張瑞婷 韓 嫣

（1 中國農業(yè)大學經濟管理學院，北京 100083；2 北京石油化工學院經濟管理學院，北京 102617）

種業(yè)作為國家農業(yè)核心產業(yè)，具有重要的戰(zhàn)略地位。糧食安全，在很大程度上是種子安全。玉米作為世界主要糧食作物之一，在全球糧食貿易中占據重要地位。玉米種業(yè)是農作物種業(yè)的重要組成部分，其所產生的經濟價值也一直倍受重視。但是，由于當前國內外供需不匹配，以及國際貿易和投資環(huán)境等一系列因素的變化，中國玉米種子貿易長期、持續(xù)性的進出口不平衡問題引起了普遍關注。

自2000年12 月1 日《中華人民共和國種子法》施行以來，中國種子產業(yè)改變了過去的計劃經濟管理和國企壟斷經營模式，轉而進入市場經濟與多種所有制企業(yè)共同發(fā)展的階段。中國加入WTO 以后，國際跨國種業(yè)公司開始進入中國市場，并對國內種子企業(yè)進行并購，從而進入合資經營階段。隨著國內種子市場的日益開放，跨國種業(yè)公司開始實施與中國企業(yè)聯合研發(fā)運營的市場策略，這對中國食品安全及農業(yè)種質安全性構成威脅，極大地影響了中國種子行業(yè)的發(fā)展[1]。在遭受挑戰(zhàn)的同時，為了提高中國種業(yè)的競爭力，中國通過保護知識產權、培養(yǎng)育種人才、增加政策扶持與優(yōu)惠、擴大信息平臺來改善中國種業(yè)及企業(yè)的競爭力[2]，從而為中國種業(yè)實施“走出去”戰(zhàn)略提供有效保障。因此，保護國內的優(yōu)質種質資源，維護種業(yè)市場的安全迫在眉睫。然而，目前多數研究只分析了規(guī)則約束下國內農產品的出路和發(fā)展方向，對于種子的國際貿易問題也主要采用定性分析，缺乏深入剖析和量化的實證研究。此外，以往研究中尚未涉及中國與主要伙伴國的玉米種子貿易、國家間貿易潛力等問題。因此，本研究以中國玉米種子進出口為研究對象，利用貿易引力模型分析影響玉米種子國際貿易的主要因素，并測算中國與伙伴國之間的貿易潛力。這對進一步明確中國玉米種子市場定位、把握玉米種子產業(yè)發(fā)展方向以及更好地規(guī)避限制進出口貿易因素具有一定的現實意義。

對于貿易潛力分析，現有研究多采用引力模型、指數體系以及統計指標這3 種方法。譚晶容等[3]運用貿易引力模型對中國同中亞五國的貿易現狀和貿易結構進行分析，發(fā)現雖然中國同中亞五國的貿易規(guī)模不斷擴大，但中國進口結構相對單一，且與哈薩克斯坦之間的貿易潛力相對不足。孫致陸等[4]利用顯示性比較優(yōu)勢、產品出口相似性、貿易互補性和貿易強度4 個指數，對中國和印度的農產品貿易潛力進行測算。Zolin 等[5]利用標準貿易差、出口增長率和出口覆蓋率等統計指標，對韓國同歐盟簽署自由貿易協定的影響進行了預估。本研究將從中國與主要伙伴國的玉米種子貿易視角切入，探討中國與貿易伙伴國之間玉米種子貿易的互補性與競爭性特征，并基于經典貿易引力模型，引入經濟、空間和制度等因素擴展引力模型，實證分析影響中國玉米種子貿易的主要因素。

1 中國玉米種子貿易分析

1.1 貿易總量1995年美國世界觀察研究所發(fā)布“誰來養(yǎng)活中國”的報告[6]，指出到2030年中國的糧食供給將面臨3 億～4 億t的缺口，這一預測給中國政府敲響了警鐘。1995年中國政府提出從“九五計劃”期間（1996-2000年）開始實施“種子工程”。此時中國玉米的優(yōu)良品種普及率還比較低，直到1997年，玉米新品種農大108 申請國家專利，并在1998年、1999年分別通過北京、天津、河北、山西及全國農作物品種審定委員會審定，被農業(yè)部定為“九五”時期10 個重點推廣品種的首選品種。此后，中國將育種和推廣置于重要地位，以確保種業(yè)安全。期間，美國轉基因玉米品種也一直希望打入中國市場，但是考慮到轉基因技術的安全性，中國政府一直沒有開放轉基因玉米的種植。

