中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素研究

郭鴻鵬 劉愛茹 徐爽 陳志恒

(1.吉林大學(xué)生物與農(nóng)業(yè)工程學(xué)院 吉林長春 130012；2.吉林大學(xué)東北亞學(xué)院 吉林長春 130012)

1 文獻(xiàn)綜述

進(jìn)入21世紀(jì)，在全球化加速進(jìn)展的背景下，世界各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貿(mào)易往來中的不平等現(xiàn)象在各國及國內(nèi)各部門之間始終不斷加劇，尤其是在金融危機(jī)后的一段時(shí)間內(nèi)尤為凸顯，放緩了世界上主要經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易和投資增速，逆全球化思潮和貿(mào)易保護(hù)主義勢力逐漸抬頭?！笆濉睍r(shí)期，我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，同時(shí)面臨較為嚴(yán)峻的外部挑戰(zhàn)，特別是中美貿(mào)易摩擦加劇和突如其來的新冠疫情沖擊了我國經(jīng)濟(jì)，加速了“百年未有之大變局”的演變，使得不穩(wěn)定、不確定性因素逐漸顯著。與此同時(shí)，國家之間的交流合作愈發(fā)緊密，但小規(guī)模的沖突糾紛時(shí)有發(fā)生，經(jīng)貿(mào)合作關(guān)系錯(cuò)綜復(fù)雜。

因此，為加強(qiáng)區(qū)域國家經(jīng)濟(jì)一體化、實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展，東盟在2012年發(fā)起了《區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定》(RCEP)，其成員國覆蓋人口約22.7億，GDP約占全球的33%、出口額占全球的30%，一經(jīng)成立便成為全球規(guī)模最大的自由貿(mào)易協(xié)定。經(jīng)中國、日本、韓國、澳大利亞、新西蘭和東盟十國共15方成員國的共同努力，該協(xié)定最終于2022年1月1日起陸續(xù)開始正式生效，標(biāo)志著覆蓋全球人口最多、經(jīng)貿(mào)規(guī)模最大、最具發(fā)展?jié)摿Φ淖杂少Q(mào)易區(qū)正式落地。RCEP的簽署及實(shí)施從全球貿(mào)易的角度來看，為全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇與國際政治經(jīng)濟(jì)格局調(diào)整帶來了重要影響；從東亞區(qū)域的角度來看，為各成員國迎來了深化亞太產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈關(guān)系的重要機(jī)遇，充分展現(xiàn)了加速整合區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的堅(jiān)定信念；從中國自身的角度來看，此項(xiàng)協(xié)定加快推進(jìn)了“以內(nèi)循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)”的新發(fā)展格局。

在當(dāng)下復(fù)雜的國際貿(mào)易局勢下，推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展對連接區(qū)域性市場、建設(shè)全國統(tǒng)一大市場、穩(wěn)定產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈具有重要意義。目前，部分學(xué)者對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的研究將國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、各國之間的貿(mào)易距離、各國的人口規(guī)模等作為衡量指標(biāo)研究RCEP的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。王淑影等(2022)通過構(gòu)建擴(kuò)展貿(mào)易引力模型，實(shí)證研究中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易條件及人口規(guī)模之間呈現(xiàn)正向促進(jìn)，與地理距離存在負(fù)相關(guān)性。另一部分學(xué)者以經(jīng)濟(jì)合作帶來的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額增長為衡量RCEP簽署所帶來的影響。袁波等(2022)在對中國農(nóng)產(chǎn)品出口進(jìn)行分析中表明，RCEP協(xié)定為其提供了良好的貿(mào)易環(huán)境，促使中國在貿(mào)易中充分發(fā)揮比較優(yōu)勢。

此外，在有關(guān)中國農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素研究的文獻(xiàn)中，金鈺雯、穆朠(2021)指出，研究貿(mào)易影響因素時(shí)考慮空間性是必要的，其主要原因有兩點(diǎn)：一是若兩國距離相近，那么某一國的貿(mào)易很有可能會(huì)對其鄰國的貿(mào)易產(chǎn)生直接影響；二是由于各影響因素在影響本國貿(mào)易的同時(shí)，也會(huì)對其鄰近國家貿(mào)易產(chǎn)生影響，即產(chǎn)生了空間溢出效應(yīng)。但現(xiàn)有文獻(xiàn)中學(xué)者采用空間計(jì)量模型進(jìn)行影響因素空間溢出效應(yīng)的研究較少，而采用隨機(jī)前沿引力模型從時(shí)變角度對影響因素進(jìn)行研究的甚多。如喬翌(2019)運(yùn)用貿(mào)易引力模型在中國蔬菜出口貿(mào)易及國際競爭力研究中發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易距離、兩國人均收入差和中國人均蔬菜產(chǎn)量是影響我國蔬菜出口的關(guān)鍵因素。

