中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)時間研究

齊思桐

摘要：貿(mào)易持續(xù)時間從一個全新的角度從微觀層面探究貿(mào)易關(guān)系的動態(tài)變化。本文采用CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫1995-2016年中國出口到韓國 HS6分位農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，運用生存分析的方法研究中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)時間的分布特征及影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)時間普遍較短，均值生存時間是7.837年，中位生存時間是2年，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)5年后失敗的風(fēng)險大大下降;不同的農(nóng)產(chǎn)品分類貿(mào)易持續(xù)時間不同，不同初始貿(mào)易額的農(nóng)產(chǎn)品持續(xù)時間不同;產(chǎn)品的出口額，產(chǎn)品競爭力，中韓FTA的建立有利于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的延長;人民幣升值和綠色貿(mào)易壁壘不利于降低農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中斷的風(fēng)險。

關(guān)鍵詞：韓國;農(nóng)產(chǎn)品;出口持續(xù)時間;生存分析

1引言

中國自古以來就是農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)出產(chǎn)總量更是位居世界第一。中國農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易不僅能帶來顯著的經(jīng)濟效益，更能帶來顯著的社會效益，有效幫助我國農(nóng)民創(chuàng)業(yè)增收，實現(xiàn)農(nóng)村社會良性發(fā)展。2017年中國農(nóng)產(chǎn)品出口總額是735億美元，其中出口到韓國農(nóng)產(chǎn)品總額是47億美元，占中國農(nóng)產(chǎn)品出口總額的6%，是1995年中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口總額6億美元的將近8倍，可見韓國在中國農(nóng)產(chǎn)品出口中占據(jù)舉足輕重的地位。而觀察1995-2017年每年中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口總額波動不斷，其中2015年僅為37億美元比2014年減少4美億，中國同韓國的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易關(guān)系仍存在不穩(wěn)定性值得注意。不可否認，中國的農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水品較低，農(nóng)業(yè)的發(fā)展方式也較為粗放，這使得農(nóng)產(chǎn)品附加值相對較低，農(nóng)產(chǎn)品農(nóng)藥殘留較高，食品衛(wèi)生檢疫標準難以達到。韓國是對中國農(nóng)產(chǎn)品采取TBT最多的國家之一。長期以來， 韓國將中國視為檢疫區(qū)， 對農(nóng)產(chǎn)品實行極為嚴格的檢驗檢疫標準，韓國TBT實施情況對中國農(nóng)產(chǎn)品對韓國出口流量存在顯著的負作用（陳曉娟和穆月英[1]，2015）。中韓自由貿(mào)易協(xié)定談判于2012年5月正式啟動，2015年12月20日，中韓自由貿(mào)易協(xié)定（FTA）正式生效，中國在中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中占據(jù)優(yōu)勢地位，中韓FTA的建立，將有助于削減韓美FTA和韓歐FTA對中國農(nóng)產(chǎn)品出口韓國的競爭壓力，緩解兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易摩擦，實現(xiàn)優(yōu)勢資源互補，最終擴大中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口，并推動中國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整（徐曉颯[2]， 2016）。中韓農(nóng)業(yè)貿(mào)易的新紀元即將到來但仍面臨諸多問題，因此新形勢下研究中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的穩(wěn)定性問題十分必要。

那么中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易能持續(xù)多久？不同類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易時間有什么不同？哪些因素影響著中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間？本文采用Kaplan-Meier乘積極限法對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間分布特征進行刻畫，而后采用cox比例風(fēng)險回歸模型探究影響中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的影響因素，并用部分樣本做穩(wěn)健性檢驗，從而得出維持中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易穩(wěn)定的政策建議，具有一定的現(xiàn)實意義。

2 文獻綜述

查閱研讀以往文獻可以發(fā)現(xiàn)，已有部分學(xué)者對貿(mào)易的持續(xù)時間進行研究，但未有學(xué)者涉及中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的研究，根據(jù)題目現(xiàn)就貿(mào)易持續(xù)時間和中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易兩方面進行綜述。

