齊思桐

摘要：貿易持續(xù)時間從一個全新的角度從微觀層面探究貿易關系的動態(tài)變化。本文采用CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫1995-2016年中國出口到韓國 HS6分位農產品出口貿易數(shù)據(jù)，運用生存分析的方法研究中國對韓國農產品出口貿易持續(xù)時間的分布特征及影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：中國對韓國農產品出口持續(xù)時間普遍較短，均值生存時間是7.837年，中位生存時間是2年，貿易關系持續(xù)5年后失敗的風險大大下降;不同的農產品分類貿易持續(xù)時間不同，不同初始貿易額的農產品持續(xù)時間不同;產品的出口額，產品競爭力，中韓FTA的建立有利于農產品貿易持續(xù)時間的延長;人民幣升值和綠色貿易壁壘不利于降低農產品貿易中斷的風險。

關鍵詞：韓國;農產品;出口持續(xù)時間;生存分析

1引言

中國自古以來就是農業(yè)大國，農業(yè)出產總量更是位居世界第一。中國農產品的出口貿易不僅能帶來顯著的經濟效益，更能帶來顯著的社會效益，有效幫助我國農民創(chuàng)業(yè)增收，實現(xiàn)農村社會良性發(fā)展。2017年中國農產品出口總額是735億美元，其中出口到韓國農產品總額是47億美元，占中國農產品出口總額的6%，是1995年中國對韓國農產品出口總額6億美元的將近8倍，可見韓國在中國農產品出口中占據(jù)舉足輕重的地位。而觀察1995-2017年每年中國對韓國農產品出口總額波動不斷，其中2015年僅為37億美元比2014年減少4美億，中國同韓國的農產品出口貿易關系仍存在不穩(wěn)定性值得注意。不可否認，中國的農業(yè)現(xiàn)代化水品較低，農業(yè)的發(fā)展方式也較為粗放，這使得農產品附加值相對較低，農產品農藥殘留較高，食品衛(wèi)生檢疫標準難以達到。韓國是對中國農產品采取TBT最多的國家之一。長期以來， 韓國將中國視為檢疫區(qū)， 對農產品實行極為嚴格的檢驗檢疫標準，韓國TBT實施情況對中國農產品對韓國出口流量存在顯著的負作用（陳曉娟和穆月英[1]，2015）。中韓自由貿易協(xié)定談判于2012年5月正式啟動，2015年12月20日，中韓自由貿易協(xié)定（FTA）正式生效，中國在中韓農產品貿易中占據(jù)優(yōu)勢地位，中韓FTA的建立，將有助于削減韓美FTA和韓歐FTA對中國農產品出口韓國的競爭壓力，緩解兩國農產品貿易摩擦，實現(xiàn)優(yōu)勢資源互補，最終擴大中國對韓國農產品出口，并推動中國農業(yè)產業(yè)結構調整（徐曉颯[2]， 2016）。中韓農業(yè)貿易的新紀元即將到來但仍面臨諸多問題，因此新形勢下研究中國對韓國農產品出口貿易的穩(wěn)定性問題十分必要。

那么中國出口韓國農產品貿易能持續(xù)多久？不同類農產品貿易時間有什么不同？哪些因素影響著中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間？本文采用Kaplan-Meier乘積極限法對中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間分布特征進行刻畫，而后采用cox比例風險回歸模型探究影響中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間的影響因素，并用部分樣本做穩(wěn)健性檢驗，從而得出維持中國出口韓國農產品貿易穩(wěn)定的政策建議，具有一定的現(xiàn)實意義。

2 文獻綜述

查閱研讀以往文獻可以發(fā)現(xiàn)，已有部分學者對貿易的持續(xù)時間進行研究，但未有學者涉及中韓農產品貿易持續(xù)時間的研究，根據(jù)題目現(xiàn)就貿易持續(xù)時間和中韓農產品貿易兩方面進行綜述。