本文將充分吸收和借鑒既有研究取得的成果，同時(shí)看到以下問題需要深入探討：中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的主要影響因素是什么？如何提高中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競爭力？要研究以上問題，本文從客觀因素及主觀因素兩個(gè)角度出發(fā)，構(gòu)建中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的主要影響因素指標(biāo)體系，以Moran散點(diǎn)圖為局部空間自相關(guān)的分析方法，并采用隨機(jī)前沿引力模型、貿(mào)易非效率模型及空間杜賓模型分別從時(shí)間和空間兩個(gè)角度分析不同因素對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響，為進(jìn)一步拓展優(yōu)化中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易合作領(lǐng)域、合理配置高效資源要素提供實(shí)證基礎(chǔ)。

2 模型數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取及構(gòu)建

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2021年中國對RCEP其他14個(gè)成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所需的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易數(shù)據(jù)均選自聯(lián)合國商品貿(mào)易統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫；人均生產(chǎn)總值與人口總量數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫；國家首都間距離來自法國CEPII數(shù)據(jù)庫；經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、政府誠信自由度指數(shù)、勞動(dòng)自由度指數(shù)來自美國傳統(tǒng)基金會(huì)。

2.2 模型的指標(biāo)選取及構(gòu)建

基于本文研究目標(biāo)和數(shù)據(jù)的可獲得性，隨機(jī)前沿引力模型及空間杜賓模型選取以下短期內(nèi)難以改變的決定中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的客觀因素：

一是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值：GDPit代表中國人均生產(chǎn)總值，其與出口存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，表現(xiàn)為出口對人均GDP增長具有極強(qiáng)的拉動(dòng)作用，初步預(yù)測GDPit變量的符號為正；GDPjt代表RCEP其他成員國人均生產(chǎn)總值，其增長意味著該國市場的擴(kuò)大及進(jìn)口潛力的提高，初步預(yù)測GDPjt變量的符號為正。

二是人口總量：POPit代表中國人口總數(shù)，一國人口數(shù)越多，則本國人口對產(chǎn)品的需求量越大，出口量越少，初步預(yù)測POPit變量的符號為負(fù)；POPjt代表RCEP其他成員國人口總數(shù)，對于進(jìn)口國而言，人口越多對農(nóng)產(chǎn)品的需求越大，故進(jìn)口量需求越大，初步預(yù)測人口變量的符號為正。

三是中國與RCEP其他成員國的耕地面積：LANDit代表中國耕地面積，LANDjt代表RCEP其他成員國耕地面積，耕地越大，表明國家越重視農(nóng)業(yè)，越有利于出口國出口，阻礙進(jìn)口國進(jìn)口，故初步預(yù)測LANDit變量的符號為正、LANDjt變量的符號為負(fù)。

四是兩國首都間距離：DISij表示中國北京與RCEP其他成員國首都的直線距離，用以衡量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的運(yùn)輸成本，距離越遠(yuǎn)，貿(mào)易成本越高，越不利于貿(mào)易出口，初步預(yù)測DISij變量的符號為負(fù)。

此外，制約兩國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易量的主觀因素作為本文貿(mào)易非效率模型的主要變量，本文選取受國家貿(mào)易政策影響較為顯著的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、政府誠信自由度指數(shù)、勞動(dòng)自由度指數(shù)三個(gè)變量，同時(shí)引入“是否簽訂RCEP協(xié)定”為虛擬變量，RCEP協(xié)定作為積極有效的貿(mào)易政策，將最大程度地激發(fā)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展?jié)摿?，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。貿(mào)易非效率模型的變量系數(shù)為負(fù)，則代表變量與效率成正比，因此初步預(yù)測ECOjt、GOVjt、LABjt、RCEPjt四個(gè)變量的符號均為負(fù)。