總體來看，中國玉米種子的市場需求量較大，近幾年持續(xù)性貿易逆差（圖1），進口規(guī)模不大（圖2）。2019年中國玉米產量2.6078 億t，播種面積4128.4萬hm2，玉米種子需求量（使用量）106.8 萬t。從圖1、圖2 可以看出，中國玉米種子貿易呈現如下幾個特點：（1）1992-2019年間多數年份為貿易逆差，2013年和2014年2年逆差較大。1995年后受“種子工程”政策等因素的影響，出口量快速下降，但隨著2001年中國“入世”以及同年國家對玉米出口增值稅政策的調整，出口量再次迅速增加，但其后進出口量一直都處在較低水平。2010年轉為凈進口，直到2014年受到一系列轉基因玉米禁運事件的沖擊，2014年之后進口量逐步減少，逆差逐步下降。2015年又開始凈出口，2019年中國玉米種子的進口量和出口量分別為497t 和777t。（2）中國國內玉米種子的自給率較高。2017-2019年3年中國的玉米種子需求量分別為126.6 萬t、122.6 萬t 和106.8 萬t，可以看出進口占國內需求的比重3年平均為0.1%。（3）從貿易額來看，中國玉米種子的進口額遠大于出口額，2017-2019年3年平均進口額為出口額的1.58 倍；從平均貿易價格來看，3年平均進口價格為12.03 美元/kg，出口價格為3.77 美元/kg?？梢姡袊M口的主要為優(yōu)質玉米品種，而出口的玉米種子價格相對較低。

圖1 1992-2019年中國玉米種子進出口額（1000 USD）

圖2 1992-2019年中國玉米種子進出口量（t）

1.2 貿易伙伴國分析2019年中國進口玉米種子497t，進口量排前5 位的國家分別為法國（33%）、阿根廷（31%）、德國（24%）、智利（11%）和菲律賓（1%）（圖3）。可以看出，前3 位國家合計占中國玉米種子進口量的88%。中國玉米種子進口來源國主要為發(fā)達國家，發(fā)展中國家占比較小。

圖3 2019年中國玉米種子進口主要來源國進口量占比

2019年中國出口玉米種子777t，主要出口目的國為越南（73%）、安哥拉（23%）、吉爾吉斯共和國（2%）、塞拉利昂（1%）和烏茲別克斯坦（1%）（圖4）?？梢姡袊衩追N子的出口集中度較高，僅越南和安哥拉兩個國家就占到96%。同時，玉米種子出口目的國主要為發(fā)展中國家。

圖4 2019年中國玉米種子出口主要目的國進口量占比

2 中國玉米種子貿易影響因素分析

2.1 變量說明根據國際貿易相關理論，影響貿易的因素很多。本研究針對經濟因素、人口因素、播種面積、匯率、空間因素以及貿易合作等因素提出研究假說。

GDP Tinbergen[7]最早將引力模型引入國際貿易領域，研究了不同國家或地區(qū)的雙邊貿易流量與各國經濟規(guī)模間的關系。因而在國際貿易中，一國的經濟規(guī)模是影響雙邊貿易的主要因素，也是引力模型中的基本變量。中國及其伙伴國的國內生產總值（GDP）反映了雙邊國家的經濟規(guī)模。一般而言，進、出口國的經濟規(guī)模總量越大，其潛在的進口需求能力或出口供應能力越強。

GDP 差額 張亞斌等[8]研究了絲綢之路經濟帶沿線各國的貿易影響因素，結果表明兩國人均GDP 差額對貿易存在顯著影響。因此本研究引入貿易雙方人均GDP 差額的絕對值，考察貿易雙方經濟發(fā)展水平的差距以及需求偏好的相似程度。一般而言，人均GDP 差額絕對值越大，貿易雙方的經濟發(fā)展水平差異越大，需求偏好相似程度越小，兩國開展貿易的阻力越大，從而使貿易量減少。

人口因素 Linnemann[9]最早在原始引力模型的基礎上引入人口變量，人口數量在一定程度上反映了市場規(guī)模。人口數量越多表明市場規(guī)模越大，相應地對玉米種子的需求就越大，從而使玉米種子進口量增加；同樣，貿易伙伴國的人口數量可以反映玉米種子出口國的供給能力。一般而言，伙伴國人口數量增加會提高其玉米種子的出口供給能力，但從另一角度來說，伙伴國人口數量增加，其本國國內需求也會增加，從而在一定程度上降低對外出口量，因此，預期符號不確定。

