侯俊燕

（青島理工大學(xué)，山東青島266520）

HOU Jun-yan

（Qingdao science and Technology University，Qingdao 266520，China）

中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的實證研究

侯俊燕

（青島理工大學(xué)，山東青島266520）

中韓兩國自建交以來，雙邊貿(mào)易發(fā)展迅速，其中農(nóng)產(chǎn)品更是兩國貿(mào)易的重要組成部分。通過借助顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力進(jìn)行實證分析，找出中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的變化趨勢與特點；而后通過向量誤差修正模型分析技術(shù)研發(fā)因素、市場需求因素、外國直接投資因素及匯率因素四者對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的影響效果，找出中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品競爭力變化的具體原因，從而真正找出提升中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品競爭力的相關(guān)政策建議。

中韓農(nóng)產(chǎn)品；顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)；向量誤差修正模型

引言

由于世界人口的增加、食品消費需求的升級以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化的推進(jìn)，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易始終在各國貿(mào)易中占據(jù)重要地位。中國作為韓國的第一大貿(mào)易伙伴，2015年，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額已高達(dá)42.65億美元。因此，筆者將借助國際競爭力衡量指標(biāo)及向量誤差修正模型分析中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的變動情況及影響因素，從而找出提升中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口競爭力的針對性建議。

目前，眾多學(xué)者通過運用各種國際競爭力的衡量指標(biāo)研究了中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易競爭力。帥傳敏（2003）運用恒定市場份額模型及顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)對中國農(nóng)產(chǎn)品的國際競爭力進(jìn)行了定量與定性的分析，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)產(chǎn)品競爭力總體呈下降態(tài)勢，勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢較強，深加工型農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢顯著增強。但其未針對具體國家進(jìn)行研究。米軍（2012）通過運用市場占有率及比較優(yōu)勢指數(shù)等相關(guān)指標(biāo)對中韓農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易模式及競爭力進(jìn)行了量化分析，發(fā)現(xiàn)中國農(nóng)產(chǎn)品在韓國市場上具有較強的競爭力。但其研究時間段較短，難以準(zhǔn)確分析并預(yù)測中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展趨勢及特點。王元彬（2014）利用恒定市場份額模型對中韓農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素進(jìn)行了比較分析，發(fā)現(xiàn)中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的競爭力呈增強趨勢。但其僅將競爭力效應(yīng)作為影響因素之一，并未對其本身進(jìn)行深入剖析。李明權(quán)（2010）、薛坤（2016）均采用了靜態(tài)與動態(tài)的產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易指數(shù)對中韓農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)中韓產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平較低，且以垂直型為主。但其皆未對影響貿(mào)易競爭力的具體因素進(jìn)行深入分析。因此，筆者將運用1995—2015年的中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，借助傳統(tǒng)國際競爭力衡量指標(biāo)與計量模型相結(jié)合的方式，分析中國對韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的變動情況，并進(jìn)一步分析影響競爭力的具體因素。

一、中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的理論分析

（一）理論基礎(chǔ)

貿(mào)易競爭力是指一個國家或地區(qū)可貿(mào)易的本國產(chǎn)品、產(chǎn)業(yè)以及從事貿(mào)易的企業(yè)在向本國開放的外國市場上所具有的開拓、占據(jù)其他市場并獲得利潤的能力。亞當(dāng)·斯密認(rèn)為，貿(mào)易競爭力來源于絕對成本優(yōu)勢；大衛(wèi)·李嘉圖認(rèn)為，貿(mào)易競爭力來源于相對成本優(yōu)勢；赫克歇爾和俄林認(rèn)為，資源稟賦的差異也是貿(mào)易競爭力的重要來源；而波斯納、弗農(nóng)和威爾士均認(rèn)為，技術(shù)條件是貿(mào)易競爭力的重要影響因素。

（二）衡量指標(biāo)

目前，國際上有眾多貿(mào)易競爭力的衡量指標(biāo)，本文運用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA)對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力進(jìn)行測度。

它是指一國或地區(qū)某種商品出口額占其出口總值的份額與世界出口總額中該類商品出口額所占份額的比率，其公式為：

其中，Eij代表著i國對世界市場出口產(chǎn)品j的貿(mào)易額，Ei代表著i國對世界市場的總出口貿(mào)易額，Wj代表著世界市場中產(chǎn)品j的總出口貿(mào)易額，W代表著世界市場所有產(chǎn)品的出口貿(mào)易總額。當(dāng)RCA＞1時，表明該類產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢，且值越大，競爭力越強；當(dāng)RCA＜1時，表明該類產(chǎn)品不具備比較優(yōu)勢，且值越小，比較劣勢越強，競爭力越弱。

