耿獻輝，張曉恒，林連升

(1.南京農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，江蘇 南京 210095；2. 中國水產(chǎn)科學研究院，北京 100141)

一、問題的提出

中國和印度農(nóng)產(chǎn)品出口逐年增加，比較優(yōu)勢明顯，引起了學術(shù)界的重視。學者們主要從中印雙邊貿(mào)易及中印對外貿(mào)易兩個角度進行了比較分析。朱晶通過中印雙邊農(nóng)產(chǎn)品出口的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)發(fā)現(xiàn)，中印農(nóng)產(chǎn)品互補性在貿(mào)易中并沒有得到充分發(fā)揮，兩國雙邊貿(mào)易潛力巨大。[1]姜鴻等基于產(chǎn)業(yè)安全與貿(mào)易平衡提出了中印自由貿(mào)易協(xié)定的不同產(chǎn)品關(guān)稅減讓策略。[2]陳曉艷等運用出口相似性指數(shù)，從產(chǎn)品和市場兩個角度比較中印農(nóng)產(chǎn)品在世界市場上的競爭關(guān)系。[3]王川等運用引力模型考察了關(guān)稅對中印農(nóng)產(chǎn)品出口主要貿(mào)易伙伴的影響。[4]中印兩國農(nóng)產(chǎn)品出口還受到諸多因素的影響，現(xiàn)有文獻主要運用貿(mào)易指數(shù)或者僅考慮某個因素對中印農(nóng)產(chǎn)品雙邊或?qū)ν赓Q(mào)易的影響，沒能較全面地探索中印農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易格局并比較其出口影響因素，這會有礙于認識中印農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易地位以及中印自由貿(mào)易區(qū)談判與建立所具有的現(xiàn)實意義。引力模型是考察貿(mào)易流量影響因素的一種成熟方法，基于此，筆者擬運用引力模型測算中印兩國農(nóng)產(chǎn)品出口潛力，并分析兩國農(nóng)產(chǎn)品在經(jīng)濟發(fā)展程度不同的目標市場國的表現(xiàn)，以期為優(yōu)化中國目標市場結(jié)構(gòu)提供政策建議。

二、理論分析與模型構(gòu)建

1.理論分析

貿(mào)易引力模型來源于牛頓的萬有引力定律，即任何兩個物體之間都存在引力，并且引力的大小與兩個物體的質(zhì)量成正比與其之間的距離成反比。Tinbergen[5]和 Poyphone[6]最早將引力模型運用到國際貿(mào)易領(lǐng)域，驗證了兩國之間貿(mào)易流量的規(guī)模與兩國的經(jīng)濟總量成正比，而與兩國之間的距離成反比。雖然引力模型是在經(jīng)驗研究的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，但有關(guān)其經(jīng)濟學含義和理論基礎(chǔ)的研究一直沒有停止過。Anderson從系統(tǒng)支出理論角度解釋并推導了引力模型，是較早探尋引力模型理論基礎(chǔ)的學者；Bergstrand指出傳統(tǒng)的引力模型因為缺少價格變量而存在偏差，并從一般均衡理論推導了引力模型。[7]兩人均試圖用主流的經(jīng)濟學理論探尋引力模型的理論基礎(chǔ)，但都因忽略了國際貿(mào)易理論而存在不足?；诖耍珺ergstrand、MeCallum、Deardorff、Evenett和Keller根據(jù)H-O理論、規(guī)模報酬遞增理論和壟斷競爭理論，將反映資本與勞動比例的人均 GDP變量加入模型，大大完善了引力模型的理論基礎(chǔ)。[8]

隨著理論研究的深入，引力模型被廣泛用于貿(mào)易影響因素的實證研究。就農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易而言，引力模型既可評價農(nóng)產(chǎn)品大類的貿(mào)易影響因素，也可以評估貿(mào)易壁壘對某一類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響效應(yīng)，還可以衡量價格、產(chǎn)量等因素對具體產(chǎn)品貿(mào)易的影響。孫林、張海森、帥傳敏、屈四喜等分別構(gòu)建了中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易引力模型、中國農(nóng)產(chǎn)品出口東歐貿(mào)易引力模型、中美農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易引力模型、中國農(nóng)產(chǎn)品出口東盟貿(mào)易引力模型，評估了 GDP、農(nóng)業(yè)增加值、人口、人均GDP、距離以及政策等因素對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。[9-12]郭芳、董銀果等運用貿(mào)易引力模型評估了進口國藥物殘留標準對中國水產(chǎn)品出口的影響效應(yīng)。[13,14]高穎、崔燕等分別構(gòu)建了中國大豆進口引力模型和羊肉出口引力模型，衡量了價格、匯率及產(chǎn)量等因素對具體產(chǎn)品進出口的影響。[15,16]

