楊逢珉 韋靈慧

文章編號：1001-148X（2016）11-0082-09

摘要：基于貿易產品二元邊際的分解和VAR模型的理論框架，本文對中國農產品1995-2014年出口印度尼西亞市場的貿易額結構性因素進行實證分析，發(fā)現(xiàn)在中國農產品出口印度尼西亞市場的增長變化中起主要推動作用的是擴展邊際，固定貿易成本對擴展邊際有顯著作用；印尼經濟規(guī)模對二元邊際的作用方向不相同，而多變阻力對增加二元邊際的作用較小。因此，為了擴大農產品對印尼的出口額，中國需提高農產品質量、完善農產品出口結構、發(fā)揮農產品比較優(yōu)勢等，以增強中國農產品在印尼市場的競爭力。

關鍵詞：中印農產品貿易；二元邊際；向量自回歸

中圖分類號：F8314文獻標識碼：A

收稿日期：2016-07-11

作者簡介：楊逢珉（1955-），女，蘭州人，華東理工大學商學院教授，博士生導師，經濟學博士，研究方向：國際貿易；韋靈慧（1993-），女，合肥人，華東理工大學商學院研究生，研究方向：國際貿易。

2016年是中國與東盟建立對話關系25周年，中國-東盟自貿區(qū)建設也進入后自貿區(qū)時代。作為海上鄰邦的中國和印度尼西亞正在建立全面的戰(zhàn)略合作伙伴關系，印尼政府于2014年提出建設“全球海洋支點”戰(zhàn)略，并致力于對接中國的“21世紀海上絲綢之路”戰(zhàn)略。在中國與印尼的海洋戰(zhàn)略對接中，中國獨特的資金與技術優(yōu)勢有助于推動印尼的“全球海洋支點戰(zhàn)略”，印尼憑借優(yōu)越的地理位置和豐富的自然資源成為中國建設“海上絲綢之路”的重要伙伴。政治安全、經濟合作以及社會人文是統(tǒng)籌中國與印尼合作的“三駕馬車”，而貿易又是兩國加強經濟合作的重要環(huán)節(jié)，并為中國與印度尼西亞的合作提供新的契機。

一、中-印尼雙邊農產品貿易現(xiàn)狀

作為亞洲地區(qū)的兩個大國，中國和印尼具有資源豐富、人口眾多、市場廣闊等共同特點，農產品雙邊貿易成就令人矚目。中國與印度尼西亞邦交正常化以來，兩國貿易不斷發(fā)展，中國與印度尼西亞的進出口總額由1995年的3485億美元增加至2014年的63555億美元，尤其是2004年“早期收獲計劃”實施之后，貿易額快速增加。其中，受國際金融危機影響，中國與印尼的進出口總額由2008年的31516億美元下降至2009年的28384億美元，貿易額下降2132億美元，但中國與印尼的進出口總額呈增長趨勢；與此同時，兩國的農產品貿易額也在不斷增加，由1995年的432億美元增加至2014年的6464億美元，年均增長699%。由于2002年提出建設中國-東盟自由貿易區(qū)，中國與印度尼西亞的農產品貿易額在2003年突破10億美元，達1080億美元。

然而，兩國農產品貿易所占比重較小，中國對印尼的農產品貿易額占總貿易額的比重20年間一直維持在10%左右，占比較小且無明顯波動，僅在1999年占比達到最高為1618%，具體如圖1所示。在農產品出口方面，中國對印尼的農產品出口占總出口的比重呈波動下降的趨勢，由1995年的1873%下降至2014年的464%；在農產品進口方面，中國對印尼的農產品進口與總進口的比重波動上升，由1995年797%增加至1899%，農產品的進口規(guī)模占比擴大，中國在2003年之后從印尼的農產品進口額占比趕超農產品出口額占比，主要是因為中國廣闊的消費市場增加了對印尼特定農產品的需求，出口和進口的共同作用使中國與印尼的農產品貿易規(guī)模一直在10%左右波動，沒有明顯變化。

相對于貿易額的迅速增長，中國與印尼之間的農產品貿易結構①具有一定互補性，具體如圖2所示。1995-2014年，中國對印尼出口的農產品主要集中于植物產品，占比維持在50%左右，其次是食品、飲料酒和醋、煙草及煙草替代品的制品，占比約為30%，活動物、動物產品和動、植物油、脂及其分解制品精制的食用油脂、動、植物臘僅占很小的比重。其中，動、植物油、脂及其分解制品精制的食用油脂、動、植物臘的比重20年來一直未超過1%。