3 中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素的實(shí)證分析

3.1 隨機(jī)前沿引力模型的理論基礎(chǔ)

本文采取Battese&Coelli(1995)的研究方法，使用“一步法”分析貿(mào)易非效率的影響因素，即對隨機(jī)前沿模型和貿(mào)易非效率模型同時(shí)回歸。該模型的一般形式如下：

兩邊取對數(shù)可得：

其中，Tijt為t年i、j兩國的貿(mào)易流量；Χijt表示貿(mào)易客觀條件；β 為待估參數(shù)；vijt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；μijt為貿(mào)易非效率項(xiàng)。

結(jié)合本文選取的指標(biāo)，為了得到更具有穩(wěn)定性與科學(xué)性區(qū)分了非效率項(xiàng)vijt與隨機(jī)誤差項(xiàng) μijt，并將模型分為式(3)隨機(jī)前沿引力模型和式(4)貿(mào)易非效率模型兩部分，同時(shí)使用Battese&Coelli(1995)提出的“一步法”合并兩個(gè)方程并轉(zhuǎn)化為對數(shù)形式得到式(5)：

設(shè)定模型的具體回歸方程之后，本文采用Frontier4.1軟件進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，深入挖掘影響中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素，剖析其因素的影響程度。

3.2 隨機(jī)前沿結(jié)果分析

3.2.1 模型適用性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確定貿(mào)易非效率項(xiàng)對中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易具有影響，在進(jìn)行實(shí)證分析前，本文先檢驗(yàn)貿(mào)易非效率項(xiàng)的存在性和時(shí)變性。由表1可知，模型適用性檢驗(yàn)的LR統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，結(jié)果證明模型中貿(mào)易非效率存在且隨時(shí)間變化。

表1 模型適用性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.2 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證模型結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行時(shí)不變和時(shí)變兩類隨機(jī)前沿引力模型的估計(jì)，結(jié)果如表2所示。根據(jù)所得結(jié)果，兩類模型各變量的系數(shù)符號及顯著性水平均保持一致，由此可知所構(gòu)建模型得到的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。此外，時(shí)變模型的γ值(0.998)略大，說明貿(mào)易非效率是造成出口貿(mào)易無法達(dá)到潛在水平的主要因素，同時(shí)時(shí)變模型η值(0.021)在1%的水平上顯著，進(jìn)一步表明時(shí)變模型更為合適。

表2 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.2.3 模型回歸結(jié)果分析

適用性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)已證明貿(mào)易非效率項(xiàng)的存在性及模型具有時(shí)變性，因而使用Frontier4.1計(jì)量軟件，采用“一步法”對模型進(jìn)行估計(jì)，模型估計(jì)結(jié)果如表3所示。中國及其他成員國人均生產(chǎn)總值、中國及其他成員國人口、中國及其他成員國耕地面積及兩國首都間距離都對中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易有顯著的影響，現(xiàn)對變量因素進(jìn)行以下分析：

表3 貿(mào)易非效率模型結(jié)果

一是lnGDPit系數(shù)為正，說明中國人均生產(chǎn)總值的增加促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號相同，該結(jié)果驗(yàn)證了譚小芬等(2022)提出的國際商品交換在一定程度上促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)上行波動(dòng)的研究結(jié)果。

二是lnGDPjt系數(shù)為負(fù)，說明其他成員國人均生產(chǎn)總值的增加抑制中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號不符，可能由于中國目前農(nóng)產(chǎn)品出口品類較為集中且主要為低級農(nóng)產(chǎn)品，其他成員國人均生產(chǎn)總值增加從而提高了對高級農(nóng)產(chǎn)品的需求，抑制了中國低級農(nóng)產(chǎn)品的出口。

三是lnPOPit系數(shù)為負(fù)，說明中國人口總數(shù)的增加抑制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號相符。從產(chǎn)品需求角度來看，中國人口總數(shù)的增加會(huì)促進(jìn)本國農(nóng)產(chǎn)品的消耗，從而抑制農(nóng)產(chǎn)品出口。

四是lnPOPjt系數(shù)為正，說明其他成員國人口總數(shù)的增加促進(jìn)中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號相符。在RCEP其他成員國其他條件不發(fā)生改變的前提下，人口總數(shù)的增加會(huì)加大本國對農(nóng)產(chǎn)品的需求量，從而促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品從中國進(jìn)口。

