籍丹寧　霍影　肖元浩

摘要 根據(jù)2002—2016年俄羅斯農產(chǎn)品進口數(shù)據(jù)，運用CMS模型對俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易波動進行了分析。結果表明：在第一階段俄羅斯農產(chǎn)品進口增加的主要影響因素是增長效應和市場結構效應，即國際經(jīng)濟因素與俄羅斯農產(chǎn)品進口市場結構合理是主要原因；而在進口額快速下降的第二階段，主要影響因素是產(chǎn)品引力效應和增長效應，俄羅斯“進口禁令”和世界需求萎縮是主要原因。

關鍵詞 農產(chǎn)品；進口貿易；影響因素；CMS模型；俄羅斯

中圖分類號 S-9 文獻標識碼 A 文章編號 0517-6611（2018）17-0210-04

Abstract According to the Russian agricultural product import data from 2002 to 2016， using the CMS model，we analyzed the fluctuation of import trade of Russian agricultural products.The results showed that in the first period， there were two main factors which are increasing effect and market structure effect influencing import increase of Russian agriculture. And in the second period， there were product gravity effect and increasing effect influencing import decrease， that means Russian “import ban” and global demand slumping were main reasons of decrease.

Key words Agriculture；Import；Influencing factors；CMS model；Russia

俄羅斯作為中國最重要的合作伙伴之一，近年來兩國在經(jīng)貿領域的發(fā)展不斷深化，2016年中俄進出口貿易額達到695.25億美元[1]，而農產(chǎn)品貿易領域作為經(jīng)貿合作中的重要領域，中俄的農產(chǎn)品貿易發(fā)展卻相對緩慢，且不斷有貿易摩擦發(fā)生。但是隨著中國“一帶一路”戰(zhàn)略的不斷推進，以及“中蒙俄經(jīng)濟走廊”的建設契機，中俄兩國農業(yè)合作前景廣闊[2]，兩國的農產(chǎn)品貿易仍然有進一步發(fā)展的巨大潛力與趨勢。2017年7月，中俄兩國確定將農業(yè)合作作為中俄經(jīng)濟合作的重要領域和新的亮點[3]。但縱觀俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易發(fā)現(xiàn)，2002—2016年俄羅斯農產(chǎn)品進口額出現(xiàn)較大的起伏。為了研究產(chǎn)生如此劇烈波動的原因，筆者運用CMS模型對俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易變動的影響因素進行實證分析。

1 俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易特征

1.1 俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易總體特征

俄羅斯雖然自然資源豐富，但是由于地理位置和氣候條件因素的影響，國內農產(chǎn)品的生產(chǎn)受到較大限制，農產(chǎn)品種類也不夠豐富[1]，40%以上的食品都需要進口來滿足國內需求，因此，俄羅斯仍需大量農產(chǎn)品進口[4]。

從表1可以看出，自2002—2016年俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易劃分為2個階段：第一階段是2002—2013年的增長期，總體上進口額呈穩(wěn)定增長，從98.32億美元增長到431.64億美元，僅在2009年出現(xiàn)下滑，這一期間的年均增長率為15.13%，而2009年進口額的短暫下滑主要是受全球經(jīng)濟危機影響，這一年世界農產(chǎn)品進口額也下降了11.55%；第二階段是2014—2016年的下降期[5]，受2014年俄羅斯“進口禁令”的影響，進口額從當年開始一路下滑到2016年248.99億美元，年均增長率為-15.71%。

1.2 俄羅斯農產(chǎn)品進口市場分布

以2014年8月俄羅斯頒布“進口禁令”為分界點，前后2個階段的進口市場分布出現(xiàn)較大變化。2014年以前，巴西始終是俄羅斯第一大進口來源國[6]，其他主要進口來源地有烏克蘭、白俄羅斯、美國、德國、荷蘭、中國、法國、土耳其；2014年以后，白俄羅斯位列第一，巴西退居第二，中國躍居第三大市場，從南美國家厄瓜多爾和巴拉圭，以及印尼進口的農產(chǎn)品數(shù)量增多，而原歐盟國家以及美國、烏克蘭的進口份額大幅減少。總體上，俄羅斯農產(chǎn)品進口市場分布雖然近年來有一定變化，但市場相對比較集中，前十大進口市場除個別年份之外占比都在50%以上，而2012—2014年雖然低于50%，但是也都保持在46%以上。

