【中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易現(xiàn)狀及發(fā)展?jié)摿?shí)證探究（論文）15000字】

第[4]。張嗥(2009)對中國一巴基斯坦FTA的初步成效進(jìn)行了探討。因此，本文引入FTA這一虛擬變量，研究FTA對雙邊貿(mào)易流量會產(chǎn)生什么樣的影響。（五）國土接壤本文引入國土接壤這一虛擬變量，是對貿(mào)易距離的擴(kuò)展解釋。本文認(rèn)為，國土接壤可以在農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)輸過程中不受地理環(huán)境影響，可以選取多種運(yùn)輸方式，陸運(yùn)、海運(yùn)以及內(nèi)河運(yùn)輸，使用多種運(yùn)輸方式，提高農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)輸能力，促進(jìn)雙邊農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。（六）制度本文引入制度這一因素，認(rèn)為其對雙邊貿(mào)易往來產(chǎn)生一定程度的阻礙作用。制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷發(fā)展，人們逐漸把制度這一因素引入到傳統(tǒng)的引力模型之中，研究分析制度對于區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度。國內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易對象國之間的制度在很大程度上影響著貿(mào)易發(fā)展。本文在研究中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易中引入制度這一變量，采取世界銀行的全球公共治理指標(biāo)（WorldwideGovernanceIndicators，WGI），從六個(gè)維度來反映一國的制度狀況。本文采用以下公式，利用母國與貿(mào)易對象國六個(gè)維度來計(jì)算制度距離：DZ其中，Iij表示j國的第i個(gè)指標(biāo)的得分，Iic表示中國的第i個(gè)指標(biāo)的得分，Vi4.2.2指標(biāo)選取及解釋說明表4-2-2變量指標(biāo)說明變量符號定義EXP某國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額GDP+某國國內(nèi)生產(chǎn)總值PGDP+某國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值TAR-某國關(guān)稅水平總額FTA+是否與中國簽訂自由貿(mào)易協(xié)議Bound+是否與中國國土接壤DIS-某國首都與北京地理距離DZ-某國與中國的制度距離4.2.3數(shù)據(jù)說明及來源：本文選取了中國對選取RCEP成員國中的7個(gè)國家（日本、韓國、新加坡、馬來西亞、泰國、菲律賓、印度尼西亞）從2007年到2019年總共91個(gè)樣本農(nóng)產(chǎn)品出口的貿(mào)易流量面板數(shù)據(jù)作為測評樣本。其中，EXPij：i時(shí)中國進(jìn)出口j國農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易額，數(shù)據(jù)來自于聯(lián)合國貿(mào)易數(shù)據(jù)庫（）;GDPjt:t時(shí)j國國民生產(chǎn)總值；PGDPjt:t時(shí)j國人均國民生產(chǎn)總值；數(shù)據(jù)來自于世界銀行數(shù)據(jù)庫（）;DIScj:中國與j國地理距離（首都），Boundcj(中國與j國國土是否接壤，引入虛擬變量)數(shù)據(jù)來自于CEPII數(shù)據(jù)庫（www.cepii.fr/cepii/en）；TARjt：t時(shí)j國關(guān)稅水平，數(shù)據(jù)來自于CEIC數(shù)據(jù)庫（）；FTAcj:中國與j國是否簽訂自由貿(mào)易協(xié)定，數(shù)據(jù)來自于中國自由貿(mào)易區(qū)服務(wù)網(wǎng)。4.2.4變量描述統(tǒng)計(jì)本文運(yùn)用STATA15.0軟件，選取RCEP7個(gè)國家（日本、韓國、新加坡、馬來西亞、泰國、菲律賓、印度尼西亞）從2007年到2019年總共91個(gè)樣本的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，下表是對91個(gè)樣本量的描述性統(tǒng)計(jì)，通過STATA表格可以看出，在這期間，中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額最值之間差距較大，說明在這期間農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口波動較大。