郝瑞鋒

（山西財經(jīng)大學 山西太原 030006）

本文采用PQV 指數(shù)法、互補性指數(shù)、顯示性比較指數(shù)以及構(gòu)建引力模型的方法，結(jié)合2009-2019 年中國與中亞五國長序列農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，就中國和中亞五國農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易潛力展開了實證分析，以期為雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的進一步發(fā)展及 “一帶一路” 背景下沿線國家經(jīng)濟發(fā)展提供參考與依據(jù)。

研究對象、方法與數(shù)據(jù)來源

（一）研究對象與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀特征

中亞五國指哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、塔吉克斯坦、土庫曼斯坦、烏茲別克斯坦。與我國新疆西部接壤，是“一帶一路” 中國與歐洲聯(lián)通的必經(jīng)之路。中亞五國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)受到氣候、降雨、科學技術(shù)的應用等限制發(fā)展較為落后。對聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)分析，中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易過程中并未具有很強的競爭優(yōu)勢，基本處于貿(mào)易逆差的狀態(tài)，如表1 所示。2009-2019 年，進口額和出口額大體呈現(xiàn)先升后降的波動趨勢，但進口額保持高于出口額不變，占比50% 以上，且2015 年后進出口額差距減弱，雙邊貿(mào)易處于相對平衡的狀態(tài)。中國與中亞五國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易集中于哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦以及吉爾吉斯斯坦，以上三個國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進出口額所占比例可以達約90%。中國與哈薩克斯坦的進出口貿(mào)易額及其比重呈現(xiàn)顯著上升的趨勢，表明我國與該國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易處于良好的態(tài)勢；與土庫曼斯坦的進出口貿(mào)易額呈現(xiàn)顯著的增長趨勢，2019 年的進出口貿(mào)易額較2009 年增長約115.63%，表明我國與該國雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易較為健康且日趨完善。

（二）研究方法

PVQ 指數(shù)法。PVQ 指數(shù)法是用以表示水平型和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易劃分方法。根據(jù)貿(mào)易的發(fā)生階段，產(chǎn)品貿(mào)易劃分為進行垂直型和水平型。垂直型是指經(jīng)濟發(fā)展水平不同國家間開展的貿(mào)易活動；水平型指是指經(jīng)濟發(fā)展水平比較接近的國家之間開展的貿(mào)易活動。研究表明，水平型貿(mào)易代表國際貿(mào)易中競爭力水平較強。計算公式如下：

其 中：PQVjt介 于1 到2 之 間；UVjtX——t 時 期，產(chǎn)品j 的出口單位價值；UVjtM—— 進口單位價值；1-α ≤UVjtM≤1+α，表示為水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，否則為垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易，根據(jù)研究本文選取α 值為0.25。0＜PQV＜0.85——水平型；0.85 ≤PQV ≤1.15——低質(zhì)量垂直型；1.15＜PQV＜2——高質(zhì)量垂直型。

顯示性比較指數(shù)法。顯示性比較指數(shù)代表某個年度對外貿(mào)易的比較性優(yōu)勢，指的是本國出口的某種產(chǎn)品在世界貿(mào)易中總貿(mào)易的占比，用RCA 表示。公式如下：

以上公式代表的都為三維變量，RCAiat——某一國的某個產(chǎn)品在某一年的比較優(yōu)勢指數(shù)，越高優(yōu)勢越明顯；Xiat、Xit——某一國某個產(chǎn)品在某一年的出口額和全部產(chǎn)品的總出口額；Xwat、Xwt——世界貿(mào)易市場上某產(chǎn)品某年度的出口總額業(yè)績所有產(chǎn)品的出口總額。RCA＜0.8——競爭力水平較弱；0.8 ≤RCA＜1.25——競爭力水平中等；1.25 ≤RCA＜2.5——競爭力水平次強；RCA ≥2.5——競爭力水平為極強。