1.3 俄羅斯農產(chǎn)品進口產(chǎn)品結構

俄羅斯進口農產(chǎn)品種類集中在HS（2002版）編碼的14個產(chǎn)品類別上，占比達到86%以上。由表2可知，2002—2016年14類產(chǎn)品的具體構成上也呈現(xiàn)較大的變化，其中變化較大的幾類產(chǎn)品主要是肉及食用雜碎、食用水果、糖及糖食和油籽類、乳蛋蜂蜜等農產(chǎn)品。肉及食用雜碎從2002年的23.50%下降到2016年的9.16%，進口占比排名從第一退到第二；而食用水果類從2002年8.28%上升到2016年15.38%，躍居為第一大農產(chǎn)品進口類別；糖及糖食則從10.14%急劇下降到1.95%；油籽類的進口占比1.07%上升到6.71%，居第5位；乳蛋蜂蜜類農產(chǎn)品則從4.34%上升到8.58%。總體上，2002年進口的農產(chǎn)品集中度相對更高，肉及食用雜碎、糖及糖食、食用水果和煙草及其制品4個類別產(chǎn)品的進口量占到總量的50%，其余10類產(chǎn)品占進口總量的39%；而2016年進口農產(chǎn)品的類別集中度相對弱化了很多，排名居于前4的農產(chǎn)品進口量只占總量的40%，其余10類產(chǎn)品占46%，與2002年相比呈現(xiàn)分散化的特點和趨勢。

2 俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易的波動分析

2.1 CMS模型簡介

恒定市場份額模型，簡稱CMS模型，是由學者Tyszynski于1951年提出的，后經(jīng)多次修改和完善，成為國際貿易領域研究國際競爭力和貿易波動的重要模型之一[7]。該研究借鑒周力等[7]的二階分解進口CMS模型，構建俄羅斯進口農產(chǎn)品CMS模型。

模型第一層分解公式為：

式中，m表示俄羅斯農產(chǎn)品進口總額；S表示俄羅斯農產(chǎn)品進口在世界農產(chǎn)品進口市場上所占的比重；下標i和j分別代表進口的農產(chǎn)品種類和進口來源地；所以Si表示俄羅斯i類農產(chǎn)品進口總額占該產(chǎn)品世界進口總額的比重；Sj表示俄羅斯從j國進口農產(chǎn)品總額占世界從該國進口總額的比重；Sij表示俄羅斯從j國進口i類農產(chǎn)品總額占世界從該國進口i類農產(chǎn)品的比重；上標0和t分別代表基期和報告期；Δ表示從基期到報告期的變化額。

結構效應反映的是由于世界農產(chǎn)品整體進口需求變化所引致的俄羅斯農產(chǎn)品進口額的變化；引力效應反映的是由于俄羅斯農產(chǎn)品進口引力的變化（即俄羅斯消費市場對進口需求的變化）而引起的俄羅斯農產(chǎn)品進口額的變化；交叉效應則表示由于世界農產(chǎn)品進口需求變化與俄羅斯農產(chǎn)品進口引力變化的交互作用而引起的俄羅斯農產(chǎn)品進口的變化。

對模型進行第二層分解，結構效應分解為：

其中，增長效應反映的是俄羅斯農產(chǎn)品進口因世界農產(chǎn)品整體出口供給增長而導致的增長，正值表明世界農產(chǎn)品出口供給增加帶動了俄羅斯農產(chǎn)品的進口增長；負值則表明世界農產(chǎn)品整體供給減少導致俄羅斯農產(chǎn)品進口減少。市場結構效應反映俄羅斯農產(chǎn)品進口需求結構變化帶來的進口額的變化，正值說明俄羅斯比世界更加集中地進口增速較快的農產(chǎn)品種類；負值說明俄羅斯比世界更加集中地進口增速較為緩慢的農產(chǎn)品種類。市場結構效應反映由于俄羅斯農產(chǎn)品進口來源國市場結構變化而引起的進口額變化，正值說明俄羅斯比世界更加集中地從增速較快的市場進口農產(chǎn)品；負值說明俄羅斯比世界更加集中地從增速緩慢的國家進口農產(chǎn)品。結構交叉效應反映由于俄羅斯農產(chǎn)品進口的產(chǎn)品結構效應和市場結構效應兩者之間相互作用而引起的農產(chǎn)品進口額的變化。