從中國從印度尼西亞進口的農產品結構來看（見圖3），中國1995-2014年從印尼進口的動、植物油、脂及其分解產品，精制的食用油脂、動、植物臘一直占據著絕對比例，且占比呈不斷上升趨勢，由1995年的4281%增加至2014年的8047%。中國從印尼進口的其余三類農產品均占很小的比重，2014年的比重分別為575%、700%、681%。具體來說，中國從印尼進口的植物產品占比20年來減少了2268%。中國從印尼進口的食品、飲料酒和醋、煙草及煙草替代品的制品及活動物、動物產品占比自2000年之后均不及10%?？傮w上看，中國從印尼進口的農產品結構單一，雖然進口的農產品結構不進合理，但反映了中國的需求狀況。

結合圖2和圖3可以看出中國對印尼主要出口谷物、食用水果和蔬菜等農作物，從印尼主要進口動植物油及脂、魚及水產、編結用植物材料等，中國與印度尼西亞的農產品貿易除活動物、動物產品外存在一定的互補性，主要原因在于兩國的農作物種植優(yōu)勢及消費市場的需求。因此，兩國可充分發(fā)揮此優(yōu)勢，不斷擴大雙邊農產品貿易。

顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）可用于衡量一國產品或產業(yè)在國際市場上的競爭力，能夠判定一國的哪些產品或產業(yè)具有出口競爭力。本文在此基礎上對公式進行一些改變，以表示中國農產品在印度尼西亞市場中的出口競爭力，公式為：

RCAij=Xij/XtjXiw/Xtw

其中Xij為中國對印尼出口產品i的出口額，Xtj為中國對印尼的總出口額，Xiw為世界對印尼出口產品i的出口額，Xtw為世界對印尼的總出口額。當RCA>1時，表明此產品在印尼市場上具有比較優(yōu)勢和一定的競爭力；反之，則表明在印尼市場上的國際競爭力較弱。當RCA值接近1時，表明沒有相對優(yōu)勢或相對劣勢。

表1的第一列顯示的是中國對印尼出口的農產品總額的RCA指數(shù)，后四列是將24章農產品分為四大類后計算得到的RCA指數(shù)。可以得到RCA指數(shù)由1995年的204減少至2014年的047，隨著其他國家與印尼農產品貿易的不斷發(fā)展，中國農產品在印尼市場的競爭力明顯減弱。受國際金融危機和中國-東盟自由貿易區(qū)建設的影響，RCA指數(shù)小幅度上升，但依然小于1，整體競爭力較弱。從農產品的具體分類來看，植物產品和動、植物油、脂及其分解產品，精制的食用油脂、動、植物臘的競爭力明顯弱于活動物、動物產品和食品、飲料、酒及醋、煙草及煙草替代品的制品。

二、基于二元邊際的VAR實證分析

貿易增長的二元邊際將微觀經濟學中的結構性分解方法和Melitz（2003）為代表的新新貿易理論結合起來，主要用于分析貿易流量變動的結構性，可將其分解為“集約邊際”和“擴展邊際”，從一個全新的角度研究貿易增長的方式。

（一）中國對印尼農產品出口的二元邊際分析

在Melitz（2003）研究的基礎上，錢學鋒和熊平（2010）對1995-2005中國出口增長的二元邊際及其影響因素進行分析，從產品角度界定二元邊際。本文借鑒此方法，將中國對印度尼西亞農產品出口的二元邊際分解為擴展邊際（EM）和集約邊際（IM）。其中，擴展邊際指過去沒有出口的農產品進入新的市場，即出口農產品種類的增加；集約邊際指原出口農產品在單一方向上量的擴張，及出口農產品數(shù)量上的增加。

