葛飛秀，烏 蘭

（新疆財經大學 國際經貿學院，新疆 烏魯木齊 830000）

引言

雖然我國國內番茄制品的生產時間相對較短，但是由于技術發(fā)展速度較快，目前我國已經成為全球范圍內最大的番茄制品出口國。但由于長時間的低價競爭策略以及品牌建設上的乏力，再加上國際貿易壁壘、營銷策略缺失等諸多問題，使得我國番茄醬出口貿易面臨著日益嚴峻的挑戰(zhàn)。如何在當前日益白熱化的國際市場競爭中，全方位提升我國番茄產業(yè)出口潛力值得我們給予應有的關注和重視。

一、模型構建與指標選取

國際貿易引力模型的公式如下：

其中x代表兩國之間的貿易額，y及y分別代表i國和j國的國內產量，d分別代表i國和j國的距離，ε是一個虛擬變量，代表是否處于某個貿易組織或者某個類型的貿易。

(1)經濟規(guī)模對于貿易潛力的影響能力最大，所以在本文建模分析過程中使用了G D P，為了簡化計算本文中的自變量選擇了兩國G D P乘積。

(2)為了簡化計算本文選擇兩國人均G D P的差值替代人口作為模型的自變量。

(3)本文選擇各個貿易國的首都到北京之間的距離作為自變量。

(4)本文選擇人民幣匯率和各國匯率變化來描述兩國之間金融市場的穩(wěn)定性。

(5)本文研究中也將國際物流效率做一個重要變量使用。

(6)為了鑒定貿易雙方是否屬于同一貿易集團之中，本文增加了是否加入WTO這一分類變量。

表1 自變量、經濟含義、預期符號及相關說明

根據以上自變量，本文對中國出口世界各國番茄醬貿易引力模型的估計方程如下：

本文以近年來番茄出口貿易總額為研究對象，選擇美國，智利等主要出口國出口數據為主要樣板數據，研究時間范圍為2012-2020年，共191個觀測值。番茄醬出口數據源于U N C o m t r ade D at abase。

二、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計及共線性檢驗

對所有數據進行描述性統(tǒng)計，

lyksl

的均值為18.30，最大值為20.48，最小值為15.91，標準誤差為1.06，均值也在正常范圍之內。觀察剩余資源量也同樣可以發(fā)現(xiàn)屬于正常值域范圍以內，不影響后續(xù)分析。

表2 貿易引力模型基礎性指標的描述

表3 多重共線性檢驗

觀察表3所提供的統(tǒng)計數據可以發(fā)現(xiàn)，變量的VIF值均＜10，所以可以認為無共線問題完全可以進行回歸分析。不過這里的VIF值相對偏大，在后文中應對其給予應有的重視。

(二)相關性分析

表4 描述性統(tǒng)計分析

利用相關性分析來分析

lyksl

、

lwhjl

、

ldljl

、

laqzs

、

ltd

、

lshcb

是否都加入WTO之間的相關性及相關系數。具體可知

lyksl

、

lwhjl

、

ldljl

、

laqzs

、

ltd

、

lshcb

是否都加入

WTO

之間總體上具有一定的相關性，因變量

lyksl

與自變量

lwhjl

、

laqzs

、

ltd

、

lshcb

具有顯著性的相關。

lyksl

和

lwhjl

之間的相關系數值為0.485，并且呈現(xiàn)出0.01水平的顯著性，證明

lyksl

和

lwhjl

顯著正相關；

lyksl

和

laqzs

的相關系數值為0.177，在0.01水平上顯著，證明兩者之間存在顯著正相關；

lyksl

和

ltd

之間的相關系數值為-0.592，在0.01水平上顯著，證明兩者之間存在顯著負相關；

lyksl

和

lshcb

的相關系數值為0.147，在0.05水平上顯著，證明兩者之間存在顯著的正相關關系。

lyksl

和

ldljl

及加入

WTO

之間不存在顯著相關性(p＞0.05)，證明這三個變量之間沒有相關關系。

(三)模型結果與討論

表5 中國出口番茄醬引力模型初次估計結果

通過

hausman

檢驗可知(P＜0.05)本模型應選擇FE模型。如表5所示的我國番茄出口貿易總額相關數據。首次在引力模型中引入所有變量，如果有P＞0.05，則原假設成立；反之則拒絕原假設?；貧w分析發(fā)現(xiàn)該模型具有較好的擬合度，只有