整體引力效應反映俄羅斯農產(chǎn)品對世界整體出口市場引力的變化而帶來的俄羅斯農產(chǎn)品進口額的變化。產(chǎn)品引力效應反映俄羅斯對世界i類出口農產(chǎn)品引力的變化而帶來的俄羅斯農產(chǎn)品進口額變化。市場引力效應反映俄羅斯對世界上i類農產(chǎn)品出口市場引力變化而帶來的俄羅斯農產(chǎn)品進口額變化。

純二階效應說明由于俄羅斯農產(chǎn)品進口引力變化和世界農產(chǎn)品出口供給變化兩者之間交互作用而產(chǎn)生的俄羅斯農產(chǎn)品進口額的變化。正值說明俄羅斯農產(chǎn)品進口引力變化和世界農產(chǎn)品出口供給變化趨于一致，負值則代表相反。動態(tài)結構殘差說明由于俄羅斯農產(chǎn)進口結構變化和世界農產(chǎn)品出口結構變化二者之間交互作用而導致的俄羅斯農產(chǎn)品進口額的變化，正值表示俄羅斯農產(chǎn)品進口份額快速增長更集中于出口供給增長較快的世界市場上，負值則表示相反。

2.2 數(shù)據(jù)說明

關于農產(chǎn)品范圍的界定，目前并沒有統(tǒng)一的口徑，已有常見的農產(chǎn)品統(tǒng)計口徑主要有SITC編碼和HS編碼，其中HS編碼側重于貿易口徑，SITC編碼偏重于生產(chǎn)口徑[8]?；谠撗芯磕繕?，采用HS2002版。HS分類方法第1～24章涵蓋了絕大部分農產(chǎn)品，統(tǒng)計口徑相對比較簡單，且因俄羅斯在這24章之外進口的農產(chǎn)品相對數(shù)量較少，所以在進行數(shù)據(jù)分析時，采用HS2002第1～24章的數(shù)據(jù)。

模型中的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于聯(lián)合國貿易統(tǒng)計署數(shù)據(jù)庫（UnComtrade），根據(jù)俄羅斯農產(chǎn)品進口來源地情況，將貿易主體劃分為巴西，烏克蘭、白俄羅斯、中國、德國、美國、荷蘭、法國、阿根廷、土耳其、厄瓜多爾、西班牙、意大利、印尼、巴拉圭、波蘭、印度、智利、摩爾多瓦、英國、挪威、丹麥、比利時、加拿大和摩洛哥，共25個國家，俄羅斯從這25個國家進口的農產(chǎn)品金額占到其農產(chǎn)品進口總額的80%以上。

根據(jù)對近15年俄羅斯農產(chǎn)品進口數(shù)據(jù)的整理，將俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易分為2個階段：2002—2013年的穩(wěn)定增長期和2013—2016年快速下降期。

2.3 CMS模型結果與分析

2002—2016年俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易波動影響因素分解結果見表3。

首先，表3中CMS模型的一階分解結果顯示，在2002—2013年的穩(wěn)定增長期，結構效應占100.64%，而引力效應僅為8.61%，呈現(xiàn)出明顯的結構強、引力弱的特征，表明這一時期俄羅斯農產(chǎn)品的進口增長主要依賴于世界農產(chǎn)品整體進口需求的變化，對俄羅斯農產(chǎn)品進口增長起到了極大的正向帶動作用，而引力效應在這一時期的促進作用極為有限；在2013—2016年的快速下降期，由于全球范圍內進口需求的下降和俄羅斯進口引力的疲軟，導致這一階段俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易的衰退，2016年進口額回落到2007年的水平，這其中結構效應和引力效應都起到了主導性的作用，分別從增長期的100.64%和8.61%下降到了-25.5%和-87.16%。