基于貿(mào)易引力模型對不同區(qū)域和國家之間以及不同行業(yè)的貿(mào)易進行實證研究的文獻很多。筆者擬在借鑒相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，運用引力模型分析中國和印度兩國的 GDP、農(nóng)業(yè)增加值、人口、人均 GDP差值、距離以及 WTO政策對中印農(nóng)產(chǎn)品出口的影響，并測算中印農(nóng)產(chǎn)品在其主要貿(mào)易伙伴國市場的貿(mào)易潛力，以彌補中、印兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易比較分析研究的不足。

2.模型構(gòu)建

Bergstrand將引力模型表述為：

(1)式中，Yij為某一時期i國向j國的出口額，Gi為出口國的 GDP，Gj為進口國的 GDP，Dij為兩國之間的距離，Aij為其他一些阻礙或促進兩國之間貿(mào)易的因素，εij為隨機擾動項。[17]為了便于回歸分析，(1)式可轉(zhuǎn)化為線性引力模型形式：

(2)式中，lnYij、lnGi、lnGj、lnDij和 lnAij分別為Yij、Gi、Gj、Dij和Aij的自然對數(shù)，α0、α1、α2、α3和α4是對應(yīng)變量的回歸系數(shù)，εij為隨機擾動項。

根據(jù)史朝興、顧海英的研究結(jié)果，在引力模型中使用進出口國行業(yè)生產(chǎn)總值更能體現(xiàn)供給與需求能力。[18]傳統(tǒng)貿(mào)易和新貿(mào)易理論表明，人均 GDP變量反映了一個國家資本與勞動要素的比例，應(yīng)該引入模型，且在具體實證分析中常常以國家間人均GDP差值的絕對值來替代。人口規(guī)模和WTO自由貿(mào)易政策對貿(mào)易流量也產(chǎn)生積極影響?；诖耍瑪U展(2)式為：

(3)式是出口主要貿(mào)易伙伴國引力模型，本文中各變量分別表示：Yij為1996—2010年中國(印度)對其主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口額；Gi、Gj為中國(印度)及其主要貿(mào)易伙伴國的 GDP，出口國GDP越高表明其供給能力越強，進口國GDP越高表明其需求能力越強，GDP越高雙邊貿(mào)易額就越多，所以α1預(yù)期符號為正；AGi、AGj為中國(印度)及其主要貿(mào)易伙伴國的農(nóng)業(yè)增加值，農(nóng)業(yè)增加值越大表明供給與需求能力也越大，所以α2的預(yù)期符號為正；Pi、Pj為中國(印度)及其主要貿(mào)易伙伴國人口數(shù)據(jù)，出口國的人口越多，國內(nèi)市場越大，對外貿(mào)易相對越少，而進口國人口越多，對國際市場需求越大，所以α3的預(yù)期符號具有不確定性；DGij為進出口國人均 GDP差值的絕對值，根據(jù)林德需求相似論，兩個國家人均 GDP差異越小，兩國需求結(jié)構(gòu)越相似，那么兩國貿(mào)易額將越大，所以α4的預(yù)期符號為負；Gij為進出口國首都之間的絕對距離，反映農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中的運輸成本，距離越遠成本越高，所以α5的預(yù)期符號為負；WTO為虛擬變量，若出口國和進口國都是世貿(mào)組織成員，那么符號取值為 1，否則取值為 0，自由貿(mào)易政策促進了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展，所以α6的預(yù)期符號為正。