2.1關(guān)于貿(mào)易持續(xù)時間的文獻綜述

Besides和Prusa[3] （2006）利用HS10細分產(chǎn)品層面的面板數(shù)據(jù)對美國進口的產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間展開研究，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易關(guān)系中位數(shù)持續(xù)時間為2-4年，50%以上貿(mào)易關(guān)系不超過1年，80%以上貿(mào)易關(guān)系不超過5年，其進口來源國也具有動態(tài)替代性，此后，國內(nèi)外學(xué)者紛紛開始對貿(mào)易持續(xù)時間的研究。Hess和Persson[4]（2011）研究1962-2006年歐盟從140個非歐盟國家進口貿(mào)易的持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)持續(xù)時間中值較短僅為1年，產(chǎn)品和市場的多樣性可以大大降低貿(mào)易失敗的風(fēng)險系數(shù)。何樹全[5]（2011）研究 1989-2008年中國出口美國HS10分位下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)平均生存時間僅為3.9年，中值為2年。譚晶榮[6]（2014）研究1995-2012年中國與金磚國家進出口貿(mào)易持續(xù)時間，發(fā)現(xiàn)進出口貿(mào)易持續(xù)時間普遍較短，平均持續(xù)時間4.1年，初始貿(mào)易額對貿(mào)易持續(xù)時間有正向影響。余華等[7]（2015）分析1995-2009年中國出口美國HS6分為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國出口美國農(nóng)產(chǎn)品持續(xù)時間中值僅為2年，一半以上的持續(xù)時間段在2年內(nèi)消失。李清政等[8]（2016）研究1998-2010年中國對東盟出口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口時間存在負的時間依存性，匯率變動，市場份額等諸多因素對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間有顯著影響。

2.2關(guān)于中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的文獻綜述

李明全[9]（2010）研究了韓國-東盟FTA對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)韓國-東盟FTA對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易沖擊很小。王家農(nóng)[10]（2012）分析了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量水平、農(nóng)產(chǎn)品標準化程度、貿(mào)易保護政策及關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響。申海成[11]（2014）通過國際市場占有率、產(chǎn)品競爭力指數(shù)等指標分析了中國農(nóng)產(chǎn)品在韓國市場的競爭力。 ????王歡歡[12]（2015）研究中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響因素，發(fā)現(xiàn)兩國的經(jīng)濟規(guī)模、FTA的簽署等因素對中國農(nóng)產(chǎn)品出口有促進作用，并測算發(fā)現(xiàn)中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易有很大發(fā)展?jié)摿?。侯俊燕[13]（2016）運用CMS模型研究了入世以來中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)市場需求效應(yīng)是支持中國農(nóng)產(chǎn)品出口韓國的主要動力，出口競爭力效應(yīng)不能促進出口增長，而出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)制約了中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。

通過對以上文獻的研讀梳理，筆者發(fā)現(xiàn)對中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易研究主要集中在宏觀領(lǐng)域，還未有學(xué)者從微觀上對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的持續(xù)時間進行研究，而對出口貿(mào)易持續(xù)時間影響因素的研究又為維護中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易穩(wěn)定有較大的現(xiàn)實意義。本文的目的在于，從微觀層面探究中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間段的分布規(guī)律，并把出口額、產(chǎn)品競爭性、匯率變動等因素納入到影響中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的因素進行分析，以求得出維護中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易穩(wěn)定的合理化建議。

3 中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的分布情況

3.1樣本及數(shù)據(jù)處理

本文選取的樣本是1995-2016年CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫HS6分位數(shù)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，共包含農(nóng)產(chǎn)品610種。具體可分為：HS01-05章的活動五及動物產(chǎn)品，HS06-14章的植物及植物產(chǎn)品，HS15章的動植物油脂產(chǎn)品以及HS16-24章的糖、可可制品、飲料、煙草等雜項食品。由于在中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中，水產(chǎn)品出口占據(jù)比較重要的份額，因此不對水產(chǎn)品做剔除。貿(mào)易關(guān)系指某一產(chǎn)品進入某一國外市場到退出該市場的狀態(tài)。貿(mào)易持續(xù)時間指某一產(chǎn)品從進入某一國外市場直至退出該市場（中間沒有間隔）所經(jīng)歷的時間。表1反應(yīng)了中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系持續(xù)情況，由于篇幅有限，僅列出部分內(nèi)容加以說明，以產(chǎn)品10120為例，分別在1997年、2000年和2001年發(fā)生了貿(mào)易，共有2個貿(mào)易時間段，分別持續(xù)了1年和2年。根據(jù)以往研究經(jīng)驗，可把各個貿(mào)易時間段視為獨立變量，全部納入研究當中。

