番茄制品出口技术复杂度与出...基于跨国面板数据的实证分析_朱新鑫.pdf
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1、第25卷第2期2 0 2 3 年 3 月河北农业大学学报(社会科学版)Journal of Hebei Agricultural University(Social Sciences)番茄制品出口技术复杂度与出口增长 基于跨国面板数据的实证分析朱新鑫,陈明明(新疆农业大学 经济管理学院,新疆 乌鲁木齐 830052)收稿日期:2022 08 15基金项目:国家社科基金项目:“基于全球价值链的新疆番茄酱产业集群升级研究”(编号:19XJY011);新疆维吾尔自治区高校科研计划项目:“全球价值链视角下的新疆番茄酱产业竞争对策研究”(编号:XJEDU2019SY010)。第一作者:朱新鑫(1985
2、),男,博士研究生,副教授,研究方向农产品国际贸易,E mail:xinxinzhu 163com。摘要:我国是全球最主要的番茄加工和番茄制品出口国,对全球番茄贸易产生了重要影响。文章采用 20002020 年全球番茄制品出口额前 10 位国家面板数据,实证分析了番茄制品出口技术复杂度与出口增长的关系,并就产品异质性和国别异质性进行了进一步讨论。研究发现:相比其他番茄制品出口国,我国番茄制品出口技术复杂度偏低,出口产品仍以初级原料番茄酱出口为主;番茄制品出口技术复杂度对番茄制品出口增长具有显著正向影响;异质性分析发现,这一作用在更高技术含量的番茄制品和发达国家中更为显著。据此结论,我国番茄制品
3、亟需从提升产业技术水平、解决民营企业产品质量问题、延长番茄酱后续加工链条以及克服贸易壁垒重塑良好的贸易环境等方面入手,不断提高番茄制品的出口技术复杂度,从而促进我国番茄制品高质量出口增长。关键词:番茄制品;出口增长;出口技术复杂度中图分类号:F752 62文献标识码:A文章编号:1008 6927(2023)02 0037 10开放科学(资源服务)标志码(OSID):DOI 号:10 13320/j cnki jauhe 2023 0017自加入 WTO 以来,中国以劳动力资源禀赋的比较优势积极融入世界农产品市场,实现了农产品贸易规模的迅速扩张。然而,由于出口产品技术水平停滞不前 1 2,贸易
4、保护主义兴起,我国优势农产品出口增速开始出现下滑 3。中国是世界三大番茄制 品 出 口 国 之 一,根 据 UN COMTADE 数据显示,我国番茄制品在 2016、2018 和2020 年的出口贸易额较2012 年分别减少了 31.21%、14.67%、22.91%。2021 年美国和日本先后宣布对中国出口的番茄制品进行抵制,我国番茄制品的未来出口形势不容乐观。近年来,中央会议文件多次强调:“鼓励农业科技自立自强,攻克关键技术难关”,众多学者转向农 业 技 术 创 新 对 农 业 生 产 发 展 的 影 响 研究 4 5。Hummels 6认为,出口的增长不应只依靠数量规模增长,还与出口产品
5、技术含量密切相关。洪世勤 7研究发现出口技术复杂度会显著促进地区经济增长,戴翔 8、蔡伟宏 9等更进一步具体分析了服务业出口技术复杂度与经济增长的关系,并得出结论,认为服务业出口技术复杂度对我国近年来的经济高速增长起着明显贡献作用。此外,廖泽芳 10等人将出口技术复杂度拓展到对出口增长的影响研究,研究发现出口技术复杂度是影响我国产品出口增长的关键因素。在农产品贸易方面,多数学者将出口技术复杂度用于衡量农产品出口地位以及农产品国际竞争力。比河北农业大学学报(社会科学版)2023 年如,有学者结合动态分类法,研究比较分析了中国与日韩两国、东盟十国和“一带一路”沿线国家的农产品出口技术复杂度 11
6、13。我国番茄制品贸易的相关研究主要聚焦在出口竞争力和出口市场2 方面。张姝 14通过实地调研发现我国番茄制品存在出口创汇能力差、加工产能过剩、低附加值等问题,在世界上的竞争优势不明显。朱宁 16运用 Panel Data 方法实证分析得出与张彩霞 15研究相似的结论,认为我国番茄制品在国际市场上处于优势地位,竞争力高于意大利与西班牙等国。综合上述文献发现,出口技术复杂度对出口增长具有积极的正向影响。然而遗憾的是,关于农产品出口技术复杂度与出口增长的研究相对较少,更鲜有文献关注番茄制品出口技术复杂度与出口的关系。本文针对我国番茄制品出口额下降以及出口形势严峻的现实问题,研究番茄制品出口技术复杂