五是lnLANDit系數(shù)為負(fù)，說明中國耕地面積的增加抑制農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號不符。從中國本國國情角度來看，2012—2021年，人口紅利的逐漸消失和城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力成本逐漸上升，同時(shí)土地資源流失較嚴(yán)重，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)量有所下降，故與預(yù)期符號不符。

六是lnLANDjt系數(shù)為負(fù)，說明其他成員國耕地面積的增加抑制中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號相符。其他成員國的耕地面積越大，自給自足的能力越強(qiáng)，進(jìn)口需求便降低，從而抑制了農(nóng)產(chǎn)品從中國進(jìn)口。

七是lnDISit系數(shù)為負(fù)，說明兩國首都間距離的增加抑制中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的出口，這與預(yù)期符號相符。農(nóng)產(chǎn)品具有易腐性及可替代性，在雙邊貿(mào)易中兩國的地理位置相距越遠(yuǎn)，運(yùn)輸成本則越大，兩國的貿(mào)易流量則越少，從而抑制了進(jìn)口。

貿(mào)易非效率模型中，變量對中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口額具有負(fù)向影響，經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)、政府誠信指數(shù)、勞動(dòng)自由度指數(shù)3個(gè)變量均通過1%的顯著性檢驗(yàn)且其符號與預(yù)期相同，說明這些變量是破除阻礙農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口的主觀因素，可以促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的發(fā)展。但虛擬變量“是否簽訂RCEP協(xié)定”的符號為正且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，可能由于RCEP協(xié)定于2019年正式簽訂，2022年才正式生效，其效力尚未顯著，故與預(yù)期不符。

4 中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的空間相關(guān)性與溢出效應(yīng)分析

前文對中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素的研究僅考慮了時(shí)間因素，尚未考慮空間因素。為了結(jié)果的客觀性與全面性，本文基于國家層面的面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計(jì)量模型，研究中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素。

4.1 中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的空間相關(guān)性分析

4.1.1 空間權(quán)重矩陣選擇

其中，dij表示由國家i與國家j的經(jīng)緯度求得的球面距離。

4.1.2 局部自相關(guān)分析

為了分析中國與RCEP其他成員國之間農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易是否存在空間自相關(guān)，本文從局部空間自相關(guān)角度進(jìn)行檢驗(yàn)，并以Moran散點(diǎn)圖為局部空間自相關(guān)的分析方法。

本文運(yùn)用Stata16.0軟件，根據(jù)2012—2021年中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)測算，繪畫了2012年、2015年、2017年、2021年各國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率的Moran散點(diǎn)圖。縱觀對比圖1(a)、(b)、(c)、(d)可知，位于第一象限和第三象限的國家一致，且大部分國家農(nóng)產(chǎn)品出口效率聚集在第一象限“高高聚集”區(qū)和第三象限“低低聚集”區(qū)，這說明現(xiàn)階段中國對 RCEP 成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易呈現(xiàn)明顯的空間正相關(guān)效應(yīng)，即具有較高(較低)進(jìn)口中國農(nóng)產(chǎn)品的國家在地理上相對趨向與較高(較低)進(jìn)口中國農(nóng)產(chǎn)品的國家相鄰，且這種相關(guān)性非常明顯。

圖1 RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口效率的Moran散點(diǎn)圖

4.2 空間計(jì)量模型選擇與空間溢出效應(yīng)分析

4.2.1 空間計(jì)量模型選擇

空間自相關(guān)性檢驗(yàn)表明，在分析中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素時(shí)應(yīng)充分考慮空間因素，為了提高實(shí)證結(jié)果的可靠性和科學(xué)性，本文構(gòu)建了三種空間計(jì)量模型，分別為空間誤差模型(SEM)、空間滯后模型(SLM)及空間杜賓模型(SDM)。根據(jù)陳強(qiáng)(2014)的《高級計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)及Stata應(yīng)用》，當(dāng)T<20時(shí)，無需對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。本文的T為10，故不進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。參考Anselin的做法，本文對以上三種計(jì)量模型進(jìn)行選擇的步驟如下：