2.1關于貿易持續(xù)時間的文獻綜述

Besides和Prusa[3] （2006）利用HS10細分產品層面的面板數(shù)據(jù)對美國進口的產品貿易持續(xù)時間展開研究，發(fā)現(xiàn)貿易關系中位數(shù)持續(xù)時間為2-4年，50%以上貿易關系不超過1年，80%以上貿易關系不超過5年，其進口來源國也具有動態(tài)替代性，此后，國內外學者紛紛開始對貿易持續(xù)時間的研究。Hess和Persson[4]（2011）研究1962-2006年歐盟從140個非歐盟國家進口貿易的持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)持續(xù)時間中值較短僅為1年，產品和市場的多樣性可以大大降低貿易失敗的風險系數(shù)。何樹全[5]（2011）研究 1989-2008年中國出口美國HS10分位下農產品貿易持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)平均生存時間僅為3.9年，中值為2年。譚晶榮[6]（2014）研究1995-2012年中國與金磚國家進出口貿易持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)進出口貿易持續(xù)時間普遍較短，平均持續(xù)時間4.1年，初始貿易額對貿易持續(xù)時間有正向影響。余華等[7]（2015）分析1995-2009年中國出口美國HS6分為農產品貿易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國出口美國農產品持續(xù)時間中值僅為2年，一半以上的持續(xù)時間段在2年內消失。李清政等[8]（2016）研究1998-2010年中國對東盟出口農產品貿易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農產品出口時間存在負的時間依存性，匯率變動，市場份額等諸多因素對農產品貿易持續(xù)時間有顯著影響。

2.2關于中韓農產品貿易的文獻綜述

李明全[9]（2010）研究了韓國-東盟FTA對中國出口韓國農產品貿易的影響，發(fā)現(xiàn)韓國-東盟FTA對中國出口韓國農產品貿易沖擊很小。王家農[10]（2012）分析了農產品質量水平、農產品標準化程度、貿易保護政策及關稅和非關稅壁壘對中韓農產品貿易的影響。申海成[11]（2014）通過國際市場占有率、產品競爭力指數(shù)等指標分析了中國農產品在韓國市場的競爭力。 ????王歡歡[12]（2015）研究中韓農產品貿易的影響因素，發(fā)現(xiàn)兩國的經濟規(guī)模、FTA的簽署等因素對中國農產品出口有促進作用，并測算發(fā)現(xiàn)中國對韓國農產品出口貿易有很大發(fā)展?jié)摿?。侯俊燕[13]（2016）運用CMS模型研究了入世以來中國對韓國農產品出口貿易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)市場需求效應是支持中國農產品出口韓國的主要動力，出口競爭力效應不能促進出口增長，而出口結構效應制約了中國出口韓國農產品貿易的發(fā)展。

通過對以上文獻的研讀梳理，筆者發(fā)現(xiàn)對中韓農產品貿易研究主要集中在宏觀領域，還未有學者從微觀上對中國出口韓國農產品出口貿易的持續(xù)時間進行研究，而對出口貿易持續(xù)時間影響因素的研究又為維護中韓農產品貿易穩(wěn)定有較大的現(xiàn)實意義。本文的目的在于，從微觀層面探究中國對韓國農產品貿易持續(xù)時間段的分布規(guī)律，并把出口額、產品競爭性、匯率變動等因素納入到影響中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間的因素進行分析，以求得出維護中國出口韓國農產品貿易穩(wěn)定的合理化建議。

3 中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間的分布情況

3.1樣本及數(shù)據(jù)處理

本文選取的樣本是1995-2016年CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫HS6分位數(shù)農產品貿易數(shù)據(jù)，共包含農產品610種。具體可分為：HS01-05章的活動五及動物產品，HS06-14章的植物及植物產品，HS15章的動植物油脂產品以及HS16-24章的糖、可可制品、飲料、煙草等雜項食品。由于在中韓農產品貿易中，水產品出口占據(jù)比較重要的份額，因此不對水產品做剔除。貿易關系指某一產品進入某一國外市場到退出該市場的狀態(tài)。貿易持續(xù)時間指某一產品從進入某一國外市場直至退出該市場（中間沒有間隔）所經歷的時間。表1反應了中國出口韓國農產品貿易關系持續(xù)情況，由于篇幅有限，僅列出部分內容加以說明，以產品10120為例，分別在1997年、2000年和2001年發(fā)生了貿易，共有2個貿易時間段，分別持續(xù)了1年和2年。根據(jù)以往研究經驗，可把各個貿易時間段視為獨立變量，全部納入研究當中。