三、數(shù)據(jù)來源與計量分析

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)是時間數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)組成的面板數(shù)據(jù)，時間跨度為 15年(1996—2010年)，在時間點上，分別選擇中國的 32個主要貿(mào)易伙伴國和印度的 34個主要貿(mào)易伙伴國。中國對日本、美國、韓國、德國、法國和印度等 32個主要貿(mào)易伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口額以及印度對中國、美國、阿聯(lián)酋、沙特阿拉伯和越南等 34個主要貿(mào)易伙伴國的農(nóng)產(chǎn)品出口額均來自聯(lián)合國 UNCOMTRADE數(shù)據(jù)庫。中國和印度對其主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口額分別占其農(nóng)產(chǎn)品出口總額的90%和80%以上，且主要貿(mào)易伙伴國分布在全球各大洲，在一定程度上能夠反映農(nóng)產(chǎn)品出口的總體情況。本文農(nóng)產(chǎn)品界定采用的是盧鋒、梅孝峰的農(nóng)業(yè)貿(mào)易產(chǎn)品分類方法。[19]各自變量(解釋變量)中，中國(印度)及其主要貿(mào)易伙伴國的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、人口規(guī)模、農(nóng)業(yè)增加值(根據(jù)農(nóng)業(yè)增加值占 GDP的比重計算而得)數(shù)據(jù)來自世界銀行世界發(fā)展指標(World Development Indicators)在線數(shù)據(jù)庫(www.worldbank.org)；中國和印度人均GDP以及其差值的絕對值數(shù)據(jù)根據(jù) GDP和人口規(guī)模計算而得；距離變量來源于地球在線(www.earthol.com)數(shù)據(jù)庫中貿(mào)易雙方首都之間的直線距離；WTO虛擬變量主要根據(jù)各國加入世貿(mào)組織的時間進行賦值，中國2001年加入WTO，貿(mào)易伙伴中越南、烏克蘭和俄羅斯分別是 2007、2008和 2011年加入 WTO。此外，比利時和南非缺失1996—1999年從中印進口農(nóng)產(chǎn)品的數(shù)據(jù)，這里以0.025代替①。

本文運用 Stata11.0軟件，采用最大似然估計模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型分別對面板數(shù)據(jù)進行回歸，結(jié)果顯示，Hausman檢驗接受固定效應(yīng)模型，但因距離變量不隨時間改變而無法進入模型，所以，本文采用最大似然估計模型和隨機效應(yīng)模型。

表1 中印對主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口回歸結(jié)果

2.回歸結(jié)果分析

中印農(nóng)產(chǎn)品出口主要貿(mào)易伙伴國最大似然估計模型和隨機效應(yīng)模型回歸結(jié)果(表 1)顯示：各變量符號與預(yù)期均一致，但中國與其主要貿(mào)易伙伴國之間農(nóng)業(yè)增加值、人均 GDP差值的絕對值以及WTO虛擬變量不顯著；印度與其主要貿(mào)易伙伴國之間人口規(guī)模變量不顯著。通過擬合優(yōu)度檢驗發(fā)現(xiàn)，解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣中，中印進出口 GDP規(guī)模、農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模和人口規(guī)模三個變量之間相關(guān)系數(shù)均大于 0.6，表明三個變量之間存在多重共線性。刪除線性相關(guān)的變量是解決多重共線性的方法之一，本文逐個刪除進出口國 GDP規(guī)模、農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模和人口規(guī)模等變量，以消除模型中的多重共線性。表 1還表明，最大似然估計模型和隨機效應(yīng)模型的估計結(jié)果相差不大，只是隨機效應(yīng)模型的卡方擬合統(tǒng)計量高于最大似然估計模型，因此，分析需在隨機效應(yīng)模型的基礎(chǔ)上進行檢驗與修正。筆者在逐個刪除具有共線性變量以確定最佳變量組合時發(fā)現(xiàn)：當刪除中國出口主要貿(mào)易伙伴國進出口 GDP規(guī)模而保留農(nóng)業(yè)增加值和人口規(guī)模時，模型中所有變量均顯著且符號與預(yù)期一致，只有常數(shù)項不顯著，常數(shù)項 z統(tǒng)計值為0.44；當刪除印度出口主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模變量后，大部分變量均顯著且系數(shù)符號與預(yù)期一致，但WTO虛擬變量符號與預(yù)期不一致且常數(shù)項不顯著，常數(shù)項 z統(tǒng)計值為-0.55。兩個模型回歸結(jié)果中常數(shù)項均不顯著，模型可能存在自相關(guān)和異方差。據(jù)此，為忽略異方差與自相關(guān)的影響，本文采用可行廣義最小二乘法進行回歸分析，結(jié)果見表2。