表4-2-2描述性統(tǒng)計(jì)(1)(2)(3)(4)(5)VARIABLESNmeansdminmaxcode9142.01117year912,0133.7622,0072,019InEXPcj9121.261.11018.6123.19InGDPjt9123.731.61920.5426.35InPGDPjt915.6622.5542.62010.80InTARct9126.200.25025.7026.44InDIScj917.9430.5066.8628.408InTARjt912,60024,58717.03234,563Boundcj910.1430.35201FTAcj910.5930.49401InDZaj912.6620.07242.2632.747下表是關(guān)于變量之間相關(guān)性的說明，通過表中數(shù)據(jù)可以看出，解釋變量之間的相關(guān)性并不是很高，在進(jìn)行STATA軟件分析過程中，通過方差膨脹因子檢驗(yàn)（此部分內(nèi)容不在論文中展示），VIF值遠(yuǎn)小于10，說明解釋變量之間不存在共線性，而且通過變量的相關(guān)性也可以看出解釋變量之間的正負(fù)相關(guān)關(guān)系。表4-2-3相關(guān)系數(shù)矩陣InEXPcjInGDPjtInPGDPjtInTARctInDIScjInTARjtBoundcjInEXPcj1.000InGDPjt0.0711.000InPGDPjt-0.1640.818***1.000InTARct0.282***0.1130.0591.000InDIScj0.206*0.780***0.555***0.0001.000InTARjt0.1700.044-0.0950.0820.0621.000Boundcj0.643***0.065-0.425***0.0000.240**0.258**1.000FTAcj-0.1690.290***0.543***0.0350.561***-0.127-0.493***InDZaj0.336***0.663***0.400***0.0600.661***0.1240.396***4.3實(shí)證結(jié)果分析根據(jù)面板數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，跟短面板數(shù)據(jù)處理方式不同，我們可以認(rèn)為長面板數(shù)據(jù)模型是一個(gè)特殊的雙向固定效應(yīng)模型。長面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)主要集中在對誤差項(xiàng)進(jìn)行處理，因此需要考慮面板數(shù)據(jù)是否存在異方差、自相關(guān)以及截面問題。首先，假設(shè)模型不存在自相關(guān)、截面相關(guān)和異方差這三大問題，使用LSDV估計(jì)固定效應(yīng)模型進(jìn)行處理。其次，對誤差項(xiàng)進(jìn)行處理，首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧韵嚓P(guān)問題。表4-3-1自相關(guān)檢驗(yàn)WooldridgetestforautocorrelationinpaneldataH0:nofirst-orderautocorrelationF(1,6)=41.044Prob>F=0.0007通過上表可以看出，P值為0，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型存在自相關(guān)問題。通過STATA【xttest3】命令，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼`差項(xiàng)是否存在異方差問題。表4-3-2異方差檢驗(yàn)ModifiedWaldtestforgroupwiseheteroskedasticityinfixedeffectregressionmodelH0:sigma(i)^2=sigma^2forallichi2(7)=580.13Prob>chi2=0.0000由上表結(jié)果可以看出，P值為0，因此可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型誤差項(xiàng)存在異方差問題。最后，使用STATA【xttest2】命令，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼`差項(xiàng)是否存在截面問題。表4-3-3截面問題檢驗(yàn)Correlationmatrixofresiduals:__e1__e2__e3__e4__e5__e6__e7__e11.0000__e20.51951.0000__e30.30780.78701.0000__e40.45670.66440.31451.0000__e50.2034-0.4199-0.57900.18201.0000__e60.71960.31500.25800.39880.35791.0000__e70.67740.2743-0.07550.62140.56510.53711.0000Breusch-PaganLMtestofindependence:chi2(21)=62.706,Pr=0.0000Basedon13completeobservationsoverpanelunits通過檢驗(yàn)，可以看到，截面問題的檢驗(yàn)結(jié)果的P值為0，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為誤差項(xiàng)存在截面相關(guān)的問題。綜上所述，通過對模型誤差項(xiàng)的檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)模型誤差項(xiàng)存在自相關(guān)、異方差和截面相關(guān)這三類問題。因此，本文需要解決誤差項(xiàng)的自相關(guān)、異方差和截面相關(guān)問題，通過修正后的回歸結(jié)果，進(jìn)行報(bào)告測量結(jié)果。那么，針對上述提到的三個(gè)問題，本文選取了三種方法。首先，采用OLS進(jìn)行模型估計(jì)，通過xtscc命令實(shí)現(xiàn)對上述誤差項(xiàng)的三種問題提供面板校正的標(biāo)準(zhǔn)誤差。