博士，華東理工大學(xué)博導(dǎo)，教授，研究方向?yàn)閲?guó)際貿(mào)易。

［責(zé)任編校：唐 鑫］