表2 消除多重共線性、異方差與自相關(guān)后的中印農(nóng)產(chǎn)品出口回歸結(jié)果比較

消除多重共線性和異方差影響后，最終進入中國農(nóng)產(chǎn)品出口主要貿(mào)易伙伴國模型的分別是農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模、人口規(guī)模、人均 GDP差值的絕對值、距離以及WTO虛擬變量；進入印度農(nóng)產(chǎn)品出口主要貿(mào)易伙伴國模型的分別是 GDP規(guī)模、人口規(guī)模、人均 GDP差值的絕對值及距離等變量，進入模型的變量及常數(shù)項均在 1%水平上顯著且符號與預(yù)期相符。

GDP規(guī)模和農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模對中印農(nóng)產(chǎn)品出口額均產(chǎn)生積極影響，但影響效應(yīng)不同。中國農(nóng)產(chǎn)品出口額主要受農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模影響，農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模每增長1%，中國農(nóng)產(chǎn)品出口額增長0.643%；經(jīng)濟規(guī)模是印度農(nóng)產(chǎn)品出口增長的重要推動力量，經(jīng)濟規(guī)模每增長 1%，印度農(nóng)產(chǎn)品出口額增長0.263%。人口規(guī)模也是推動中印農(nóng)產(chǎn)品出口額增長的重要因素，人口規(guī)模每增長 1%，中印農(nóng)產(chǎn)品出口額分別增長0.36%和0.468%。

中印農(nóng)產(chǎn)品出口模型中，人均 GDP差值的絕對值變量系數(shù)為正，違背了林德的需求相似論，體現(xiàn)了中印與其主要貿(mào)易伙伴國之間農(nóng)產(chǎn)品以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主的特點。這與孫林等實證研究結(jié)論一致，即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易具有特殊性，以產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易為主，其貿(mào)易額將隨著人均 GDP差異的擴大而擴大。[20]

中印與其主要貿(mào)易伙伴國間距離變量系數(shù)為負，且系數(shù)的絕對值較其他變量系數(shù)更大，說明距離因素是制約貿(mào)易額增長的最重要因素。中國和印度是近鄰，實證結(jié)論進一步凸顯了兩國間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量具有可觀的增長潛力和距離優(yōu)勢，雙邊自由貿(mào)易區(qū)建成后農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易將會迎來更快的發(fā)展。

中國農(nóng)產(chǎn)品出口模型中WTO虛擬變量系數(shù)為正，表明WTO自由貿(mào)易政策對中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易產(chǎn)生了積極影響；而印度農(nóng)產(chǎn)品出口模型中，WTO虛擬變量不顯著，其可能原因是印度農(nóng)產(chǎn)品出口主要貿(mào)易伙伴國中只有中國、越南、烏克蘭和俄羅斯分別于2001、2007、2008和2011年加入世貿(mào)組織，相應(yīng)的貿(mào)易數(shù)據(jù)不足以對整個回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。

3.貿(mào)易潛力測算

貿(mào)易引力模型的回歸結(jié)果可以模擬理論或自然狀態(tài)下一國的潛在出口額，如果將該國的實際出口貿(mào)易額與潛在出口額進行比較，則可測算一國的貿(mào)易潛力。即Yij/Yij=A，若A的取值大于 1，則稱為貿(mào)易過度，相反，則稱為貿(mào)易不足。[21]本文利用表2回歸結(jié)果進一步對2010年中國和印度農(nóng)產(chǎn)品出口額進行模擬，得到中印對主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口潛力表(表3)。