(1)運(yùn)用拉格朗日檢驗(yàn)，即LM檢驗(yàn)，以判斷變量之間是否存在空間關(guān)系及空間關(guān)系的類型。LM檢驗(yàn)以LM-lag和LM-Error為判斷標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)兩者均不顯著時(shí)，表明各變量之間無空間關(guān)系，應(yīng)采用普通回歸模型；當(dāng)LM-lag顯著但LM-Error不顯著時(shí)，應(yīng)選擇空間滯后模型(SLM)；當(dāng)LM-lag不顯著但LM-Error顯著時(shí)，應(yīng)選擇空間誤差模型(SEM)；當(dāng)兩者均顯著時(shí)，則采取下一步的穩(wěn)健性拉格朗日檢驗(yàn)，即Robust-LM檢驗(yàn)。

(2)Robust-LM檢驗(yàn)以Robust-LM-Lag和Robust-LM-Error為判斷標(biāo)準(zhǔn)，Robust-LM-Lag顯著但Robust-LM-Error不顯著時(shí)，選擇空間滯后模型(SLM)；Robust-LM-Lag不顯著但Robust-LM-Error顯著時(shí)，選擇空間誤差模型(SEM)；若兩者均顯著，則繼續(xù)使用Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)。

(3)Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)是檢驗(yàn)空間杜賓模型(SDM)是否會(huì)退化，若兩種檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果均顯著，則說明應(yīng)選擇空間杜賓模型(SDM)。

薄層鑒別結(jié)果檢視，供試品色譜中，在與對照品色譜相應(yīng)的位置處，顯相同顏色的斑點(diǎn)，陰性對照色譜在相應(yīng)位置處無干擾（圖1）。

本文先對所構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行LM檢驗(yàn)、Robust-LM檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 LM、Robust-LM檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，Moran’s I為正值顯著，進(jìn)一步佐證了本文所研究的對象具備一定的空間相關(guān)性。由LM檢驗(yàn)和Robust-LM檢驗(yàn)可知，大部分結(jié)果均顯著，下一步進(jìn)行Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)。

由表5可知，Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)均顯著，應(yīng)選擇空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行回歸分析。下一步則是運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)判斷是運(yùn)用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表5 Wald、LR檢驗(yàn)結(jié)果

表6 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯著，應(yīng)采用固定效應(yīng)。固定效應(yīng)又分為時(shí)間固定、個(gè)體固定及雙固定效應(yīng)三種，再用LR-text檢驗(yàn)來選擇固定效應(yīng)類型，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

由表7可知，LR-both ind檢驗(yàn)結(jié)果表明，雙固定效應(yīng)與個(gè)體固定效應(yīng)中個(gè)體固定效應(yīng)更好；LR-both time檢驗(yàn)結(jié)果表明，雙固定效應(yīng)與時(shí)間固定效應(yīng)中雙固定效應(yīng)更好。綜上結(jié)果可知，本模型應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)分析，因此本文最終采用個(gè)體固定效應(yīng)空間杜賓模型(SDM)對中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素進(jìn)行回歸分析。

表7 LR-text檢驗(yàn)

4.2.2 空間溢出效應(yīng)分析

從表8個(gè)體固定效應(yīng)空間杜賓模型(SDM)的回歸結(jié)果來看，中國與RCEP其他成員國的人均生產(chǎn)總值、中國耕地面積、國家間距離等變量均對中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額產(chǎn)生顯著影響，但空間杜賓模型(SDM)考慮了各變量的滯后項(xiàng)，其并不能客觀反映回歸系數(shù)值的解釋作用，因此還需對影響因素變量進(jìn)行進(jìn)一步的效應(yīng)分解。本文運(yùn)用軟件MatlabR2018b對模型進(jìn)行回歸估計(jì)，參考LesageandPace的做法，將解釋變量的總效應(yīng)分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，具體回歸結(jié)果如表8所示。當(dāng)研究中國與RCEP某一成員國進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易時(shí)，直接效應(yīng)表示解釋變量對中國對該成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的影響，間接效應(yīng)表示解釋變量對中國對其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的影響。

表8 各解釋變量的效應(yīng)分解結(jié)果

中國人均生產(chǎn)總值的直接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，且通過了10%的顯著性檢驗(yàn)；間接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)，但未通過顯著性檢驗(yàn)。這意味著中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)抑制中國對其他RCEP成員國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的提高，這一結(jié)果與預(yù)期并不相符，可能是由于近年來，新冠疫情對世界各國經(jīng)濟(jì)影響嚴(yán)重，中國外貿(mào)也受世界深度下滑拖累。我國政府提出建立國內(nèi)國外雙循環(huán)，通過擴(kuò)大內(nèi)需來增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)循環(huán)內(nèi)生動(dòng)力，因此當(dāng)我國人均生產(chǎn)總值增加時(shí)，對其他RCEP成員國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額反而減少。