貿(mào)易互補指數(shù)法。貿(mào)易互補性指數(shù)TCI 指數(shù)計算公式如下：

其中：TCIijk——國家ij 之間某一類商品k 的貿(mào)易互補性指數(shù)；RCAXik——國家i 的第k 類商品的出口比較優(yōu)勢指數(shù)；RCAMjk——i 的第k 類商品的出口比較劣勢指數(shù)；Mjk、Mj——國家j 第k 類產(chǎn)品和總產(chǎn)品的進口總額；Mwk、Mw——全球第k 類產(chǎn)品和總產(chǎn)品的進口總額。TCI＞＞1——一國主要出口產(chǎn)品與另一國主要進口產(chǎn)品對應；TCI＞1——貿(mào)易互補性強；TCI＜1——貿(mào)易互補性弱；TCI＜＜1——一國主要出口產(chǎn)品與另一國主要進口產(chǎn)品完全不對應。

引力模型。構(gòu)建引力模型選取合理的變量對兩國之間的貿(mào)易潛力進行預測。本文對中國與中亞五國2009-2019年十年間數(shù)據(jù)構(gòu)建引力模型進行實證分析。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文中農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于2009-2019 年中國與中亞五國聯(lián)合國貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；引力模型中GDP 數(shù)據(jù)來源于世界銀行，國家空間距離來自www.indo.com/distance，經(jīng)濟自由度來源于《經(jīng)濟自由度指數(shù)報告》，稅率數(shù)據(jù)來自于《全球競爭力報告》，虛擬變量FTA 代表是否簽署自貿(mào)協(xié)定。

中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易水平分析

（一）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易整體水平分析

基于PQV 指數(shù)法將我國與中亞五國2009-2019 年十年間的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)進行劃分，如表2 所示。其中IIT 為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易整體水平；HIIT 及VIIT 分別表示水平型及垂直型。根據(jù)表2 數(shù)據(jù)分析，2009-2019 年，進口額和出口額大體呈現(xiàn)先升后降的波動趨勢，但進口額高于出口額，占比50% 以上，且2015 年后進出口額差距減弱，雙邊貿(mào)易處于一個相對平衡的狀態(tài)，HIIT 及VIIT 兩類數(shù)值呈現(xiàn)一定的變化性。根據(jù)PQV 指標可以判斷，2009-2019 年雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易指數(shù)基本在[0.85，1.15] 之間，表明主要為水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易。

其中，與哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易基本維持穩(wěn)定，稍有波動，垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)基本處于持續(xù)穩(wěn)定弱增長的趨勢，從2009 年到2019 年漲幅僅為6.25%；水平型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)漲幅較大，從2009 年到2019 年漲幅達到119.44%，表明與哈薩克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)生了良好變化。與烏茲別克斯坦的產(chǎn)業(yè)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易水平2009-2019 年基本持平，呈小幅波動，水平型指數(shù)增長29.61%，垂直型指數(shù)基本穩(wěn)定；與吉爾吉斯斯坦產(chǎn)業(yè)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易整體水平以及水平、垂直貿(mào)易指數(shù)均呈現(xiàn)較大增長趨勢，10 年間漲幅分別為62.86%、141.67%、117.39%。與土庫曼斯坦農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易總體水平、水平型和垂直型產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)也呈現(xiàn)大幅增長趨勢，但次于吉爾吉斯斯坦，10 年間漲幅分別為98.44%、75.00%、97.96%，其中產(chǎn)業(yè)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易整體水平值在2019 年已躍居中亞五國第二位。與塔吉克斯坦的2009-2019 年產(chǎn)業(yè)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的水平型出現(xiàn)小幅波動，但整體水平和垂直型出現(xiàn)了較大的增幅分別為33.82%、188.23%。

表1 2009-2019 年中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品進出口額及其比重（億美元）

表2 2009-2019 年我國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)的貿(mào)易指數(shù)

（二）顯示性比較指數(shù)分析

2009-2019 年的中亞五國農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)計算結(jié)果如表3 所示。根據(jù)表3 結(jié)果分析可得，在第14 類以及第52 類農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額，中亞五國出口顯示性比較指數(shù)與中國相匹敵，其他類別農(nóng)產(chǎn)品不具備競爭性關(guān)系。