表3 中印對主要貿(mào)易伙伴國農(nóng)產(chǎn)品出口潛力 萬美元

續(xù)表

表3顯示了中國和印度對其主要貿(mào)易伙伴國的貿(mào)易潛力(具體分析時剔除了異常的貿(mào)易潛力值，包括中國對南非的潛力39.82及印度對越南的潛力28.30)。按照貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟發(fā)展程度，本文將中國的31個貿(mào)易伙伴國劃分為16個發(fā)達國家和15個發(fā)展中國家，發(fā)現(xiàn)中國對發(fā)達國家農(nóng)產(chǎn)品平均貿(mào)易潛力為 1.51，呈貿(mào)易過度狀態(tài)，而對發(fā)展中國家平均貿(mào)易潛力為 0.92，呈貿(mào)易不足狀態(tài)；同時，本文將印度的33個貿(mào)易伙伴國劃分為17個發(fā)達國家和 16個發(fā)展中國家，發(fā)現(xiàn)印度對發(fā)達國家和發(fā)展中國家農(nóng)產(chǎn)品出口均呈貿(mào)易過度狀態(tài)，并且對發(fā)展中國家的平均貿(mào)易潛力值(1.90)大于對發(fā)達國家的平均貿(mào)易潛力值(1.03)。由此可見，中印兩國對主要貿(mào)易伙伴國貿(mào)易潛力呈現(xiàn)出不同的特點，中國農(nóng)產(chǎn)品在發(fā)展中國家市場上具有較大潛力。本文進一步按照貿(mào)易伙伴國的地理區(qū)位將中印貿(mào)易伙伴分別歸為亞洲、歐洲、美洲、非洲及大洋洲進行考察。發(fā)現(xiàn)中國對五個地區(qū)的平均貿(mào)易潛力分別為 0.75、1.67、1.53、0.77和 1.91，表明中國對歐洲、美洲以及大洋洲出口過度，對亞洲及非洲出口不足；同時，發(fā)現(xiàn)印度對五個地區(qū)的平均貿(mào)易潛力分別為 1.93、0.99、1.10、1.83以及 0.93，表明印度對亞洲、美洲及非洲出口過度，對歐洲及大洋洲出口不足，并且從數(shù)值大小可以看出，中國在亞洲及非洲市場潛力巨大。最終考察中印對 29個共同的貿(mào)易伙伴國的平均貿(mào)易潛力，研究發(fā)現(xiàn)中印兩國在其中 15個市場上同時表現(xiàn)出出口不足或出口過度，而在剩余的 14個市場上則出現(xiàn)了差異。

四、結(jié)論及啟示

由以上的分析結(jié)果可以看出，近年來中國和印度農(nóng)產(chǎn)品出口額迅速增長，出口對象遍及全球各大洲，地理距離、經(jīng)濟規(guī)模、人口規(guī)模、需求結(jié)構(gòu)和政策環(huán)境是影響中印兩國農(nóng)產(chǎn)品出口的重要因素。各因素對中印兩國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響程度不同，影響中國農(nóng)產(chǎn)品出口的因素按系數(shù)大小依次為地理距離、農(nóng)業(yè)增加值規(guī)模、WTO自由貿(mào)易政策、人口規(guī)模和需求結(jié)構(gòu)差異；而影響印度農(nóng)產(chǎn)品出口的因素按系數(shù)大小依次為地理距離、需求結(jié)構(gòu)差異、人口規(guī)模和 GDP規(guī)模。地理距離是制約中印兩國農(nóng)產(chǎn)品出口的首要因素，從貿(mào)易成本角度考慮，中國和印度作為農(nóng)產(chǎn)品出口大國和近鄰，應(yīng)該通過區(qū)域經(jīng)濟合作，強化雙邊貿(mào)易并開拓周邊國家市場，降低農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易運輸成本。實證結(jié)果還表明，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易的特性決定了其不會遵循林德需求相似論的規(guī)律，相反，其貿(mào)易額將隨著兩國之間需求結(jié)構(gòu)差異的擴大而擴大。中印兩國均為人口大國，需求結(jié)構(gòu)差異比較大，兩國間農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易流量會隨著兩國需求結(jié)構(gòu)的變動進一步增長。

中印兩國對其主要貿(mào)易伙伴國出口潛力存在差異。在發(fā)展中國家市場上，中國農(nóng)產(chǎn)品出口呈現(xiàn)出“貿(mào)易不足”的現(xiàn)象。近年來中國農(nóng)產(chǎn)品在歐盟、美國和日本等發(fā)達國家市場頻頻遭遇技術(shù)、環(huán)境標準以及反傾銷等非關(guān)稅貿(mào)易壁壘，[1]發(fā)展中國家市場尤其是亞洲及非洲的發(fā)展中國家理應(yīng)成為中國農(nóng)產(chǎn)品出口深入耕耘的潛力空間。中國應(yīng)該積極開拓周邊發(fā)展中國家市場，加大與印度、東盟等國家和地區(qū)的貿(mào)易合作，特別是要在與東盟建成自由貿(mào)易區(qū)的基礎(chǔ)上，積極推動中印自由貿(mào)易區(qū)的談判與建立。