生存分析的數(shù)據(jù)需要考慮刪失問題，刪失分為左刪失和右刪失。針對于本文研究的1995-2016年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，左刪失是指1995年發(fā)生貿(mào)易的農(nóng)產(chǎn)品無法獲知貿(mào)易開始的時間，右刪失是指2016年發(fā)生貿(mào)易的農(nóng)產(chǎn)品無法獲知貿(mào)易結(jié)束的時間。把1995年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)剔除可以有效解決左刪失的問題，而右刪失可以通過生存分析中對結(jié)局變量的設(shè)定加以解決，因此本文中農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)時間最長是21年。表2是對中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口時間的描述性統(tǒng)計，共計1230個貿(mào)易時間段，其中39.4%的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易時間段僅維持了1年，小于或等于3年的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易時間占54.4%，值得注意的是雖然有一半以上的農(nóng)產(chǎn)品持續(xù)時間小于3年，但仍有16%的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)時間達到21年，這些農(nóng)產(chǎn)品主要是第二和第四類，且大多具有較高的貿(mào)易初始額。

3.2中國對韓國出口農(nóng)產(chǎn)品生存函數(shù)的估計

本文運用生存分析方法，構(gòu)建中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口的生存函數(shù)模型，對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間分布特征進行估計。假設(shè)T為離散型隨機變量，代表某一種出口農(nóng)產(chǎn)品在韓國市場上的生存時間，取值為ti =1，2，3，…，i為某一持續(xù)的貿(mào)易時間段。生存函數(shù)代表某個產(chǎn)品出口持續(xù)時間大于的概率，當ti =0時生存率是1，生存率隨的增加逐步遞減，即：?????，

危險函數(shù)表示出口韓國農(nóng) 產(chǎn)品在年出口的基礎(chǔ)上，在年停止出口即貿(mào)易中斷的概率，可表示為：

生存函數(shù)和危險函數(shù)的相關(guān)關(guān)系如下：

根據(jù)Kaplan-Meier法得出生存函數(shù)的非參數(shù)估計，即

假定n個獨立的觀測量被標記為，，表示觀測值結(jié)尾指示變量，如果失敗發(fā)生ci 取1，右刪失ci 取0。ni 是指在i期處于危

險狀態(tài)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間段的數(shù)量，di是同期觀測到的退出韓國市場農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間段的數(shù)量。

相應(yīng)的危險函數(shù)的非參數(shù)估計為：

根據(jù)Kaplan-Meier非參數(shù)法，對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的總體分布特征進行估計，并分別根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品分類及不同初始貿(mào)易額進行估計。

（1）農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易總體生存函數(shù)估計。圖1是農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易總生存函數(shù)估計圖。通過圖1和表3可以發(fā)現(xiàn)：中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)時間普遍較短，均值生存時間是7.837年，中位生存時間是2年，有45.2%的貿(mào)易持續(xù)時間段在2年內(nèi)消失;隨著貿(mào)易持續(xù)時間的延長，生存率呈下降趨勢且趨于平緩。1-5年的生存率從63.25%下降到38.17%，下降幅度達25.08%，6-10年的生存率從36.5%下降到32.23%，下降幅度僅為4.27%，11-15年的生率從32.29%到27.97%，下降幅度僅為2.32%，這說明貿(mào)易關(guān)系失敗的概率具有負時間依存性，貿(mào)易關(guān)系建立伊始，貿(mào)易關(guān)系中斷的風(fēng)險急劇上升，隨著時間的推移，貿(mào)易關(guān)系中斷的風(fēng)險逐漸降低，門檻值是5年，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)5年后失敗的風(fēng)險大大下降。