其次，從表3中的二階分解結果可以看出，進口結構因素、進口引力因素和世界總需求因素以及這些因素的相互作用共同影響著俄羅斯農產(chǎn)品進口的波動。

（1）結構效應。增長效應反映的是國際經(jīng)濟環(huán)境因素對俄羅斯農產(chǎn)品進口波動的影響。第一階段的增長效應是63.8%，表明世界農產(chǎn)品進口規(guī)模的擴大極大地促進了俄羅斯農產(chǎn)品進口的增長，這一時期，不僅俄羅斯自25個國家進口的農產(chǎn)品數(shù)量增加了324%，全世界從這25個國家進口的農產(chǎn)品數(shù)量也增加了207%。在第二階段，增長效應急劇下跌至-25.65%，說明世界農產(chǎn)品進口需求的減小致使俄羅斯農產(chǎn)品進口規(guī)模減少，成為這一階段進口額降低的次要因素。從產(chǎn)品結構效應來看，2個階段分別是3.00%和-4.89%，雖然一正一負，但都影響甚微。市場結構效應在第一階段表現(xiàn)出較大的影響力，貢獻率為38.58%，說明俄羅斯農產(chǎn)品進口主要集中在快速增長的農產(chǎn)品市場，如美國、中國、巴西和歐盟等主要國家和地區(qū)，拉動進口增加了96.5億美元，在第二階段該效應卻明顯惡化，變?yōu)?4.7%，說明農產(chǎn)品進口相對集中在農產(chǎn)品出口供給低于世界水平的國家，市場結構不合理。結構交叉效應先負后正，同結構效應反向而馳，說明對俄羅斯農產(chǎn)品進口額的變化起到反向作用。

（2）引力效應。引力效應反映俄羅斯國內對農產(chǎn)品進口引力所帶來的進口貿易的變化，又進一步被分解成整體引力效應、產(chǎn)品引力效應和市場引力效應。整體引力效應在2個階段的影響都比較微弱，而產(chǎn)品引力效應相對明顯，尤其在第二階段，貢獻率為-82.85%，說明俄羅斯農產(chǎn)品進口在特定產(chǎn)品上的進口吸引力急劇惡化，導致了農產(chǎn)品進口的大幅下降，進口份額低于世界平均水平。2014年以來，受俄羅斯“進口禁令”的影響，包括肉及食用雜碎（01）、魚等（02）、乳等（03）、食用蔬菜等（04）、食用水果等（08）、肉及魚等的制品（16）、蔬菜及水果等的制品（20）等7類農產(chǎn)品的進口額從2013年的201.11億美元降到了2016年95.26億美元。在第二階段影響進口額下降的所有因素中，產(chǎn)品引力效應也成為首要影響因素。市場引力效應在2個階段都是負值，說明俄羅斯缺乏對農產(chǎn)品出口國的進口引力，影響了進口額的增加。但在第二階段貢獻率為-1.57%，比第一階段有所好轉，說明雖然受到“進口禁令”的影響，進口自歐盟、美國、烏克蘭、挪威等國家的數(shù)量減少，但中國、印度、巴西、印尼、厄瓜多爾、巴拉圭、阿根廷等亞洲和南美洲國家填補了市場缺口，所以市場引力效應反較第一階段有所好轉。

（3）交叉效應。純二階效應反映俄羅斯農產(chǎn)品進口引力的變化和世界農產(chǎn)品進口需求的變化是否趨同。表3的結果顯示，2個階段該項結果均為正值，說明俄羅斯農產(chǎn)品進口引力變化和世界農產(chǎn)品總體進口需求變化方向是一致的，呈同向起伏波動。動態(tài)結構殘差的結果一正一負，說明在第一階段俄羅斯農產(chǎn)品進口份額快速增長更加集中在出口供給增長較慢的世界市場上，對出口增長較慢的市場表現(xiàn)出一定的進口引力。第二階段動態(tài)結構殘差上升為正值，但貢獻率僅為2.7%，對第二階段總體進口額變化影響微弱。

3 結論與建議

綜合以上數(shù)據(jù)分析可以得出，在俄羅斯農產(chǎn)品進口貿易額上升的第一階段，首要影響因數(shù)是增長效應，反映了世界農產(chǎn)品進口整體增長帶動了俄羅斯農產(chǎn)品進口的大幅增長；其次是市場結構效應，說明俄羅斯進口的農產(chǎn)品主要集中在快速增長的農產(chǎn)品市場上，市場結構比較合理。在進口額快速下降的第二階段，主要影響因素是產(chǎn)品引力效應和增長效應，說明農產(chǎn)品進口額的減少不僅是受到國際經(jīng)濟環(huán)境的影響，更重要的是俄羅斯自身“進口禁令”造成的負面影響，導致俄羅斯在入世后農產(chǎn)品進口稅率降低的情況下進口額依然大幅降低。

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