圖4為中國農產品對印度尼西亞出口的二元邊際分解，從中可以看出中國出口印度尼西亞農產品的擴展邊際1995年至2014年波動起伏較大，而集約邊際一直較為平穩(wěn)，且擴展邊際一直高于集約邊際，這說明擴展邊際在中國對印度尼西亞的農產品出口中起主導作用。具體而言，1995-2003年中國農產品對印尼出口的擴展邊際由1995年的03971增加至2003年的09222，并在1999年存在一個峰值09029，此峰值的出現(xiàn)可能受東南亞金融危機之后中國相關政策的影響。2003-2008年，擴展邊際一直圍繞08小幅度波動，2008年之后受國際金融危機影響，擴展邊際出現(xiàn)較大幅度下降，由2008年08666減少至2012年的05475。近三年受中國-東盟自由貿易區(qū)及兩國加強合作的推動，擴展邊際逐漸增加，2014年達07444。與擴展邊際的劇烈波動相反，中國農產品對出口的集約邊際一直在01至02范圍內波動，除1996-2000年、2005-2007年、2008-2011年、2012-2014年出現(xiàn)小幅上升外，其余年份均出現(xiàn)微弱下降。

綜上可得產品種類的擴張在中國擴大對印度尼西亞農產品出口中的貢獻呈增加趨勢，而單一方向產品數(shù)量增加的作用較小。因此，中國對印度尼西亞農產品出口中起主導作用的是擴展邊際，集約邊際的貢獻基本保持穩(wěn)定。

（二）變量引入及數(shù)據說明

向量自回歸（VAR）模型由西姆斯（CA Sims， 1980）提出，主要用于預測和分析隨機擾動系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，廣泛應用于經濟系統(tǒng)動態(tài)分析。本文主要采用向量自回歸（VAR）模型對相關變量進行計量，需要確定固定貿易成本（FC）、進口國經濟規(guī)模（GDPR）、農業(yè)生產率（EFI）、多邊阻力（MER）等解釋變量，數(shù)據來源均為世界銀行數(shù)據庫。

1.固定貿易成本FC。錢學鋒（2008）認為經濟自由度能夠很好地代表各國的固定貿易成本。本文采用的是The Heritage Foundation的出版物Index of Economic Freedom中的印度尼西亞得分作為固定貿易成本，估計固定貿易成本對二元邊際的影響為負。

2.進口國經濟規(guī)模GDPR。前人的研究文獻多采用GDP來代表各國的經濟規(guī)模，本文采用印度尼西亞的GDP衡量進口國的經濟規(guī)模。隨著進口國經濟規(guī)模的擴大、對農產品需求增加，預計經濟規(guī)模對二元邊際具有正的影響。

3.農業(yè)生產率EFI。本文采用中國的農業(yè)增加值來衡量農業(yè)生產率，估計農業(yè)生產率對二元邊際的影響為正。

4.多邊阻力MER。本文采用的多邊阻力主要根據中國和印度尼西亞的貿易數(shù)據及GDP計算得到，計算公式為：

ab=EabEbaEaaEbb

其中Eab指a國對b國的總出口，Eba指b國對a國的總出口，Eaa和Ebb分別指a、b兩國的國內總銷售，即a、b兩國的GDP與各自對世界總出口之差。根據以前的文獻研究，估計多邊阻力對集約邊際無正向作用，而對擴展邊際的作用為正。

（三）VAR實證分析

1.ADF單位根檢驗。在構建向量自回歸（VAR）模型前需對系統(tǒng)中的變量進行平穩(wěn)性檢驗，計量經濟中一般采用ADF檢驗方法對研究問題的相關數(shù)據進行單位根檢驗，以檢驗其平穩(wěn)性。為避免存在異方差現(xiàn)象，所有變量采用對數(shù)形式，本文分別對LNEM、LNIM、LNFC、LNGDPR、LNEFI和LNMER進行ADF檢驗，具體結果如表2所示。

從表2來看，在1%的顯著水平下，LNEM、LNIM、LNFC、LNGDPR、LNEFI和LNMER都不是平穩(wěn)的時間序列，而在5%的顯著水平下，LNEM的ADF檢驗值-2421517<-1960171，是平穩(wěn)的。所以，各變量在1%顯著水平上的時間序列都不平穩(wěn)。對它們的一階差分后的時間序列進行單位根檢驗后，發(fā)現(xiàn)除DLNEFI在1%和5%的顯著水平上不平穩(wěn)外，其余變量在1%和5%顯著水平上是平穩(wěn)的，即LNEM、LNIM、LNFC、LNGDPR和LNMER是一階單整。因此，在進行協(xié)整分析和構建VAR模型時將舍棄變量LNEFI而采用其他5個變量。