第二種：使用FGLS估計(jì)，通過xtpcse實(shí)現(xiàn)解決誤差項(xiàng)自相關(guān)的問題，其余兩項(xiàng)問題仍然只是提供面板校正的標(biāo)準(zhǔn)誤。第三種：通過FGLS估計(jì)，通過xtgls同時(shí)處理誤差項(xiàng)的自相關(guān)、異方差以及截面問題。表4-3-4線性回歸結(jié)果(1)(2)(3)(4)LSDVPCSESCCGLSInGDPjt1.862***0.373**1.862**0.478***(0.425)(0.159)(0.717)(0.0784)InPGDPjt0.645***0.374***0.645*0.379***(0.188)(0.0988)(0.346)(0.0518)InTARct-0.695-0.586***-0.695-0.616***(0.440)(0.220)(0.526)(0.0942)InDIScj-10.42***-0.261-10.42***-0.306(1.746)(0.658)(2.883)(0.318)InTARjt-0.00000342-0.000000248-0.00000342***-0.000000168(0.00000277)(0.000000345)(0.000000866)(0.000000270)InDZaj25.25***-1.43925.25***-0.699(4.145)(1.540)(7.309)(0.740)_cons8.59710.20**8.597**9.653***(8.180)(4.726)(3.264)(2.494)N91919191R-sq0.7220.9990.722Standarderrorsinparentheses*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01通過實(shí)證分析結(jié)果可以看出，在數(shù)據(jù)存在自相關(guān)、異方差以及截面問題的基礎(chǔ)上，采用調(diào)整后的回歸分析結(jié)果，以下根據(jù)回歸分析xtgls結(jié)果進(jìn)行分析和解釋：1.中國關(guān)稅水平回歸系數(shù)為-0.616，說明在中國對RCEP地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易中，關(guān)稅與貿(mào)易額存在顯著的負(fù)相關(guān)性。這就說明，關(guān)稅壁壘的降低將在一定程度上，提高中國農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易出口額，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來發(fā)展。2.東道國的國內(nèi)生產(chǎn)總值回歸系數(shù)為0.478，回歸結(jié)果表明，東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對于雙邊貿(mào)易發(fā)展有明顯的顯著性。RCEP國家國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易存在顯著的正相關(guān)，東道國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在很大程度上決定了其國內(nèi)對于農(nóng)產(chǎn)品的需要。這也就是說，每當(dāng)進(jìn)口國GDP水平提高1%，則會對中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易產(chǎn)生0.738%的促進(jìn)作用。3.東道國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值回歸系數(shù)為0.379，東道國人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口額存在正相關(guān)，這就說明RCEP國家人均消費(fèi)水平越高，能夠促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)，從而提高我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額，擴(kuò)大我國農(nóng)產(chǎn)品的市場份額。4.地理貿(mào)易距離回歸系數(shù)為-0.306，從回歸結(jié)果可以看出，距離與我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這就說明，盡管隨著物流水平以及交通運(yùn)輸能力的提高，距離的阻礙作用在一定程度上削弱，但是其仍在對雙邊貿(mào)易發(fā)展有著明顯的阻礙作用，距離越近，越能促進(jìn)我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口。5.東道國關(guān)稅水平回歸系數(shù)較小，通過回歸結(jié)果可以看出，雖然系數(shù)較小，統(tǒng)計(jì)量并不是十分顯著，但同時(shí)可以看出東道國的關(guān)稅水平與本國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，影響不如其他變量顯著。原因可能在于，RCEP國家大部分為東盟國家，同時(shí)其他國家（像韓國）與我國簽訂自由貿(mào)易協(xié)議，關(guān)稅壁壘在一定程度上有所減弱，因此產(chǎn)生的阻礙作用減弱。6.虛擬變量。