玉米播種面積 因為研究對象是農作物種子，玉米播種面積反映了國內對玉米種子的需求，播種面積越大，需求越旺盛，因此引入中國玉米播種面積變量來衡量玉米種子的國內需求量。

匯率 選取人民幣對外幣的匯率來反映國際金融市場的穩(wěn)定性，為避免變量對數化后出現負數，選取100 元人民幣對外幣的比率。一般而言，本幣匯率越高越有利于本國玉米種子進口，不利于玉米種子出口。

空間因素 Peck[10]提出國家雙邊貿易流動性與距離存在一定關系，因而引入距離因素作為引力模型中的基礎變量，反映了貿易中的運輸成本與風險。為避免出現“啞變量”的情況，引入中國北京與各國首都的地理距離與年均國際原油WTI 價格的乘積代表雙方貿易的運輸成本。一般而言，運輸成本越高，貿易流量越小。

貿易合作 引入WTO 作為模型虛擬變量，表示中國與其伙伴國是否同為WTO 成員國，如果是，則取值為“1”，否則取值為“0”。設置虛擬變量是因為經濟合作組織的成員國之間會制定貿易優(yōu)惠措施，一定程度上消除或削減貿易壁壘，這些經濟合作組織所采取的措施會產生貿易創(chuàng)造效應，從而增加兩國之間的貿易額。相關變量的說明如表1 所示。

表1 變量說明

2.2 模型構建Tinbergen[7]和Poyhonen[11]兩位學者經過大量的實證研究最早構建起貿易引力模型的基本公式，即在國際貿易中，雙邊國家的貿易量與其本國的經濟規(guī)模（GDP）成正比，但與兩國之間的距離成反比。貿易引力模型的基本形式如下。

其中，Tij為兩國雙邊貿易量；i和j分別表示國家i和j；A是常數項；Y表示國家經濟規(guī)模（GDP）；Dij表示兩國距離。

由于本研究利用貿易引力模型僅研究中國玉米種子貿易的單邊流量問題，因而將貿易引力模型的基本形式進行調整，得到調整后的基本形式。

其中，IMij表示進口國i對出口國j的進口量；A是常數項；Y表示國家經濟規(guī)模（GDP）；Dij表示兩國距離。

通常為了符合線性估計的要求，需要對（2）式兩邊取對數，對變量進行對數處理不僅有助于縮小數據彈性，并且有利于削減數據的異方差問題，因此變形為（3）式。

其中，lnIMij、lnYi、lnYj和lndij分別是IMij、Yi、Yj和Dij的自然對數形式，uij是隨機誤差項。

綜上，根據研究假設，本研究設定貿易引力模型如下。

2.3 數據來源與描述性統計中國對主要貿易伙伴國玉米種子進口量數據來自于WITS 數據庫；中國和貿易伙伴國的GDP、中國和伙伴國人口以及人民幣對外幣的匯率數據來自世界銀行WDI 數據庫；中國的玉米播種面積年度數據來自于《中國統計年鑒》；中國與其伙伴國間的地理距離選取中國北京與各貿易伙伴國首都的距離作為測算數據，數據來源于www.timeanddate.com 網址測算；年均國際原油WTI 價格來源于石油輸出國組織OPEC；是否為WTO 成員國劃分依據來自于WTO 官網。綜上，各變量的基本統計特征如表2 所示。

表2 各變量的描述性統計

3 模型結果與分析

3.1 單位根與協整檢驗本研究實證分析采用1998-2019年中國從德國、法國、阿根廷和智利4 個國家進口玉米種子的貿易量以及9 個解釋變量組成面板數據。由于面板數據具備時間序列數據的特殊性，且文章選取的是22年的長面板數據，如果數據不平穩(wěn)，可能會出現虛假回歸的情況。為了避免模型出現“偽回歸”問題，需要先對各個變量進行面板數據單位根檢驗和面板協整性檢驗以進一步確保模型數據的有效性。

單位根檢驗（即數據的平穩(wěn)性）有3 種最常用的方法：Levin-Lin-Chu 檢驗（LLC 檢驗）、Im-Pesaran-Shin 檢驗（IPS 檢驗）和Fisher-ADF 檢驗（ADF 檢驗）。因此，本研究主要運用以上3 種單位根檢驗方法依次對原變量數據和一階差分后的變量數據進行平穩(wěn)性檢驗。