2.VAR模型滯后階數(shù)確定和穩(wěn)定性檢驗。在進行協(xié)整檢驗和構建VAR模型之前需要確定模型的滯后階數(shù)，主要有兩種方法——赤池信息準則（AIC）、施瓦茨（SC）準則確定和似然比統(tǒng)計量LR確定，以確定擴展邊際和集約邊際的各變量的滯后階數(shù)。表3和表4分別給出了各個指標的結果，其中每個統(tǒng)計量的最小滯后期用“*”標記。

表3和表4是利用EVIEWS72軟件Lag Structure中的各滯后準則來確定的，在顯示的結果中選擇帶“*”最多的那一行對應的階數(shù)就是最優(yōu)滯后階數(shù)，若兩欄“*”同樣多，即選擇AIC最小的那個滯后階數(shù)。據此，本文最終確定擴展邊際VAR和集約邊際VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)均為2。

在具有穩(wěn)定性的前提下，VAR模型是通過廣義脈沖響應函數(shù)和方差分解來分析兩個變量之間關系的。本文利用AR單位根檢驗來檢驗VAR模型的穩(wěn)定性，即所有特征根的倒數(shù)值都置于單位圓范圍內。檢驗結果如圖5（a）和圖5（b）所示，VAR模型中特征根的倒數(shù)值均落在單位圓內，說明兩個VAR模型均平穩(wěn)，滿足前提條件。

3.Johansen協(xié)整檢驗Johansen（1995）協(xié)整檢驗是基于VAR模型的一種檢驗方法，旨在驗證各個經濟變量之間是否存在穩(wěn)定的關系，其前提是所有變量必須為同階單整。LNEM、LNIM、LNFC、LNGDPR和LNMER都是一階單整的，本文將通過協(xié)整檢驗來判斷各變量間的長期均衡關系。前面得到兩個VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，則協(xié)整檢驗制定的滯后期為1。

表5和表6顯示的Johansen檢驗的結果，由表5可以看出擴展邊際VAR模型在5%的顯著性水平上，特征根跡檢驗拒絕不存在協(xié)整方程的原假設（6049118<4785613），接受了至多存在一個協(xié)整方程的原假設（2967141<2979707）。同理，由表6可以得到集約邊際VAR模型特征根跡檢驗接受了至多存在兩個協(xié)整方程的原假設（9096306<1549471），說明擴展邊際和集約邊際同固定貿易成本、印度尼西亞經濟規(guī)模、多邊貿易阻力均存在長期穩(wěn)定的均衡關系。其中，擴展邊際協(xié)整方程為LNEM=-5183042LNFC-0146565LNGDPR-0210671LNMER，集約邊際協(xié)整方程為LNIM=5765786LNFC+0213784LNGDPR-028850LNMER，兩個方程在5%的顯著性水平上均顯著。

根據協(xié)整方程可知：（1）固定貿易成本對擴展邊際與集約邊際的影響相反，固定貿易成本每增加1%，擴展邊際減少518%，集約邊際增加577%。因此，固定貿易成本越小，擴展邊際越大，而對集約邊際的擴大并無顯著作用，甚至會起到一定抑制作用。（2）印度尼西亞經濟規(guī)模對擴展邊際的影響為負，而對集約邊際的影響為正，主要是因為隨著印度尼西亞經濟規(guī)模的不斷擴大，對相關農產品的需求在增加，并提高了對農產品進入的要求，使得中國新的農產品進入印度尼西亞具有阻礙，而中國可以不斷增加原先農產品的出口。具體量化而言，印度尼西亞的經濟規(guī)模每提高1%，中國農產品對印尼出口的擴展邊際減少014%，而集約邊際提高021%。（3）多邊阻力對二元邊際的影響為負，這與已有文獻得出的結論有所不同，印度尼西亞與其他貿易伙伴的貿易成本的增加并不能擴大中國對印度尼西亞農產品出口的二元邊際。