本課題研究在貿(mào)易引力模型的基礎(chǔ)上，加入FTA、國土接壤這兩個(gè)虛擬變量進(jìn)行檢驗(yàn)與回歸，通過回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)這些變量回歸結(jié)果不顯著，逐個(gè)被剔除。7.制度距離。制度距離回歸系數(shù)為-0.699.說明兩國之間的制度差異越大，其出口貿(mào)易額則越小。國家間的制度距離將在一定程度上影響著雙邊貿(mào)易流量，相似的國家制度，將會促進(jìn)兩國之間的貿(mào)易發(fā)展。第5章結(jié)論與發(fā)展建議在本文前面章節(jié)對中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口的發(fā)展現(xiàn)狀，從多個(gè)角度對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀作出了比較分析，使用2007—2019年貿(mào)易流量面板數(shù)據(jù)，利用引力模型，分析探究農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展的影響因素。根據(jù)回歸結(jié)果，分析發(fā)現(xiàn)不同因素對于貿(mào)易發(fā)展的影響程度與水平。下面將依托于前面章節(jié)的分析，從以下幾點(diǎn)提出促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)品出口的建議與對策，更大可能的挖掘我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展?jié)摿?，促進(jìn)雙邊貿(mào)易往來，提高我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易總額。5．1加強(qiáng)制度建設(shè)通過上文實(shí)證分析，根據(jù)回歸結(jié)果顯示，在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口中，不同貿(mào)易對象國的制度距離將在一定程度了減弱雙邊貿(mào)易發(fā)展。因此，健全農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展相關(guān)制度，改善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展環(huán)境。從我國目前的國情來看，對于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)貿(mào)易各個(gè)環(huán)節(jié)流程的法律制度以及行業(yè)監(jiān)管并不完善。因此通過建立健全統(tǒng)一的市場準(zhǔn)入規(guī)則，加強(qiáng)對農(nóng)產(chǎn)品行業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)要求，嚴(yán)格把控農(nóng)產(chǎn)品食品健康無公害。同時(shí)，在確保中國與RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來環(huán)境的穩(wěn)定的前提下，完善管轄制度，防止各國間對本國產(chǎn)業(yè)的貿(mào)易保護(hù)主義，強(qiáng)化解決雙邊貿(mào)易往來爭端的專屬機(jī)制以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易救濟(jì)制度。通過上述舉措，為中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易提供一個(gè)健康穩(wěn)定的生產(chǎn)貿(mào)易環(huán)境，促進(jìn)雙邊貿(mào)易往來。5.2提升農(nóng)產(chǎn)品物流能力從前文的回歸結(jié)果可以看出，雖然隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，距離在一定程度上對貿(mào)易流量起到的阻礙作用有所下降，但其仍然對農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易起到一定的阻礙作用。因此，通過提升交通運(yùn)輸以及物流能力，減弱距離帶來的阻礙作用。在中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易往來中，加強(qiáng)運(yùn)輸網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)，加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)運(yùn)輸能力的提升，提高農(nóng)產(chǎn)品出運(yùn)能力，降低農(nóng)產(chǎn)品運(yùn)輸成本，提高運(yùn)輸速度。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易其對外運(yùn)輸大部分依賴于海運(yùn)，對于日韓國家以及澳大利亞、新西蘭主要以海運(yùn)為主。因此，對外國家應(yīng)該著手于提升與貿(mào)易國的海運(yùn)能力，“一帶一路”的成功案例可以給RCEP提供借鑒與便利，RCEP的海運(yùn)建設(shè)可以伴隨“一帶一路”的規(guī)劃推動進(jìn)行，實(shí)現(xiàn)兩者的雙贏，增強(qiáng)雙邊的貿(mào)易合作。