（2）基于不同農(nóng)產(chǎn)品類別的生存分析。如前文所述把農(nóng)產(chǎn)品分位四類。圖2是不同農(nóng)產(chǎn)品類別貿(mào)易生存函數(shù)估計圖。通過圖2和表3可以發(fā)現(xiàn)：各類農(nóng)產(chǎn)品的生存時間存在著明顯差別，其中按照均值來說第四類農(nóng)產(chǎn)品的生存率最高，第三類農(nóng)產(chǎn)品的生存率最低，按照持續(xù)一年的生存率來說，第一類農(nóng)產(chǎn)品生存率最低。這與不同農(nóng)產(chǎn)品的屬性有關(guān)，第四類農(nóng)產(chǎn)品制成品較多且保質(zhì)期相對較長，產(chǎn)品多樣化程度高，因此具有較長的貿(mào)易持續(xù)時間;而第一類農(nóng)產(chǎn)品多為生鮮產(chǎn)品，產(chǎn)品的保質(zhì)期相對較短，對于運輸和儲存的要求較高，且容易受到綠色貿(mào)易壁壘的負面影響，所以貿(mào)易持續(xù)時間相對較短;而第三類農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間短可能與飲食結(jié)構(gòu)的調(diào)整有關(guān)。

（3）基于不同初始貿(mào)易額農(nóng)產(chǎn)品的生存分析。圖3是不同初始貿(mào)易額農(nóng)產(chǎn)品生存函數(shù)估計圖。由圖3和表3可以看出，不同產(chǎn)品初始貿(mào)易額的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間有非常顯著的差距，初始貿(mào)易額越大，貿(mào)易雙方的信心越大，更傾向于維護貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)。高初始貿(mào)易額的產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間最長，低初始貿(mào)易額的產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間最短。且中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品中大多初始貿(mào)易額較低，嚴重影響了中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的穩(wěn)定發(fā)展，提高初始貿(mào)易額，可以有效的降低貿(mào)易關(guān)系中斷的概率。

4 中國對韓國出口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的影響因素分析

4.1計量模型的設(shè)定和參數(shù)的選擇

本文借鑒以往學(xué)者的研究經(jīng)驗，采用cox比例風(fēng)險模型對影響中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的因素進行實證分析。模型如下：

其中，h0（t）為基準風(fēng)險函數(shù)，X為各個影響貿(mào)易持續(xù)時間的因素，β的符號反應(yīng)了各個變量對風(fēng)險產(chǎn)生的正負影響，為風(fēng)險比率，若某一變量的風(fēng)險比率小于1，那么該變量對貿(mào)易持續(xù)時間產(chǎn)生正向影響，若某一變量的風(fēng)險比率大于1，那么該變量不利于貿(mào)易持續(xù)時間的延長。

本文選擇出口額、產(chǎn)品競爭性、匯率變動、綠色貿(mào)易壁壘和中韓FTA作為變量對影響中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間進行實證，首先對上述變量進行說明。

（1）產(chǎn)品的出口額。產(chǎn)品的出口額指中國出口韓國某種農(nóng)產(chǎn)品某年的貿(mào)易額，產(chǎn)品的出口額越大，貿(mào)易雙方對貿(mào)易重視程度越高，更傾向于維護這段貿(mào)易關(guān)系，因此預(yù)計產(chǎn)品的出口額越高越有利于貿(mào)易關(guān)系的維持。

（2）產(chǎn)品競爭力。產(chǎn)品的競爭力是指某一農(nóng)產(chǎn)品是否具有出口韓國市場的競爭力，通常用顯示性比較優(yōu)勢指數(shù)來刻畫產(chǎn)品的競爭性，其計算公式為貿(mào)易競爭力指數(shù)=（出口額-進口額）/（出口額+進口額），若貿(mào)易競爭力指數(shù)大于0，認為該產(chǎn)品具有競爭力，取1;否則取0。預(yù)計產(chǎn)品競爭力對貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間產(chǎn)生正向影響。