7、度与出口增长的关系。本研究采用20002020 年全球番茄制品出口前 10 位国家的面板数据,测算比较了番茄制品出口技术复杂度,建立计量模型实证分析了番茄制品出口技术复杂度与出口增长的关系,并就产品异质性和国别异质性进行了进一步讨论。研究结果表明,出口技术复杂度会显著正向影响番茄制品的出口,且这一影响在海关编码位为 HS200210 的番茄罐头产品和发达国家更为明显。一、我国番茄制品出口现状与技术复杂度测度(一)番茄制品出口现状及演变特征1 出口规模与出口单价。如图 1 所示,从出口规模来看,20002020 年,我国番茄制品出口经历了快速增长,之后趋于下降的变化趋势。2000 年我国番茄制品
8、出口仅为 16 万吨,2012 年增长至高峰 109 万吨,增长了近 7 倍。2012 年之后,我国番茄制品出口开始出现波动下滑,2016年出口 76 万吨,相比 2012 年减少了近三分之一。从全球出口市场比较来看,我国番茄制品出口数量规模一直处于全球首位,但从出口价值规模比较来看,中国屈居意大利之后,位于世界第二位。其中最根本的原因在于我国番茄制品出口平均单价较低,历年出口平均单价均低于 1 000 美元/吨,低于同期世界平均出口单价。图 1我国番茄制品出口规模与出口单价注:海关 HS 编码为 200290、200210 和 210320 的 3 种番茄制品;根据联合国商品贸易数据库(UN
9、 COMTADE)分析得来。2 出口产品结构。全球番茄制品出口主要包括三 大 类 产 品,一 是 原 料 番 茄 酱,海 关 编 码HS200290,二是番茄罐头,海关编码 HS200210,三是番茄酱沙司,海关编码 HS210320。我国番茄制品出口以第一大类的原料番茄酱为主,占全部番茄制品出口总额 95%以上(表 1)。20202021年,全球总计出口原料番茄酱(HS200290)333 万吨,其中中国出口 87.37 万吨,占全球出口总量的26 3%,居全球首位,意大利出口 78.65 万吨,占全球出口总量的 23.6%,居全球第二位;20202021 年,全球共计出口番茄罐头(HS20
10、0210)182万吨,其中意大利出口 140.7 万吨,占全球出口总量的 77.3%,拥有绝对的市场份额,中国出口 0 7万吨,占 全 球 出 口 总 量 的 0.4%,分 额 较 小;20202021 年,全 球 共 计 出 口 番 茄 沙 司(HS210320)153 万吨,其中美国出口 29 9 万吨,占全球出口总量的 19.6%,拥有绝对的市场份额,中 国 出 口 3.9 万 吨,占 全 球 出 口 总 量 的2.5%,分额较小,排在全球第 9 位。表 1我国番茄制品出口产品结构年份HS200290HS200210HS210320数量/千吨占比/%数量/千吨占比/%数量/千吨占比/%2
11、010102798 950 560 62011112698 250 4151 32012107197 550 5232 1201398597 050 5262 6201487294 640 5454 9201599197 040 4272 7201692896 230 3343 6201785296 820 2263 0201888995 520 2404 3201993096 430 3323 3202085595 350 6374 2202177094 450 7415 0注:数据来源于联合国商品贸易数据库(UN COMTADE)。83第 2 期番茄制品出口技术复杂度与出口增长3 出口市场
12、结构。根据中国海关贸易数据库统计分析,我国番茄制品主要出口市场集中在意大利、尼日利亚、俄罗斯以及“一带一路”沿线国家。以 2021 年为例,我国番茄制品出口市场规模前 10,依次为意大利、尼日利亚、加纳、俄罗斯、菲律宾、多哥、沙特阿拉伯、贝宁、也门和日本,“一带一路”沿线国家占据近一半,根据数据显示还可以看出我国番茄制品出口市场相对稳定单一,历年番茄制品主要出口市场以及规模大小均相似。(二)我国番茄制品出口技术复杂度测度采用 Hausmann 17 18等提出的出口技术复杂度指数 EXPY 对我国番茄制品出口技术水平进行测度。产品出口技术复杂度可以科学地衡量一国某行业出口技术结构,比较精准地度