對于東盟部分國家而言，其國內(nèi)外鐵路建設(shè)并不健全，陸路運(yùn)輸能力嚴(yán)重阻礙了雙邊的貿(mào)易發(fā)展，而中國身為世界大國，可以發(fā)揮大國力量、大國作用，應(yīng)該積極推動加強(qiáng)雙邊的陸路運(yùn)輸能力。通過以上舉措，提升農(nóng)產(chǎn)品物流能力，推進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易發(fā)展。5.3加強(qiáng)農(nóng)業(yè)整體結(jié)構(gòu)優(yōu)化，因地制宜通過上文對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀的分析，可以得出，由于各成員國之間的的農(nóng)業(yè)資源稟賦并不相同，中國與其他國家的貿(mào)易結(jié)構(gòu)有所不同。根據(jù)我國目前國情，農(nóng)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)化、多樣性以及專業(yè)化發(fā)展依然滯后，高品質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品與貿(mào)易發(fā)展需求尚有一定差距。對于RCEP各成員國應(yīng)根據(jù)其不同的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易需求進(jìn)行產(chǎn)業(yè)產(chǎn)品優(yōu)化升級，對于東盟、韓國等出口貿(mào)易規(guī)模大的國家，通過提高農(nóng)產(chǎn)品品質(zhì)要求，降低貿(mào)易壁壘帶來的風(fēng)險(xiǎn)問題，保持?jǐn)U大貿(mào)易規(guī)模。同時(shí)對于澳大利亞、新西蘭此類國家，可以通過RCEP新契機(jī)，發(fā)展新的貿(mào)易合作形式，挖掘雙邊貿(mào)易潛力，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展。同時(shí)，RCEP將加速亞洲產(chǎn)業(yè)供應(yīng)鏈的整合，將全球價(jià)值鏈?zhǔn)湛s為區(qū)域價(jià)值鏈，為我國新的雙循環(huán)發(fā)展模式提供重要的戰(zhàn)略支撐。因此，農(nóng)業(yè)發(fā)展應(yīng)抓住此次契機(jī)，推動農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整，促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品國際貿(mào)易往來。

結(jié)論2020年RCEP的簽訂對國內(nèi)來說無疑是個(gè)好消息，RCEP將會對本國各個(gè)行業(yè)帶來良好發(fā)展。在此背景下，本文在分析基于前面國內(nèi)外學(xué)者對此的研究分析的基礎(chǔ)上，簡單對中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素與發(fā)展?jié)摿M(jìn)行分析。首先，中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行分析，從出口貿(mào)易發(fā)展趨勢、貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及貿(mào)易現(xiàn)狀，可以得出：雙邊貿(mào)易往來中，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額保持增長趨勢，但對于不同國家其貿(mào)易結(jié)構(gòu)有所不同。其次，利用2007-2019年的面板數(shù)據(jù)，研究分析中國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素。在基本的貿(mào)易引力模型基礎(chǔ)上，引入關(guān)稅水平、制度距離等因素，對貿(mào)易引力模型進(jìn)行了擴(kuò)展，分析發(fā)現(xiàn)其對貿(mào)易出口有顯著影響。通過回歸分析，可以看出不同因素對于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展的影響程度。最后針對我國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易影響因素的影響程度結(jié)果，提出加強(qiáng)制度建設(shè)、提升農(nóng)產(chǎn)品物流能力以及加強(qiáng)農(nóng)業(yè)整體結(jié)構(gòu)優(yōu)化，因地制宜幾個(gè)方面提出了促進(jìn)我國對RCEP國家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易發(fā)展的對策建議。在本次論文研究中，襲用了前面學(xué)者對區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化研究的引力模型，引入新的變量因素進(jìn)行擴(kuò)展，通過實(shí)證分析農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的影響因素。但因?yàn)閿?shù)據(jù)有限以及文章篇幅限制，未能針對各國特殊影響因素做具體分析。如果以后有幸繼續(xù)本課題的研究，將會對此缺憾進(jìn)行彌補(bǔ)。參考文獻(xiàn)陳淑梅、趙亮．廣域一體化新視角下東亞區(qū)域合作為何選擇RCEP

而非TPP[J].東北亞論壇，2014年第2期.孟猛，鄭昭陽．TPP與RCEP貿(mào)易自由化阻力的分析-基于亞太地區(qū)相關(guān)國家