（3）匯率變動。匯率變動用每100人民幣兌換韓元的數(shù)量表示，該數(shù)值越大說明人民幣升值，韓元貶值，人民幣升值會促進農(nóng)產(chǎn)品的進口，而農(nóng)產(chǎn)品相對價格提高，從而減少農(nóng)產(chǎn)品的出口。預(yù)計匯率變動對貿(mào)易持續(xù)時間產(chǎn)生負向影響。

（4）綠色貿(mào)易壁壘。前文已經(jīng)指出，韓國實施的綠色貿(mào)易壁壘是影響中韓農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易穩(wěn)定的重要因素。本文用韓國向世界貿(mào)易組織提交的SPS數(shù)量衡量，實施的綠色貿(mào)易壁壘預(yù)計不利于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)。

（5）中韓FTA。前文已經(jīng)指出，中韓FTA將會把中韓國際貿(mào)易帶入一個全新的階段，自由貿(mào)易區(qū)的建立是否有利于延長農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易持續(xù)時間值得研究。本文設(shè)置虛擬變量，中韓FTA成立之前的年份變量為0;否則取1。預(yù)計中韓FTA有利于農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間的延長。

（6）目的國消費能力。目的國消費能力用韓國GDP的對數(shù)值表示，目的國消費能力越強，消費的需求就越大，預(yù)計越有利于農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)。

本文所有貿(mào)易數(shù)據(jù)均來源于CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫，匯率和GDP數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，sps數(shù)量來源于WTO-SPS信息管理系統(tǒng)。

4.2計量結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

本文用cox比例風(fēng)險模型進行實證分析，結(jié)果如表4第1列顯示，并單獨估計所有第一段貿(mào)易持續(xù)時間的樣本以及只有一段貿(mào)易持續(xù)時間的樣本作為穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果如表4第2和第3列顯示。

由表4可以看出，cox全樣本比例風(fēng)險模型、第一段貿(mào)易持續(xù)時間的樣本和只有一段貿(mào)易持續(xù)時間的樣本得到的估計結(jié)果基本相同，因此認為得到的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。整體來看各個變量的系數(shù)顯著，表中給出的系數(shù)是風(fēng)險比率，若某一變量的風(fēng)險比率小于1，那么該變量對貿(mào)易持續(xù)時間產(chǎn)生正向影響，若某一變量的風(fēng)險比率大于1，那么該變量不利于貿(mào)易持續(xù)時間的延長。具體來看：出口額的風(fēng)險比率小于1，說明出口額越大越有利于貿(mào)易關(guān)系的維持，這與預(yù)期相符。產(chǎn)品競爭力的風(fēng)險比率小于1，說明出口的農(nóng)產(chǎn)品越具有競爭力越有利于貿(mào)易關(guān)系的維持，這與預(yù)期相符。匯率變動的風(fēng)險必須大于1，該數(shù)值越大說明人民幣升值，韓元貶值，這不利于貿(mào)易持續(xù)關(guān)系的維持，與預(yù)期相符。綠色貿(mào)易壁壘的風(fēng)險比率大于1，說明sps數(shù)量越多，貿(mào)易持續(xù)時間越短，這與預(yù)期相符。中韓FTA的風(fēng)險比小于1，說明中韓FTA的建立有利于維護中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間，這也與預(yù)期相符。唯一與預(yù)期不相符的是目的國的消費能力的風(fēng)險比率大于1，可能的解釋原因是，韓國屬于較發(fā)達國家，GDP越高越傾向于消費高新技術(shù)類等能夠滿足更高層次需求的商品，且中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品以初加工產(chǎn)品居多，產(chǎn)品附加值低，因此反而減少了對中國農(nóng)產(chǎn)品的進口。