注釋：

① 目前貿(mào)易零值問題是研究的熱點，但本文中貿(mào)易額為零的情況只占樣本的極小部分，所以并未處理，而是借鑒盛斌，廖明中(2004)，孫林(2008)的方法，統(tǒng)一取0.025。

[1]朱 晶，陳曉艷.中印農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易互補性及貿(mào)易潛力分析[J].國際貿(mào)易問題，2006(1)：40-46.

[2]姜 鴻，張藝影，彭劍軍.中國—印度自由貿(mào)易協(xié)定農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅減讓策略——基于產(chǎn)業(yè)安全與貿(mào)易平衡協(xié)調(diào)模型的分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2010(6)：8-12.

[3]陳曉艷，朱 晶.中印農(nóng)產(chǎn)品出口競爭關(guān)系分析[J].世界經(jīng)濟研究，2006(4)：52-58.

[4]王 川，趙俊曄，王 克.基于引力模型的中印自由貿(mào)易區(qū)對雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響分析[J].中國食物與營養(yǎng)，2009(3)：36-38.

[5]Tinbergen J.Shaping the World Economy：Suggestion for an International Economic Policy [M].New York：The Twentieth Century Fund，1962.

[6]Poyhonen P.A Tentative Model for the Flows of Trade between Countries [J].Welwirtschaftliches Archiv，1963(90)：93-99.

[7]史朝興，顧海英.貿(mào)易引力模型研究新進展及在中國的應(yīng)用[J].財貿(mào)研究，2005(3)：27-32.

[8]史朝興，顧海英，秦向東.引力模型在國際貿(mào)易中應(yīng)用的理論基礎(chǔ)研究綜述[J].南開經(jīng)濟研究，2005(2)：39-44.

[9]張海森，謝 杰.中國—東歐農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易：基于引力模型的實證研究[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2008(10)：45-53.

[10]孫 林.中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易流量及潛力測算——基于引力模型的實證分析[J].經(jīng)濟學家，2008(6)：70-76.

[11]帥傳敏.基于引力模型的中美農(nóng)業(yè)貿(mào)易潛力分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2009(7)：21-32.

[12]屈四喜.中國對東盟農(nóng)產(chǎn)品出口的影響因素分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2011 (3)：119-125.

[13]郭 芳，王詠紅，高 瑛.技術(shù)壁壘影響中國水產(chǎn)品出口的實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2007(11)：45-51.

[14]董銀果.SPS措施影響中國水產(chǎn)品貿(mào)易的實證分析——以孔雀石綠標準對鰻魚出口影響為例[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2011(2)：43-51.

[15]高 穎，田維明.基于引力模型的中國大豆貿(mào)易影響因素分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2008 (1)：27-33.

[16]崔 燕，穆月英，李秉龍.我國羊肉貿(mào)易及國際競爭力影響因素分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2009 (10)：94-99.

[17]Bergstrand J.The Generalized Gravity Equation，Monopolistic Competition，and the Factor-Proportions Theory in International Trade [J].Review of Economics and Statistics，1989(71)：143-153.

[18]史朝興，顧海英.我國蔬菜出口貿(mào)易流量和流向——基于行業(yè)貿(mào)易引力模型的分析[J].新疆大學學報：哲學·人文社會科學，2005 (5)：5-8.

[19]盧 鋒，梅孝峰.我國“入世”農(nóng)業(yè)影響的省區(qū)分布估測[J].經(jīng)濟研究，2001(4)：67-73.

[20]孫 林，譚晶榮，宋海英.區(qū)域自由貿(mào)易安排對國際農(nóng)產(chǎn)品出口的影響：基于引力模型的實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010(1)：74-82.

[21]盛 斌，廖明中.中國的貿(mào)易流量與出口潛力：引力模型的研究[J].世界經(jīng)濟，2004(2)：3-12.