一般認為，面板數據單位根檢驗中只需要通過其中一項檢驗，變量即視為平穩(wěn)序列。根據表3 單位根檢驗的結果顯示，lnIITijt、lnPOPit和lnRijt的原變量P 值均大于0.05，不拒絕原假設，因此這幾個變量可能是不穩(wěn)定的，但所有的變量經過一階差分后均是平穩(wěn)的。若是選擇用一階差分序列，則變量及方程式的含義就會發(fā)生變化，但若仍用原序列進行回歸分析，則需要進一步對原序列進行協整性檢驗，以此判斷原序列變量間是否存在長期均衡關系。使用Kao 檢驗方法對數據原序列進行協整性檢驗。結果顯示t 統計量為-4.3208，P 值為0，因此拒絕原假設H0“序列不存在協整關系”，說明原序列存在協整關系，即原序列變量間存在長期均衡關系，因此可以構建回歸模型。

表3 單位根檢驗結果

3.2 擴展的引力模型估計由于本研究選用的面板數據中既存在時間序列數據，又存在橫截面數據，因此需要考慮個體效應可能對模型估計方法的影響。當模型存在個體效應時，對模型進行回歸后雖然統計量是顯著的，但此回歸結果卻不再是最有效的估計量。因此，為保證模型的穩(wěn)健性，需要利用不同的檢驗手段對混合OLS 回歸模型、隨機效應模型以及固定效應模型進行選擇從而獲得最佳的模型，得到準確的估計結果。

（1）LM 檢驗——對混合OLS 回歸模型或隨機效應模型進行選擇 LM 檢驗是對隨機效應模式進行檢驗的一種方法，常用于對混合OLS 回歸模型和隨機效應模型進行區(qū)別，因此對隨機效應模型進行LM 檢驗。

從表4 可以看出，LM 檢驗得到P 值為1.0000，結果表明不拒絕原假設H0，隨機效應不顯著，因此，混合OLS 模型優(yōu)于隨機效應模型。

表4 LM 檢驗結果

（2）F 檢驗——對混合OLS 回歸模型或固定效應模型進行選擇 由于本研究的面板數據既存在縱向的時間序列維度，又存在橫向的個體維度，因此在設定模型時需要考慮采用混合OLS 回歸模型或固定效應模型中的哪個更為合適，F 檢驗常用于對混合OLS 回歸模型和固定效應模型進行區(qū)分，因此對模型回歸進行F 檢驗（表5）。

表5 F 檢驗結果

F 檢驗結果表明拒絕原假設H0，認為截距項應該發(fā)生變化，因此應構建固定效應模型。為進一步證實固定效應模型為本研究最佳的模型，再利用Hausman 檢驗方法來對固定效應模型和隨機效應模型之間進行取舍。

（3）Hausman 檢驗——對隨機效應模型或固定效應模型進行選擇 Hausman 檢驗常用于對固定效應模型和隨機效應模型進行區(qū)分。Hausman 檢驗原假設H0 為“個體效應與回歸變量無關”，所以應構建隨機效應模型；備擇假設H1 為“個體效應與回歸變量有關”，所以應構建固定效應模型。

Hausman 檢驗結果表明（表6），卡方統計量為23.24，對應的P 值為0，則拒絕原假設。因此，根據F 檢驗以及Hausman 檢驗結果，更進一步說明了固定效應模型為本研究的最佳模型，應構建固定效應模型對面板數據進行回歸分析。

表6 Hausman 檢驗結果

3.3 實證結果與分析綜上得出結論，本研究構建固定效應模型將優(yōu)于隨機效應模型或混合OLS 回歸效應模型，因此對面板數據進行固定效應模型回歸分析。對模型的多重共線性進行修正后，針對模型可能存在的組間異方差和組間同期相關問題，利用面板校正標準誤進行估計，得到最終的回歸結果如表7所示。

表7 顯示，lnCPAit、lnRijt和lnDPijt變量均通過了Z 檢驗，且lnCPAit在高顯著水平下通過顯著性檢驗；P 值為0，說明整個回歸模型是顯著的；模型回歸結果擬合優(yōu)度一般，這可能是因為在社會經濟的研究中，社會經濟現象的影響因素太多，而模型僅選取5 個影響因素進行分析，5 個影響因素能解釋大約54%的變異程度。