5 結(jié)論與政策建議

5.1結(jié)論

本文根據(jù)CEPII-BACI數(shù)據(jù)庫1995-2016年中國出口到韓國 HS6分位農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，采用Kaplan-Meier非參數(shù)法對中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間進行生存分析，并運用cox比例風(fēng)險模型對影響中國出口韓國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的因素進行實證。得出如下結(jié)論：中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)時間普遍較短，均值生存時間是7.837年，中位生存時間是2年，有45.2%的貿(mào)易持續(xù)時間段在2年內(nèi)消失，且貿(mào)易關(guān)系失敗的概率具有負時間依存性，門檻值是5年，貿(mào)易關(guān)系持續(xù)5年后失敗的風(fēng)險大大下降;不同的農(nóng)產(chǎn)品分類貿(mào)易持續(xù)時間不同，其中第四類貿(mào)易持續(xù)時間最長，第一類和第三類較短;不同初始貿(mào)易額的農(nóng)產(chǎn)品持續(xù)時間不同，初始貿(mào)易額越高，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間越長;產(chǎn)品的出口額，產(chǎn)品競爭力，中韓FTA的建立有利于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的延長;人民幣升值和綠色貿(mào)易壁壘不利于降低農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中斷的風(fēng)險。

5.2政策建議

根據(jù)以上研究結(jié)論，提出以下政策建議：農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易政策的制定應(yīng)符合農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間的特點，增加對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易初期的重視程度，制定合理的市場進入政策，使農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易順利度過門檻期以達到穩(wěn)定;加大輸韓農(nóng)產(chǎn)品的初始貿(mào)易額及出口額，增強雙方貿(mào)易信心，使農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易持續(xù)時間大大延長;加大對第一類農(nóng)產(chǎn)品儲藏和運輸方式研發(fā)投入力度，完善物流鏈條，使農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易更加穩(wěn)定;優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)，大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品深加工，提高農(nóng)產(chǎn)品附加值以提高產(chǎn)品的國際競爭力;面對綠色貿(mào)易壁壘，積極參與國際標準的制定，建立健全農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全預(yù)警和可追溯機制;實施穩(wěn)健的貨幣政策，避免匯率大幅變動帶來的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)時間的波動;加快中韓FTA談判以實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易穩(wěn)定持續(xù)發(fā)展。

參考文獻

[1]陳曉娟， 穆月英. 韓國技術(shù)性貿(mào)易壁壘對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的影響分析[J]. 經(jīng)濟問題探索， 2015（7）：121-127.

[2]徐曉颯. 中韓FTA對中國農(nóng)產(chǎn)品出口韓國的影響分析[J]. 世界農(nóng)業(yè)， 2016（7）：170-173.

[3]BESEDES T， PRUSA T J. Product differentiation and duration of US import trade[J]. Journal of International Economics， 2006， 70（2）：339-358.

[4]HESS W， PERSSON M. Exploring the duration of EU imports[J]. Review of World Economics， 2011， 147（4）：665-692.

[5]何樹全， 張秀霞. 中國對美國農(nóng)產(chǎn)品出口持續(xù)時間研究[J]. 統(tǒng)計研究， 2011， 28（2）：34-38.

[6]譚晶榮，童曉樂. 中國與金磚國家貿(mào)易關(guān)系持續(xù)時間研究[J]. 國際貿(mào)易問題， 2014（4）：90-100.

[7]余華，漆雁斌， 嚴玉寶， 等. 中國對美國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易關(guān)系的持續(xù)時間分析[J]. 經(jīng)濟問題探索， 2015（2）：102-108.

[8]李清政，王佳， 舒杏. 中國對東盟自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易持續(xù)時間研究[J]. 宏觀經(jīng)濟研究， 2016（5）：139-151.

[9]李明權(quán).韓國-東盟FTA對中國農(nóng)產(chǎn)品出口韓國的影響分析[J].東南亞研究， 2010（3）：48-55.

[10]王家農(nóng).中國農(nóng)產(chǎn)品對韓國出口貿(mào)易分析[J].世界農(nóng)業(yè)， 2012（4）：32-34.

[11]申海成.FTA背景下中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易分析[J].中國物價， 2014（12）：71-74.

[12]王歡歡，周康.中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素及潛力研究——基于引力模型[J].經(jīng)濟研究導(dǎo)刊，2015（22）：188-190.

[13]侯俊燕，侯倍倍.中國對韓國農(nóng)產(chǎn)品出口——基于CMS模型增長影響因素研究[J].當代經(jīng)濟， 2016（29）：30-32.