（三）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性指數(shù)分析

計算得2009-2019 年中國與中亞五國貿(mào)易互補性指數(shù)如表4 所示。其中02 類、08 類、09 類遠大于1，表明中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在以上四類中互補性很強，出口與進口產(chǎn)品相對應；01 類互補性指數(shù)遠小于1，表明一國主要出口產(chǎn)品與另一國主要進口產(chǎn)品完全不對應。10、20、21 類互補性指數(shù)大于1，表明中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性強。其余類別的貿(mào)易互補性強度指數(shù)幾乎都在小于1 的區(qū)間，互補性較弱。

中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力分析

（一）構(gòu)建引力模型

構(gòu)建引力模型，對于兩國之間的國際貿(mào)易量區(qū)域GDP

和距離的相關(guān)關(guān)系，具體公式如下：

T=A（Y1Y2）/D

其中，A——常數(shù)；Y1Y2——兩國的GDP；D——兩國之間的距離。

本文為了研究的合理和全面性，還引進了農(nóng)業(yè)增加值占GDP 比重（AGRO）、人均GDP 的差異水平（ABS）、匯率（EXCH）以及自貿(mào)協(xié)定簽署即虛擬變量（FTA）作為自變量，因變量則為農(nóng)產(chǎn)品的出口額度。

則公式引申如下：

lnTijt=β0+β1AGROit+β2AGROjt+β3lnDIST+β4 lnABSijt+β5FAT+β6EXCH+μ

其中：Tijt—— 中國對中亞五國農(nóng)產(chǎn)品出口額；AGRO——農(nóng)業(yè)增加值對GDP 占比；DIST——五國首都距離；ABS——五國GDP 差異；FAT——是否簽訂自貿(mào)協(xié)定，簽訂取1 否則取0；EXCH——匯率；μ——常數(shù)。

（二）貿(mào)易潛力計算

基于2009-2019 年數(shù)據(jù)，對中國與中亞五國的貿(mào)易量進行計算，并用最小二乘法對式中的幾個變量對T 值進行回歸分析。采用GLS 方法將以上五個變量附加權(quán)重值，以達到消除異方差，得到最終回歸結(jié)果。出口方程最終計算結(jié)果如表5 所示。方程計算結(jié)果中AGRO 結(jié)果為負值，表明工業(yè)和服務業(yè)發(fā)展較為快速，需求市場大；ABS 為負值代表貿(mào)易雙方進出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)對貿(mào)易的發(fā)展有負作用；DIST 的計算結(jié)果顯示其對雙方貿(mào)易影響不明顯；FAT、EXCH 都為正值表明我國與中亞五國簽訂自由貿(mào)易協(xié)定以及國際匯率都會對國際貿(mào)易產(chǎn)生正向影響。

表3 2009-2019 年中亞五國顯示性比較指數(shù)

引力模型主要用以計算兩國貿(mào)易潛力，當實際值與模擬值之比不大于0.8 時為潛力巨大型；當大于0.8 小于等于1.2 時為潛力開拓性即有待開發(fā)；當此比值大于1.2時為過度貿(mào)易型，即雙邊貿(mào)易強度極高，AGRO、DIST、ABS、FAT、EXCH 五類影響因子對雙變貿(mào)易影響已探究。本文進一步將2009-2019 年的數(shù)據(jù)進行計算及對比，得到中亞五國的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力結(jié)果如表6 所示，其中實際值與模擬值之比用T 值表示。根據(jù)表6 計算結(jié)果，中國與中亞五國的貿(mào)易潛力大多數(shù)年份處于潛力巨大型，表明雙邊貿(mào)易潛力有待挖掘，需要更多的貿(mào)易連結(jié)和更良好的國際貿(mào)易市場體系。其中與哈薩克斯坦的貿(mào)易潛力由2017年的貿(mào)易巨大型變?yōu)?019 年的潛力開拓型，表明兩國之間聯(lián)系變得更加緊密。吉爾吉斯斯坦貿(mào)易潛力2009-2015年都為潛力巨大型，2016 年轉(zhuǎn)變?yōu)闈摿﹂_拓性，2017 年兩國貿(mào)易聯(lián)系更加緊密轉(zhuǎn)變?yōu)檫^度貿(mào)易型，2018 年、2019年又轉(zhuǎn)為潛力開拓性。總體來說我國與哈薩克斯坦以及吉爾吉斯斯坦近年來聯(lián)系變得更加緊密，其中2017 年兩國貿(mào)易聯(lián)系最為緊密；我國與烏茲別克斯坦的貿(mào)易往來需保持近兩年的勢頭，加大合作，穩(wěn)住發(fā)展的腳步；我國與土庫曼斯坦和塔吉克斯坦的合作需要找準發(fā)展契機，加大發(fā)展力度，爭取實現(xiàn)貿(mào)易潛力向更緊密的方向轉(zhuǎn)型。