生存分析的數(shù)據(jù)需要考慮刪失問題，刪失分為左刪失和右刪失。針對于本文研究的1995-2016年農產品貿易數(shù)據(jù)，左刪失是指1995年發(fā)生貿易的農產品無法獲知貿易開始的時間，右刪失是指2016年發(fā)生貿易的農產品無法獲知貿易結束的時間。把1995年農產品貿易數(shù)據(jù)剔除可以有效解決左刪失的問題，而右刪失可以通過生存分析中對結局變量的設定加以解決，因此本文中農產品出口貿易持續(xù)時間最長是21年。表2是對中國對韓國農產品出口時間的描述性統(tǒng)計，共計1230個貿易時間段，其中39.4%的農產品出口貿易時間段僅維持了1年，小于或等于3年的農產品貿易時間占54.4%，值得注意的是雖然有一半以上的農產品持續(xù)時間小于3年，但仍有16%的農產品出口貿易持續(xù)時間達到21年，這些農產品主要是第二和第四類，且大多具有較高的貿易初始額。

3.2中國對韓國出口農產品生存函數(shù)的估計

本文運用生存分析方法，構建中國對韓國農產品出口的生存函數(shù)模型，對中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間分布特征進行估計。假設T為離散型隨機變量，代表某一種出口農產品在韓國市場上的生存時間，取值為ti =1，2，3，…，i為某一持續(xù)的貿易時間段。生存函數(shù)代表某個產品出口持續(xù)時間大于的概率，當ti =0時生存率是1，生存率隨的增加逐步遞減，即：?????，

危險函數(shù)表示出口韓國農 產品在年出口的基礎上，在年停止出口即貿易中斷的概率，可表示為：

生存函數(shù)和危險函數(shù)的相關關系如下：

根據(jù)Kaplan-Meier法得出生存函數(shù)的非參數(shù)估計，即

假定n個獨立的觀測量被標記為，，表示觀測值結尾指示變量，如果失敗發(fā)生ci 取1，右刪失ci 取0。ni 是指在i期處于危

險狀態(tài)的農產品貿易持續(xù)時間段的數(shù)量，di是同期觀測到的退出韓國市場農產品貿易持續(xù)時間段的數(shù)量。

相應的危險函數(shù)的非參數(shù)估計為：

根據(jù)Kaplan-Meier非參數(shù)法，對中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間的總體分布特征進行估計，并分別根據(jù)農產品分類及不同初始貿易額進行估計。

（1）農產品出口貿易總體生存函數(shù)估計。圖1是農產品出口貿易總生存函數(shù)估計圖。通過圖1和表3可以發(fā)現(xiàn)：中國對韓國農產品出口持續(xù)時間普遍較短，均值生存時間是7.837年，中位生存時間是2年，有45.2%的貿易持續(xù)時間段在2年內消失;隨著貿易持續(xù)時間的延長，生存率呈下降趨勢且趨于平緩。1-5年的生存率從63.25%下降到38.17%，下降幅度達25.08%，6-10年的生存率從36.5%下降到32.23%，下降幅度僅為4.27%，11-15年的生率從32.29%到27.97%，下降幅度僅為2.32%，這說明貿易關系失敗的概率具有負時間依存性，貿易關系建立伊始，貿易關系中斷的風險急劇上升，隨著時間的推移，貿易關系中斷的風險逐漸降低，門檻值是5年，貿易關系持續(xù)5年后失敗的風險大大下降。