基于1995—2015年中韓及世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的相關(guān)數(shù)據(jù)，得中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)，如圖1所示。

圖1 中國對韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)

從圖1可得，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)整體上呈先升后降的態(tài)勢。21年間，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)始終大于1，表明中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢與競爭力。1995—2003年，該指數(shù)持續(xù)攀升，2003年達(dá)到頂峰2.64，這與該時期中韓貿(mào)易環(huán)境的改善有著密切聯(lián)系；由于中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易順差持續(xù)擴大，韓國采取了一系列貿(mào)易保護(hù)政策，因此自2004年起，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)開始下降，2008年后變化幅度變小，呈現(xiàn)平穩(wěn)態(tài)勢。

二、實證分析

（一）模型構(gòu)建

眾所周知，技術(shù)研發(fā)、市場需求、外國直接投資及匯率都對貿(mào)易競爭力有著重要影響，故本文將選取四者為影響因素進(jìn)行實證分析，從而確定貿(mào)易競爭力提升的內(nèi)在機理。因變量貿(mào)易競爭力將用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）表示，自變量分別為研究與開發(fā)的投入（R&D）、中國相對于韓國的人均收入（GDP）、外國直接投資（FDI）及匯率（ER）表示，即：

由于各變量的計量單位不同，本文將對各變量取對數(shù)處理，將其均變?yōu)闊o量綱進(jìn)行統(tǒng)一測算，即：

（二）數(shù)據(jù)說明

本文采用1995—2015年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力影響因素的分析。中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)（RCA）的數(shù)值已經(jīng)在上文由聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)計算得出，中國研究與開發(fā)投入（R&D）的數(shù)據(jù)由歷年中國統(tǒng)計公報整理而得，中國相對于韓國的人均收入（GDP）來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，韓國對華直接投資（FDI）取自韓國進(jìn)出口銀行，中韓匯率（ER）由貨幣基金組織數(shù)據(jù)庫整理得到。本文借助了Stata軟件對上述數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析。

（三）結(jié)果分析

1.單位根檢驗

本文的數(shù)據(jù)為時間序列，進(jìn)行單位根檢驗可以判斷其是否為平穩(wěn)時間序列，從而避免回歸分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。我們采用了ADF檢驗法對數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，結(jié)果如表1所示。

表1 ADF檢驗結(jié)果

由表可知，對于所有的序列，在5%的顯著水平上均無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，即為不平穩(wěn)序列；而進(jìn)行一階差分后，所有的變量在5%的顯著水平上均可拒絕存在單位根的原假設(shè)，即為平穩(wěn)序列。而該模型中所有的變量序列皆為I（1），滿足了進(jìn)行協(xié)整分析的前提。

2.協(xié)整分析

協(xié)整的基本思想為，如果多個單位根序列擁有“共同的隨機趨勢”，則可以對這些變量做線性組合而消去此隨機趨勢。作為正式的協(xié)整檢驗，Engle和Granger（1987）提出了“EG-ADF檢驗”。筆者將使用Johansen的MLE方法估計該系統(tǒng)的向量誤差修正模型，結(jié)果如下。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

該協(xié)整方程表明，我國研究與開發(fā)投入、中國相對于韓國的人均收入、韓國對華直接投資、中韓匯率以及中國對韓農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。具體而言，從長期看來，我國研究與開發(fā)投入、中國相對于韓國的人均收入、韓國對華直接投資及中韓匯率每增加1%，就會引致中國對韓農(nóng)產(chǎn)品的顯示性比較優(yōu)勢分別增加0.5422%、3.2294%、0.2741%、0.4511%，其中中國相對于韓國的人均收入的影響最大，而韓國對華直接投資的作用較小。