RCEP其他成員國人均生產(chǎn)總值的直接效應(yīng)及間接效應(yīng)均通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為正，意味著某一RCEP成員國經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大時(shí)，不僅會(huì)促進(jìn)中國對該成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的提高，還能促進(jìn)中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的提高。這可能是由于隨著RCEP各成員國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的擴(kuò)大，這些國家對中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口能力增強(qiáng)，整體體現(xiàn)為中國對RCEP成員國農(nóng)產(chǎn)品出口額增加；又由于鄰近國家間的關(guān)聯(lián)性和流動(dòng)性會(huì)促進(jìn)鄰國經(jīng)濟(jì)水平的提升，使得鄰國對中國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口能力增強(qiáng)。

中國人口總數(shù)的直接效應(yīng)通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)為負(fù)；而間接效應(yīng)通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，其系數(shù)為正。這表明當(dāng)中國與RCEP某一成員國進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易時(shí)，中國人口總數(shù)的增加會(huì)抑制其對該國農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易額，但會(huì)促進(jìn)中國對其他成員國的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額。從產(chǎn)品需求角度來看，中國人口總數(shù)的增加會(huì)促進(jìn)本國農(nóng)產(chǎn)品的消耗，從而抑制中國農(nóng)產(chǎn)品出口，具體表現(xiàn)為中國對RCEP成員國農(nóng)產(chǎn)品出口額減少。

中國耕地面積的直接效應(yīng)及間接效應(yīng)均通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，且系數(shù)均為負(fù)，表明當(dāng)中國與RCEP某一成員國進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易時(shí)，中國耕地面積的增加不僅會(huì)抑制中國對該RCEP成員國的農(nóng)產(chǎn)品出口額，不利于對中國對其他RCEP成員國的出口額。實(shí)證結(jié)果與預(yù)期符號不符，具體原因可以從中國本國國情角度來探討，由于人口紅利的逐漸消失和城鎮(zhèn)化的不斷發(fā)展，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力成本逐漸上升，同時(shí)土地資源流失較嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)產(chǎn)量有所下降，供小于求，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格也相應(yīng)上升，因此中國對RCEP成員國農(nóng)產(chǎn)品出口額減少。

中國首都與RCEP其他成員國首都間直線距離的直接效應(yīng)系數(shù)為負(fù)值，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這表示中國與RCEP某一成員國進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易時(shí)，兩國之間的貿(mào)易距離增加會(huì)抑制中國對該成員國的農(nóng)產(chǎn)品出口額。這是由于距離在一定程度上代表了出口成本，當(dāng)該國需求不變時(shí)，隨著貿(mào)易距離的增加，必然會(huì)加大貿(mào)易成本，因此體現(xiàn)為農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易受阻。

4.2.3 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了從多角度考慮模型的穩(wěn)健性，本文以增減解釋變量數(shù)量的視角進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，剔除了RCEP其他成員國耕地面積解釋變量的樣本數(shù)據(jù)后，得到如表9所示的結(jié)果。

表9 更換樣本大小的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

同樣，通過對比可知，各解釋變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)及總效應(yīng)系數(shù)的大小、方向及顯著性水平未發(fā)生較大改變，雖然部分變量的顯著性有所變化，但是系數(shù)方向仍然相同?？傮w而言，減少解釋變量前后得到的結(jié)果基本一致，說明本文從考慮解釋變量數(shù)量的角度來說研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

5 結(jié)語

本文在模型適用性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)均通過的基礎(chǔ)上，對中國與RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口影響因素、溢出效應(yīng)進(jìn)行量化分析，從時(shí)間和空間兩個(gè)角度全面分析中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素，這對中國對外貿(mào)易發(fā)展穩(wěn)定意義重大。研究結(jié)論如下：

從時(shí)變角度可知，中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易受到客觀因素及主觀因素的共同影響。中國人均GDP、其他成員國人口總數(shù)、經(jīng)濟(jì)自由度、政府誠信、勞動(dòng)自由度對中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易產(chǎn)生正向影響，而其他成員國人均GDP、中國人口總數(shù)、雙方耕地面積及兩國首都間距離與出口貿(mào)易呈負(fù)相關(guān)。