（2）基于不同農產品類別的生存分析。如前文所述把農產品分位四類。圖2是不同農產品類別貿易生存函數(shù)估計圖。通過圖2和表3可以發(fā)現(xiàn)：各類農產品的生存時間存在著明顯差別，其中按照均值來說第四類農產品的生存率最高，第三類農產品的生存率最低，按照持續(xù)一年的生存率來說，第一類農產品生存率最低。這與不同農產品的屬性有關，第四類農產品制成品較多且保質期相對較長，產品多樣化程度高，因此具有較長的貿易持續(xù)時間;而第一類農產品多為生鮮產品，產品的保質期相對較短，對于運輸和儲存的要求較高，且容易受到綠色貿易壁壘的負面影響，所以貿易持續(xù)時間相對較短;而第三類農產品貿易持續(xù)時間短可能與飲食結構的調整有關。

（3）基于不同初始貿易額農產品的生存分析。圖3是不同初始貿易額農產品生存函數(shù)估計圖。由圖3和表3可以看出，不同產品初始貿易額的農產品貿易關系持續(xù)時間有非常顯著的差距，初始貿易額越大，貿易雙方的信心越大，更傾向于維護貿易關系的持續(xù)。高初始貿易額的產品貿易持續(xù)時間最長，低初始貿易額的產品貿易持續(xù)時間最短。且中國出口韓國農產品中大多初始貿易額較低，嚴重影響了中國出口韓國農產品貿易的穩(wěn)定發(fā)展，提高初始貿易額，可以有效的降低貿易關系中斷的概率。

4 中國對韓國出口農產品貿易持續(xù)時間的影響因素分析

4.1計量模型的設定和參數(shù)的選擇

本文借鑒以往學者的研究經驗，采用cox比例風險模型對影響中國對韓國農產品貿易持續(xù)時間的因素進行實證分析。模型如下：

其中，h0（t）為基準風險函數(shù)，X為各個影響貿易持續(xù)時間的因素，β的符號反應了各個變量對風險產生的正負影響，為風險比率，若某一變量的風險比率小于1，那么該變量對貿易持續(xù)時間產生正向影響，若某一變量的風險比率大于1，那么該變量不利于貿易持續(xù)時間的延長。

本文選擇出口額、產品競爭性、匯率變動、綠色貿易壁壘和中韓FTA作為變量對影響中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間進行實證，首先對上述變量進行說明。

（1）產品的出口額。產品的出口額指中國出口韓國某種農產品某年的貿易額，產品的出口額越大，貿易雙方對貿易重視程度越高，更傾向于維護這段貿易關系，因此預計產品的出口額越高越有利于貿易關系的維持。

（2）產品競爭力。產品的競爭力是指某一農產品是否具有出口韓國市場的競爭力，通常用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)來刻畫產品的競爭性，其計算公式為貿易競爭力指數(shù)=（出口額-進口額）/（出口額+進口額），若貿易競爭力指數(shù)大于0，認為該產品具有競爭力，取1;否則取0。預計產品競爭力對貿易關系持續(xù)時間產生正向影響。

（3）匯率變動。匯率變動用每100人民幣兌換韓元的數(shù)量表示，該數(shù)值越大說明人民幣升值，韓元貶值，人民幣升值會促進農產品的進口，而農產品相對價格提高，從而減少農產品的出口。預計匯率變動對貿易持續(xù)時間產生負向影響。

（4）綠色貿易壁壘。前文已經指出，韓國實施的綠色貿易壁壘是影響中韓農產品貿易穩(wěn)定的重要因素。本文用韓國向世界貿易組織提交的SPS數(shù)量衡量，實施的綠色貿易壁壘預計不利于農產品貿易關系的持續(xù)。

（5）中韓FTA。前文已經指出，中韓FTA將會把中韓國際貿易帶入一個全新的階段，自由貿易區(qū)的建立是否有利于延長農產品的貿易持續(xù)時間值得研究。本文設置虛擬變量，中韓FTA成立之前的年份變量為0;否則取1。預計中韓FTA有利于農產品出口貿易關系持續(xù)時間的延長。

（6）目的國消費能力。目的國消費能力用韓國GDP的對數(shù)值表示，目的國消費能力越強，消費的需求就越大，預計越有利于農產品出口貿易關系的持續(xù)。

本文所有貿易數(shù)據(jù)均來源于CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫，匯率和GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，sps數(shù)量來源于WTO-SPS信息管理系統(tǒng)。