究其原因，中國研究與開發(fā)投入的增加，有利于國內(nèi)技術(shù)的進(jìn)步，從而提升出口農(nóng)產(chǎn)品的競爭力。而中國相對與韓國的人均收入不斷增長且差距持續(xù)縮小，致使中國國內(nèi)市場需求規(guī)模不斷擴大，對先進(jìn)技術(shù)與設(shè)備的購買力持續(xù)增強，有力提升了我國農(nóng)產(chǎn)品的附加值與競爭力。同時，韓國對華直接投資的增長不僅為中國農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)提供了大量的資金支持，也帶來了先進(jìn)的管理制度與技術(shù)經(jīng)驗，因此，也促進(jìn)了中國農(nóng)產(chǎn)品出口的競爭力。此外，中韓匯率上升，人民幣升值，表明中國的國際地位與綜合國力的進(jìn)一步增強，從而為中國農(nóng)產(chǎn)品的出口創(chuàng)造了良好國際環(huán)境。

三、結(jié)論與建議

本文借助1995—2015年中韓的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的變動情況及影響競爭力的具體因素進(jìn)行實證分析。

第一，通過顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)的測度發(fā)現(xiàn)，中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力始終保持較大值，且與中韓雙邊貿(mào)易發(fā)展態(tài)勢相契合，呈現(xiàn)先升后降的趨勢。

第二，通過技術(shù)、市場需求、外國直接投資及匯率四大因素對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的影響進(jìn)行計量研究發(fā)現(xiàn)，四者均對中國對韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力的增強有正向促進(jìn)作用，其中市場需求的效果最明顯，而外國直接投資的作用最小。

根據(jù)上述結(jié)論，筆者提出了促進(jìn)中國對韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力增長的對策建議。

第一，增加居民人均收入，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。增強綜合國力，改善國民消費能力，從內(nèi)需角度推動企業(yè)的轉(zhuǎn)型，發(fā)揮市場需求對出口競爭力的正向拉動作用。

第二，加大科研投入。我國應(yīng)增加對農(nóng)業(yè)的科技研發(fā)投入，培育優(yōu)質(zhì)品種。同時，加快農(nóng)業(yè)科技與專利向生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化，發(fā)揮“科技是第一生產(chǎn)力”的作用，增強競爭力。

第三，改善外商投資環(huán)境。通過提供有力的政策支持、簡化外商投資手續(xù)等，繼續(xù)吸引外國資金、技術(shù)與經(jīng)驗，從而發(fā)展本國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，增強中國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力。

第四，深化外匯匯率改革。加快人民幣匯率改革步伐，為中國對外貿(mào)易創(chuàng)造有利的國際環(huán)境。此外，加快推進(jìn)人民幣國際結(jié)算進(jìn)程，為中國農(nóng)產(chǎn)品出口提供有力支撐。

[1]帥傳敏，程國強，張金隆.中國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的估計[J].管理世界，2003，（1）：97-103，153.

[2]米軍，袁黎霞.中國與東北亞主要國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力實證分析[J].財經(jīng)問題研究，2012，（8）：92-98.

[3]王元彬，鄭學(xué)黨.中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長特質(zhì)及影響因素研究[J].國際貿(mào)易問題，2014，（10）：88-98.

[4]李明權(quán)，韓春花.中日韓農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易實證分析——兼論對三國FTA的影響[J].農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010，（6）：126-129.

[5]薛坤，張吉國.中韓農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易水平實證分析[J].對外經(jīng)貿(mào)，2016，（1）：14-16，32.

An em piricalstudy on trade com petitiveness of China to the Korea agriculturalproducts

China and South Korea since the establishmentofdiplomatic relations,bilateral trade has developed rapidly,which is an importantpartofagriculturalproducts trade between the two countries.Bymeans of the revealed comparative advantage index of trade competitiveness ofagriculturalproducts between China and South Korea to carry on the empiricalanalysis,find out the trends and characteristicsof Chinese hanguonong products trade competitiveness;then bymeansof vector error correctionmodelanalysisof technology development factors,marketdemand factors,impacton the trade competitiveness ofagricultural products and the effectof foreign direct investmentand exchange rate factors of the four factors,find out the specific reasons for the change of Chinese hanguonong so as to enhance the competitiveness ofproducts,to really find outChinese related policies on nationalagriculturalproduct competitiveness.

China and South Korea agricultural products;comparative advantage index;vector error correctionmodel

HOU Jun-yan

（Qingdao science and Technology University，Qingdao 266520，China）

F752

A

1673-291X（2016）23-0157-03

【責(zé)任編輯 李 楠】

2016-08-15

侯俊燕（1992-），女，山東煙臺人，碩士研究生，從事國際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易研究。