13、量出单一产品的出口技术含量和技术水平。提升产品出口技术复杂度是该产品出口竞争力的集中体现,有利于产品出口从规模优势转为全方面的竞争优势。该指标设定一国出口产品的技术水平含量与该国人均 GDP 成正相关,单一产品的出口技术复杂度测算方法为:出口国出口该产品的贸易额占其所有产品的出口贸易总额的比重,再对该国人均GDP 进行加权平均,计算得出的指数越大代表该国出口技术复杂度越高,计算公式如下:Vj=EXPYj=ixij/jxiji(xij/jxij)Yi(1)式中,xij表示 i 国 j 产品出口额,xi表示 i 国所有产 品 出 口 总 额,Yi表 示 i 国 人 均 GDP;xij/jxiji(
14、xij/jxij)表示 i 国 j 产品的 CA,将其作为权重可在一定程度上消除各国出口规模差异的影响。测算结果如表 2 所示,横向比较来看,中国的番茄制品出口技术复杂度较低,在样本国家中位列倒数第一,远不及意大利、西班牙、葡萄牙、土耳其等国,说明我国出口的番茄制品技术含量较低,出口产品仍以初级原料番茄酱为主,出口附加值少,究其深层原因,笔者认为这与近年来发达国家主导的全球价值链紧密相关。中国自加入世贸之后,在国际分工的格局中长期充当着“世界工厂”的角色,虽然获得了贸易体量的迅速增长,但实际上也被卷入了全球价值链的“低端锁定”19风险中,这对以中国为主的发展中国家外贸高质量发展带来阻碍,刘维林
15、 20等人认为,参与全球价值链将从垂直专业分工后的技术溢出效应、成本效应以及生产率拉动和竞争力提升效应上对不同国家的产品出口技术水平产生影响。从纵向比较来看,在 20002020 年期间,随着世界经济、科学技术发展以及中国等贸易友好型国家的推动,绝大多数国家的番茄制品出口技术水平均呈现递增趋势。我国番茄制品出口技术复杂度上升较慢,2000 年为 0.16,经过 20 年的发展,仅上升至 0.71,中国的番茄制品产品出口技术复杂度变化趋势与赵向华 21的研究观点不谋而合,即经过几十年的改革开放后,我国农产品企业在吸收外来技术以及部分自主创新后,农业生产技术水平得到了跨越式的增长,但是相比于发达国
16、家的农业发展状况,我国农业产业在科研技术、经营管理、人力资源素质以及创新活力等方面仍然滞后。此外,就增长幅度来看,乌克兰和伊朗2 国增幅最大,与意大利、西班牙、葡萄牙等发达国家的差距逐年缩小,表明该国番茄制品开始从传统初加工出口向高技术含量出口转型。希腊由于 2009 年陷入债务危机,直接影响了该国产业发展,番茄制品出口技术水平下降趋势十分明显。表 2番茄制品出口技术复杂度指数国家2000 年2003 年2006 年2009 年2012 年2015 年2018 年2020 年中国0 160 270 420 630 810 790 800 71意大利9 9010 1410 7310 6410 5
17、79 8411 5712 04美国0 790 900 971 281 742 491 901 74西班牙4 564 736 115 474 756 388 678 73葡萄牙16 7613 6015 2716 9418 2619 0525 5322 41土耳其8 464 413 913 823 135 495 465 04伊朗2 842 661 170 913 626 354 158 60智利7 704 944 023 465 067 426 217 82乌克兰0 080 010 090 060 740 932 392 34希腊8 309 5611 5512 057 257 894 824 5
18、0注:各国番茄制品贸易数据、总产品贸易数据和世界总产品贸易数据来源于联合国商品贸易数据库(UN COMTEADE),各国人均 GDP 来源于世界银行(WDI)数据库。93河北农业大学学报(社会科学版)2023 年二、番茄制品出口技术复杂度与出口增长的实证分析(一)模型设定本文引入番茄制品出口技术水平作为核心解释变量,探究其与番茄制品出口的影响关系。产品出口增长一般采用产品出口价值总额表示,如杜运苏 22和戴翔 8等,本文同样采用各国番茄制品的出口价值总额表示出口增长。为提升估计结果的有效性,模型加入与产品出口增长紧密相关的影响因素作为控制变量,主要包括研发投入、贸易便利化、高级人力资本、外商投
19、资水平、人口规模和国际市场汇率。在进行模型设定之前,为判断各控制变量选取有效以及降低多重共线性的干扰,预先对各变量进行向前逐步回归分析,在剔除人口规模变量后最终设定的模型如下:ESit=0+1EXPYit+5k=1kXit+it(2)其中,i 表示国家,t 表示时期,ESit表示 i 国 t时期番茄制品出口额,0为截距项,EXPYit代表 i国 t 时期番茄制品出口技术复杂度,Xit表示 5 个控制变量,it为随机干扰项,为减少异方差影响,对各变量取自然对数。(二)变量解释与数据说明1 变量解释。(1)出口技术复杂度(EXPY)。各国番茄制品出口技术复杂度(EXPY)作为核心解释变量,除了本文