laqzs

未達顯著性水平，其余的變量均在1%上顯著。剔除變量

laqzs

得到如表6所示的統(tǒng)計，全部自變量以顯著性水平1%都通過了

t

檢驗，擬合優(yōu)度達到60%以上，F(xiàn)檢驗P值0，顯著。有方程式：

表6 中國出口番茄醬引力模型修正估計結果

(四)模型結果分析

除了距離和與其差異之外，其他自變量不僅顯著水平較高，且一致性較好。調整后R＞60%即模型擬合程度比較理想，回歸方程基本上可以解釋中國出口番茄醬額的對數變動情況。

(1)

lwhjl

系數為0.5093536證明貿易雙方的G D P每增加一個百分點，使得我國番茄出口額度增長0.5093536%。G D P越高，證明其經濟發(fā)展?jié)摿υ胶?，即具有更大的貿易潛力。(2)

ldljl

系數為-0.3781268，證明人均G D P每增加一個百分點，將使得我國番茄出口數量下降0.3781268%。這主要是因為人均收入水平差異越大，要素稟賦的差異也越大，將會帶來更高的貿易可能性。(3)

lshcb

系數為3.021572，國際物流績效每增加一個百分點，將使得我國番茄出口量增加3.021572%。事實上不僅番茄價格會受到匯率波動的影響，而且也會帶來結算等一系列金融風險。(4)

ltd

斜率為負值，這一點和目前我國主流研究成果并不一致?？赡苁请S著國家之間交通水平的不斷提升，運輸風險有所下降。除了俄羅斯之外，剩余的5個國家均是美洲國家，相對距離差異較小，所以產生了這樣的結果。

表7 穩(wěn)健性檢驗

(五)模型的穩(wěn)健性檢驗

其他回歸方式檢驗穩(wěn)健性，本文使用了tobit方法。

相對于此前來說結果基本一致，證明具有較好的穩(wěn)健性，以上分析和研究有著重要的現(xiàn)實意義。

三、中國番茄醬出口市場潛力預測

對我國番茄出口潛力進行估算，實際上就是計算實際貿易額與模型預測值之比。具體公式為：TP=trade/trade；TP為m，j兩國間貿易潛力指數；trade為模型實際貿易額；trade為模型預測貿易額。貿易潛力可分為三類，潛力低級(TP大于或等于1.2)、潛力中級(TP在0.8與1.2之間)與潛力高級(TP小于0.8)。據回歸模型計算的中國番茄醬潛力見表8。

表8 國番茄醬出口市場潛力預測

由表8知，目前階段對強國番茄醬出口效率值在0.6-0.9間波動，主要是由于強國競爭以及商業(yè)制裁手段的存在。雖然貿易總額在不斷增長，但是兩國之間國際關系對于貿易量的進一步擴大產生了一定的限制作用。

四、結論

對我國當前階段番茄及其制成品的生產和出口數據進行的針對性分析，充分證明我國番茄醬有著巨大的出口增長空間，我國番茄及其制成品的出口總量，在我國加入世界貿易組織之后曾經有過一段快速的增長，但是這一時期番茄和其制成品的進口也有了一定的增長。取消了定量限制之后，部分番茄產品加工企業(yè)對外出口獲得了巨大的利潤。我國政府可以通過出口利好政策等多種方式鼓勵番茄產品出口。