表7 剔除不顯著變量后的最終回歸結果（被解釋變量為：lnIMijt）

3.4 進出口實證對比分析為了更進一步挖掘數據，對比玉米種子在進、出口貿易中的不同限制因素，因此構建玉米種子出口的實證模型如（5）式。

由于中國出口玉米種子的數據年份不連貫、缺失值較多，且根據前文分析可知，2019年中國玉米種子的主要出口目的國為越南（占73%）和安哥拉（占23%），因此，本部分實證分析采用2014-2019年中國對越南、安哥拉2 個國家出口玉米種子的貿易量以及8 個解釋變量組成面板數據?？紤]到越南、安哥拉在2014-2019年均為WTO 成員國，在本模型中剔除是否為WTO 成員這一變量。各變量的基本統計特征如表8 所示。

表8 各變量的描述性統計

首先對面板數據進行Hausman 檢驗，發(fā)現隨機效應優(yōu)于固定效應，后經過LM 檢驗發(fā)現混合OLS模型優(yōu)于隨機效應模型，因此確定選擇混合OLS 回歸模型。對模型進行多重共線性檢驗并修正，逐步剔除了lnYit、lnIITijt、lnPOPit、lnPOPjt4 個解釋變量，針對模型可能存在的組間異方差和組間同期相關問題，利用面板校正標準誤進行估計，得到最終模型結果如表9 所示。

由表9可知，模型整體通過了檢驗且擬合優(yōu)度高，變量lnYjt、lnCPAit、lnRijt、lnDPijt均極為顯著地通過檢驗，且對被解釋變量均存在正向的影響。對比進口模型結果，發(fā)現中國的玉米播種面積對玉米種子進出口均存在顯著的正向影響，但相比于進口，人民幣對外幣的匯率和貿易雙方的運輸成本對玉米種子出口的作用更為顯著。

表9 剔除不顯著變量后的最終回歸結果（被解釋變量為：lnEXijt）

4 結論與建議

本研究利用面板數據，對1998-2019年中國進口阿根廷、德國、法國、智利4 國玉米種子貿易的具體情況進行實證分析，通過固定效應回歸分析得出拓展的貿易引力模型，并根據模型結果得出以下結論。

第一，中國玉米的播種面積對玉米種子進出口有著顯著的影響作用。中國玉米的播種面積對中國玉米種子進口有正向的影響作用。玉米種子的播種面積體現了本國對于玉米種子的市場需求量，每年的播種面積受到政策、價格、市場等多種因素的影響，當國內需求擴大時，進口顯著增加。

第二，隨著運輸體系的發(fā)展，距離因素已不是主要的阻礙因素。隨著全球貿易體系的逐步形成及國際物流業(yè)的規(guī)范發(fā)展，國家之間的基礎設施建設和通訊設備研發(fā)不斷完善，貿易雙方的距離或是運輸成本，雖然仍會對貿易產生影響，但已經不再是非常重要的指標。因此，空間因素難以成為阻礙貿易的主要因素。

第三，貿易雙方是否同為WTO 成員國對中國玉米種子進口影響不顯著。其原因可能是因為近幾年在貿易保護主義勢力抬頭的國際背景下，WTO 組織在國際貿易中發(fā)揮的作用也越來越小。

第四，相較于進口，引力因素對中國玉米種子出口的影響更為顯著。中國玉米種子的出口貿易量更容易受到GDP、種植面積、匯率、距離等因素的影響，且各因素對玉米種子出口有顯著的正向作用，說明引力因素對中國玉米種子的出口有著顯著的拉動作用。

綜上，中國應把握當前開放環(huán)境和全球化發(fā)展趨勢，進一步優(yōu)化中國玉米種子的貿易結構。在經濟全球化的環(huán)境中，種業(yè)的競爭變得越來越激烈，玉米種子的安全直接關系到玉米的安全，與中國的糧食安全密切相關。因此，中國政府部門應更加重視玉米種子的進出口貿易，制定適合中國玉米種子產業(yè)發(fā)展的項目計劃，不斷優(yōu)化貿易來源和貿易結構。除此之外，政府應高度重視玉米種子來源國過度集中的問題，推動玉米種子進口來源的多元化發(fā)展，積極防范并應對來源地過度依賴的問題。其次，中國應借助國際物流運輸業(yè)的發(fā)展，推動玉米種子貿易便利化建設。受制于落后的交通運輸基礎設施，在從事國際貿易時，貿易雙方的運輸距離一直是影響玉米種子進出口的主要因素。但是，隨著全球貿易格局進一步開放以及物流運輸業(yè)的迅速發(fā)展，運輸成本不再是影響玉米種子進口價格的主要影響因素。因此，中國應抓住機遇，通過發(fā)展國際貨運等基礎設施，積極縮小兩國的距離因素壁壘，借助國際物流、運輸體系的完善，拓展雙邊貿易主體，實現玉米貿易主體的多元化。