4.脈沖響應函數(shù)分析。圖6（a）和圖6（b）分別顯示的是LNFC、LNGDPR、LNMER對LNEM和LNIM的廣義脈沖響應圖，解釋了VAR模型中一個變量的沖擊對其他內生變量的影響。從圖6（a）可以看出：（1）當在本期給FC一個正沖擊后，擴展邊際在第一期至第七期出現(xiàn)上下波動趨勢，并在第二期和第五期分別出現(xiàn)最大的負效應和最大的正效應，在此之后逐漸收斂。這說明FC在短期內對擴展邊際具有明顯的推動作用，但這種推動作用會越來越弱。（2）當在本期給GDPR一個正沖擊后，擴展邊際在短期內會劇烈波動，在第六期之后趨于穩(wěn)定，但一直維持負向效應，僅在第四期是正向效應，這與前面協(xié)整方程的分析一致。（3）對于MER對于擴展邊際的脈沖響應而言，本期給MER一個正向沖擊之后，擴展會在前五期內具有正向響應，并在第三期達到最大，從第六期開始之后便出現(xiàn)負向響應且趨于穩(wěn)定。

以擴展邊際角度分析，從圖6（b）可以看出：（1）當在本期給FC一個正向沖擊之后，集約邊際短期內會發(fā)生正向響應，但長期會發(fā)生負向響應，且FC對集約邊際的影響具有一定的滯后作用。（2）本期給GDPR一個正沖擊后，集約邊際的響應并無明顯波動，在第一期到第三期會出現(xiàn)負響應，之后便出現(xiàn)正響應，這說明印度尼西亞經濟規(guī)模對集約邊際有推動作用。（3）短期內給MER一個正的沖擊，集約邊際會發(fā)生較大地負響應，且會小幅度上下波動，這與前面的分析相似；長期來看，集約邊際的負向響應會轉變?yōu)檎蝽憫?，而多邊阻力的增加在短期內對集約邊際并無推動作用。

5.方差分解模型分析。方差分解模型的構建主要是為了分析每個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，以此來評價不同結構沖擊的重要性，具體參見表7和表8，方差分解的結果可以細化擴展邊際、集約邊際、固定貿易成本、印度尼西亞經濟規(guī)模與多邊阻力的動態(tài)變化中的相對重要性。具體分析可知擴展邊際在第一期只受自身波動的影響，固定貿易成本、印度尼西亞經濟規(guī)模和多邊阻力對擴展邊際的作用從第二期開始顯現(xiàn)，從第三期開始趨于穩(wěn)定，保持在70%左右，其中印度尼西亞經濟規(guī)模對擴展邊際的影響最為顯著，保持在30%左右，其次是多變阻力。從集約邊際的方差分解結果來看，集約邊際在第一期同樣只受自身波動的影響，從第二期開始受自身波動的影響逐漸減弱，其余三個影響因素的作用在增強。第四期之后，多邊阻力的影響程度基本在11%-12%，而固定貿易成本和印度尼西亞經濟規(guī)模的影響程度在逐漸增強，但均不超過10%。綜上所述，固定貿易成本、印度尼西亞經濟規(guī)模、多邊阻力對中國農產品擴大對印度尼西亞出口的二元邊際均有不同程度的影響。

三、擴大對印尼農產品出口的建議

在兩國海洋戰(zhàn)略對接的背景下，加強中國與印尼經濟合作和貿易往來是必然之舉。基于中國農產品對印度尼西亞出口二元邊際分解的VAR實證分析，得出如下建議。

1.發(fā)揮農產品互補優(yōu)勢，爭取獲得較大的比較利益。中國與印度尼西亞的農產品貿易具有明顯的互補優(yōu)勢，中國應加大對植物產品的技術投入，增加附加值，提高植物產品的出口競爭力，力爭擴大此類農產品對印尼的出口。此外，還應調整對印尼出口的農產品結構，重點培育那些具有明顯互補優(yōu)勢的農產品，不斷提高我國農產品在印尼市場的競爭力；與此同時，應充分利用國內、國際兩大市場，實現(xiàn)更大范圍內的農業(yè)資源配置，使中國農產品在印尼等國際市場中獲得更大的比較利益。