表4 2009-2019 年中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性比較指數(shù)

表5 方程計算結(jié)果

表6 2009-2019 年中國與中亞五國貿(mào)易潛力對比

對策建議

隨著經(jīng)濟的不斷發(fā)展，溫飽問題的良好解決，農(nóng)業(yè)的發(fā)展市場具有一定的限制性。但是由于我國是人口大國，人口基數(shù)的龐大使得我國面臨著地少人多、人均耕地少的農(nóng)業(yè)發(fā)展的重大問題。我國耕地地理條件不盡完善，有一定限制性，例如機械化耕作程度低，我國一部分糧食主產(chǎn)區(qū)依舊采用人工精耕細作的耕種模式，導致生產(chǎn)成本提高生產(chǎn)效率降低，致使我國農(nóng)產(chǎn)品出口受到一定影響。因此應當促進我國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，充分發(fā)揮雙方國家的優(yōu)勢，對此提出以下建議：

發(fā)揮主要農(nóng)產(chǎn)品的優(yōu)勢。根據(jù)顯示性比較指數(shù)的分析，中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在第14 類以及第52 類農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較指數(shù)與中國相匹敵，其他類別的農(nóng)產(chǎn)品不具備競爭性關(guān)系。因此需充分發(fā)揮主要農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)勢，加強兩國對該種農(nóng)產(chǎn)品的經(jīng)濟合作，充分利用區(qū)域經(jīng)濟合作組織，完善在中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的有關(guān)優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品類別協(xié)定內(nèi)容，更加有針對性、可操作性，提高我國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力發(fā)掘能力。

加強互補性農(nóng)產(chǎn)品的類別控制。國際貿(mào)易中互補性農(nóng)產(chǎn)品指數(shù)高，表明雙邊國家產(chǎn)品進出口相匹配，反之則不利于兩國貿(mào)易潛力發(fā)掘。研究發(fā)現(xiàn)中國與中亞五國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性較強的農(nóng)產(chǎn)品有以下三類，10 類、20 類、21 類，數(shù)量較少，因此應充分發(fā)揮其互補性的優(yōu)勢，政府加以監(jiān)督調(diào)控積極共享雙邊國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易信息，盡可能增加互補性強的農(nóng)產(chǎn)品種類，削弱貿(mào)易壁壘對雙邊貿(mào)易潛力發(fā)掘的影響。

加強與潛力發(fā)掘不足國家的經(jīng)貿(mào)合作。貿(mào)易潛力分析中，我國與土庫曼斯坦和塔吉克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力較大而與哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦和吉爾吉斯斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力挖掘較為充分。因此應當多借鑒農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易緊密的國家雙面貿(mào)易發(fā)展政策，加強潛力較弱兩國的經(jīng)濟貿(mào)易溝通和聯(lián)結(jié)。加強對其兩國的農(nóng)業(yè)貿(mào)易的投資，為貿(mào)易潛力的發(fā)掘建立更好的溝通渠道。例如建立農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)園，搭建雙邊國家農(nóng)產(chǎn)品運輸?shù)木G色通道，加快鐵路公路等基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，開發(fā)當?shù)氐霓r(nóng)產(chǎn)品特色，提高農(nóng)產(chǎn)品運輸速度、縮短運輸時間、保證運輸途中農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量水平。為我國與土庫曼斯坦和塔吉克斯坦的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的潛力發(fā)掘建立更好的外部保障。