4.2計量結果與穩(wěn)健性檢驗

本文用cox比例風險模型進行實證分析，結果如表4第1列顯示，并單獨估計所有第一段貿易持續(xù)時間的樣本以及只有一段貿易持續(xù)時間的樣本作為穩(wěn)健性檢驗，結果如表4第2和第3列顯示。

由表4可以看出，cox全樣本比例風險模型、第一段貿易持續(xù)時間的樣本和只有一段貿易持續(xù)時間的樣本得到的估計結果基本相同，因此認為得到的實證結果是穩(wěn)健的。整體來看各個變量的系數(shù)顯著，表中給出的系數(shù)是風險比率，若某一變量的風險比率小于1，那么該變量對貿易持續(xù)時間產生正向影響，若某一變量的風險比率大于1，那么該變量不利于貿易持續(xù)時間的延長。具體來看：出口額的風險比率小于1，說明出口額越大越有利于貿易關系的維持，這與預期相符。產品競爭力的風險比率小于1，說明出口的農產品越具有競爭力越有利于貿易關系的維持，這與預期相符。匯率變動的風險必須大于1，該數(shù)值越大說明人民幣升值，韓元貶值，這不利于貿易持續(xù)關系的維持，與預期相符。綠色貿易壁壘的風險比率大于1，說明sps數(shù)量越多，貿易持續(xù)時間越短，這與預期相符。中韓FTA的風險比小于1，說明中韓FTA的建立有利于維護中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間，這也與預期相符。唯一與預期不相符的是目的國的消費能力的風險比率大于1，可能的解釋原因是，韓國屬于較發(fā)達國家，GDP越高越傾向于消費高新技術類等能夠滿足更高層次需求的商品，且中國出口韓國農產品以初加工產品居多，產品附加值低，因此反而減少了對中國農產品的進口。

5 結論與政策建議

5.1結論

本文根據(jù)CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫1995-2016年中國出口到韓國 HS6分位農產品出口貿易數(shù)據(jù)，采用Kaplan-Meier非參數(shù)法對中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間進行生存分析，并運用cox比例風險模型對影響中國出口韓國農產品貿易持續(xù)時間的因素進行實證。得出如下結論：中國對韓國農產品出口持續(xù)時間普遍較短，均值生存時間是7.837年，中位生存時間是2年，有45.2%的貿易持續(xù)時間段在2年內消失，且貿易關系失敗的概率具有負時間依存性，門檻值是5年，貿易關系持續(xù)5年后失敗的風險大大下降;不同的農產品分類貿易持續(xù)時間不同，其中第四類貿易持續(xù)時間最長，第一類和第三類較短;不同初始貿易額的農產品持續(xù)時間不同，初始貿易額越高，農產品貿易持續(xù)時間越長;產品的出口額，產品競爭力，中韓FTA的建立有利于農產品貿易持續(xù)時間的延長;人民幣升值和綠色貿易壁壘不利于降低農產品貿易中斷的風險。

5.2政策建議

根據(jù)以上研究結論，提出以下政策建議：農產品出口貿易政策的制定應符合農產品貿易持續(xù)時間的特點，增加對農產品貿易初期的重視程度，制定合理的市場進入政策，使農產品貿易順利度過門檻期以達到穩(wěn)定;加大輸韓農產品的初始貿易額及出口額，增強雙方貿易信心，使農產品貿易持續(xù)時間大大延長;加大對第一類農產品儲藏和運輸方式研發(fā)投入力度，完善物流鏈條，使農產品貿易更加穩(wěn)定;優(yōu)化農產品出口結構，大力發(fā)展農產品深加工，提高農產品附加值以提高產品的國際競爭力;面對綠色貿易壁壘，積極參與國際標準的制定，建立健全農產品質量安全預警和可追溯機制;實施穩(wěn)健的貨幣政策，避免匯率大幅變動帶來的農產品出口貿易持續(xù)時間的波動;加快中韓FTA談判以實現(xiàn)農產品出口貿易穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。

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