2.增加農產品出口種類，擴大市場份額。擴展邊際在擴大中國農產品對印尼的出口中起主要作用，且貢獻率越來越大，中國應充分發(fā)揮擴展邊際的作用，積極采用政策措施增加農產品的出口種類。一方面，可發(fā)揮中印尼高層經濟對話、中印尼農業(yè)聯(lián)委會機制等交流平臺的作用，為擴展農產品出口種類提供契機；另一方面，減小固定貿易成本對中國增加對印尼出口農產品的擴展邊際具有積極作用。中國可主動加強與印尼在運輸?shù)然A建設方面的合作，在一定程度上可減少兩國之間的貿易成本，固定貿易成本的減少可進一步推動雙邊農產品貿易，這也符合中國與印尼的海洋戰(zhàn)略對接。

3.注重農產品質量，提高競爭力。印尼的經濟規(guī)模與集約邊際呈正相關，而與擴展邊際呈負相關。隨著印度尼西亞經濟的不斷發(fā)展，對進口農產品的質量要求也越來越高，這既有利于中國農產品在單一方向上數(shù)量的增加，也極易帶來貿易摩擦。中國與印尼在不斷增進兩國經濟貿易關系和深化務實合作中尤其應對接農業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和策略，中國農產品生產經營者必須加大技術投入，增加農產品附加值，還應在種植、生產、加工、包裝、運輸?shù)雀鳝h(huán)節(jié)嚴格把關，提高中國出口印尼的農產品競爭力。

4.構建兩國戰(zhàn)略構想的著力點。中國的“21世紀海上絲綢之路”與印尼提出的“海洋全球支點”戰(zhàn)略都強調海上基礎設施的建設，兩國應積極加強兩國間的政策溝通和戰(zhàn)略交流，深化產業(yè)投資和重大工程方面的合作，推動海上基礎設施的建設，攜手打造“海洋發(fā)展伙伴”的親密關系③。

中國應抓住兩國共同建設海洋基礎設施的契機深入合作，拓寬中國在印度尼西亞市場關于農產品貿易方面的其他投資。中國可借助亞洲基礎設施建設銀行為兩國的農產品貿易提供便利的融資平臺，在兩國雙邊本幣互換協(xié)議執(zhí)行層面加強合作，并探討進一步擴大本幣結算規(guī)模，這在一定程度上對擴大中國農產品對印尼的出口具有積極的促進作用。

注釋：

①根據HS92分類，HS六分位編碼下的24章農產品分為四類：第一類是“活動物、動物產品”，包括第1至5章的農產品；第二大類是“植物產品”，包含第6至14章的農產品；第三大類是第15章的“動、植物油、脂及其分解產品，精制的食用油脂、動、植物臘”；第四大類主要指“食品、飲料、酒及醋、煙草及煙草替代品的制品”，包含第16至24章的農產品。

②表格顯示的是根據特征根跡檢驗的結果。

③“海洋發(fā)展伙伴關系”是由中國于2015年在中國和印尼關于加強兩國全面戰(zhàn)略伙伴關系聯(lián)合聲明中提出的，兩國提出此觀點基于中國提出的“21世紀海上絲綢之路”戰(zhàn)略和印尼提出的“海洋全球支點”戰(zhàn)略在海洋基礎設施建設方面擁有共同的契合點。

參考文獻：

[1]曹守峰，馬惠蘭.中國與印度尼西亞水果貿易特征及潛力分析[J].國際經貿探索，2011（9）.

[2]李磊.中國與印度尼西亞雙邊農產品貿易增長因素比較研究[J].企業(yè)家天地（理論版），2010（11）.

[3]劉新，劉偉，胡寶娣.財政社會保障支出與經濟增長：基于擴展VAR模型的分析[J].商業(yè)研究，2011（4）.

[4]劉宏，李述晟.DI對我國經濟增長、就業(yè)影響研究-基于VAR模型[J].國際貿易問題，2013（4）.

[5]錢學鋒.企業(yè)異質性、貿易成本與中國出口增長的二元邊際[J].管理世界，2010（1）.

[6]錢學鋒，熊平.中國出口增長的二元邊際及其因素決定[J].經濟研究，2010（1）.

[7]孫俊新.貿易增長的二元邊際研究述評[J].經濟問題探索，2014（1）.

[8]Hummels & Klenow. The Variety and Quantity of A Nations Exports[J].American Economic Review，2005（3）：704-722.

[9]Liapis. Changing Patterns of Trade in Processed Agricultural Processed Agricultural Products. OECD Food， Agriculture and Fisheries Working Paper No.47，2011.