20、第三部份测算得出的结果,下文还对测算方法更改后重新测算,进行稳健性检验。(2)研发投入(D)和高级人力资本(H HUM)。根据内生增长理论,人力资本和研发投入可以促进技术改良,而技术改良是经济增长的源泉动力,所以人力资本和研发投入是产品出口增长的重要推动因素。研发投入(D)用国内研发支出费用总量表示;高级人力资本(H HUM),参考高运胜的研究 23,将使用较为频繁的高等教育毛入学率表示。(3)外商投资水平(FDI)和贸易便利化水平(TFF)和国际市场汇率(EI)。贸易实践证明,产品出口离不开外商介入,外商投资可以带来先进的技术管理经验以及资本,促使各国资源优势互补;贸易便利化水平对产品出口增
21、长的效用不言而喻,贸易便利可以降低产品出口成本,提高出口效率;而国际汇率定理说明,一国货币升值有利于该国进口,不利于该国出口,反之亦然。外商投资用外商直接投入存量表示;贸易便利化用世界银行评估的各国对外物流综合绩效指数表示;国际市场汇率(EI),用国际货币基金组织(IMF)数据库中的各国汇率指数表示。2 数据说明。本文对 20002020 年世界各国番茄制品(HS200290、HS200210、HS210320)出口规模进行排名,采用全球番茄制品出口额前十位国家作为样本国家,分别为中国、意大利、美国、西班牙、葡萄牙、土耳其、伊朗、智利、乌克兰和希腊,形成了 210 组均衡面板观测数据。各国番茄
22、制品出口规模数据来源于联合国商品贸易数据库(UN COMTADE),其余各变量数据来源于国研网世界科技、教育数据库、世界银行(WDI)数据库、国际货币基金组织(IMF)数据库。出口规模、研发投入、外商直接投入存量和 GDP 采用的是按照购买力平价(PPP)衡量的不变价,单位为美元,具体见表 3。表 3变量描述性统计结果变量类别变量名称观测数均值标准差最小值最大值被解释变量lnes21018 591 4912 4820 71核心解释变量lnexpy21010 231 366 3712 71控制变量lnrd21016 532 0713 5922 83lnfdi21023 231 9514 5126
23、 96lnh hum2104 010 592 720 59lntff2101 180 130 871 38lneri2100 830 110 681 12(三)回归结果与分析进行模型回归前,由于时间跨度较长,有必要对模型残差进行平稳性检验,防止模型产生伪回归,本文使用 ADF 单位根检验。根据 AIC 准则,所有变量在滞后一阶、有常数项和有趋势项的情况下均通过了 1%的显著性水平检验,说明模型残差平稳,因此,可以进行有效回归。通过 Haus-04第 2 期番茄制品出口技术复杂度与出口增长man 检验,P 值显示小于 5%,故选择 FE(固定效应)模型,同时,设置未加入控制变量的未控制组(1)和
24、加入控制变量的控制组(2)进行对比,结果见表 4。表 4基准回归结果变量FE混合 OLS(1)(2)(1)(2)lnexpy0 380 0 497 0 415 0 469 (5 824)(9 172)(6 886)(9 348)lnrd0 229 0 208 (7 179)(7 151)lnfdi0 179 0 175 (3 789)(4 202)lnh hum0 230 0 172(2 370)(2 092)lntff3 241*3 521(4 368)(5 266)lneri0 911 0 761(0 758)(2 001)c15 425 3 189 3 388 (22 882)(3 41
25、6)(4 143)20 360 410 460 44P 值0 010 000 000 00注:实证结果均由 Eviews8 统计得出;()里的数均为 t 统计量,、*分别表示 1%、5%和 10%的显著水平,下同。可以看出无论采用 FE(固定效应)或是混合OLS 回归,得到的结果都是番茄制品出口技术水平显著正向影响出口份额,即番茄制品出口技术水平的提升可以提高番茄制品出口价格和扩大出口规模,从而提高番茄制品出口份额,这一结果在加入一系列控制变量后仍然一致,如表 3 中(2)列所示。在控制变量中,研发投入显著促进了出口份额增长。随着农业科技研发投入,可以改进农业生产设备和生产条件,提高农作物产量
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