從空間相關(guān)性可知，中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口額在空間上呈現(xiàn)明顯的空間正相關(guān)性。從空間溢出效應(yīng)分解可知，中國人均生產(chǎn)總值具有顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。當(dāng)中國與RCEP某一成員國進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易時(shí)，中國人均生產(chǎn)總值的增加不僅會(huì)使中國對該國農(nóng)產(chǎn)品的出口額減少，還會(huì)抑制中國對RCEP 其他成員國農(nóng)產(chǎn)品的出口額。RCEP其他成員國人均生產(chǎn)總值則具備顯著的正向空間溢出效應(yīng)，意味著某一RCEP成員國經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大時(shí)，不僅會(huì)促進(jìn)中國對該成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的提高，還能促進(jìn)中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額的提高。而中國人口總數(shù)的增加會(huì)抑制中國對該國農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易額。中國耕地面積具有顯著的負(fù)向空間效應(yīng)，中國耕地面積提高不僅會(huì)抑制中國對該成員國農(nóng)產(chǎn)品的出口貿(mào)易，還會(huì)使中國減少對其他成員國的出口額。中國首都與RCEP其他成員國首都間直線距離增加會(huì)抑制中國對該國的農(nóng)產(chǎn)品出口額。

根據(jù)結(jié)果討論并結(jié)合RCEP協(xié)定，本文就提高中國與RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競爭力及拓展能力、優(yōu)化中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的結(jié)構(gòu)提出以下政策建議：

一是維系良好的政治關(guān)系，推進(jìn)數(shù)字農(nóng)業(yè)發(fā)展。

RCEP協(xié)定的生效實(shí)施，降低了對農(nóng)產(chǎn)品設(shè)立的貿(mào)易壁壘，進(jìn)一步加大了RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品市場對中國的開放程度。與此同時(shí)，數(shù)字農(nóng)業(yè)是中國進(jìn)入農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要特點(diǎn)，也是由農(nóng)業(yè)大國走向農(nóng)業(yè)強(qiáng)國的必然選擇。在RCEP框架下，中國通過加快數(shù)字化農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型進(jìn)一步提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率，高效運(yùn)用協(xié)定中的貿(mào)易規(guī)則，幫助本國降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本，提高農(nóng)產(chǎn)品競爭力，為中國在RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易市場開拓創(chuàng)新打下了良好的基礎(chǔ)。

二是拓展貿(mào)易合作領(lǐng)域，推進(jìn)優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈。

RCEP生效實(shí)施后，東亞區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化得到進(jìn)一步調(diào)整。由于農(nóng)業(yè)資源稟賦的差異，在RCEP框架下，關(guān)稅減讓必將為中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易合作領(lǐng)域拓展提供新機(jī)遇。此外，基于RCEP其他成員國在中國農(nóng)產(chǎn)品市場的不同特點(diǎn)和消費(fèi)需求，我國應(yīng)積極調(diào)整符合當(dāng)前市場的戰(zhàn)略布局，增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈的韌性，從而推進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的調(diào)整優(yōu)化，打造優(yōu)勢互補(bǔ)、協(xié)同高效、開拓創(chuàng)新、利益相融的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈。

三是推進(jìn)要素高效資源配置，構(gòu)建良好的農(nóng)產(chǎn)品市場環(huán)境。

農(nóng)業(yè)資源優(yōu)勢與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了一國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的開放程度，RCEP協(xié)定的簽署為中國與RCEP其他成員的經(jīng)貿(mào)合作提供了制度突破的平臺，促進(jìn)其農(nóng)產(chǎn)品資源配置更加高效。同時(shí)，我國應(yīng)高效利用原產(chǎn)地區(qū)域累積原則的優(yōu)勢，提高協(xié)定優(yōu)惠稅率的利用率，提升國家間投資便利化水平，以更加積極開放的態(tài)度主動(dòng)加強(qiáng)彼此間的農(nóng)業(yè)合作，堅(jiān)持貿(mào)易多邊主義、堅(jiān)持貿(mào)易自由化，為中國對RCEP其他成員國農(nóng)產(chǎn)品出口市場創(chuàng)造良好的環(huán)境。