中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng)——基于“一帶一路”框架的實(shí)證.pdf

第42卷 第6期 2 0 2 1 年6 月 Vol 42 No 6 pp6 15 Jun 2021 中 國(guó) 農(nóng) 業(yè) 資 源 與 區(qū) 劃 ChineseJournalofAgricultural esourcesand egionalPlanning 中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 基于 一帶一路 框架的實(shí)證 金玨雯 穆月英 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京 100083 摘 要 目的 蔬菜是中國(guó)僅次于糧食的第二大農(nóng)作物 中國(guó)是世界上最大的蔬菜出口國(guó) 當(dāng)前國(guó)際貿(mào) 易環(huán)境復(fù)雜多變 以蔬菜為首的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易未來如何 引起各界高度關(guān)注 對(duì)中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易空間關(guān)聯(lián) 與溢出效應(yīng)進(jìn)行研究 可以進(jìn)一步把握蔬菜國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力 為相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易政策制定提供參考 方法 文 章利用2005 2016年中國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家和地區(qū)蔬菜出口貿(mào)易數(shù)據(jù) 運(yùn)用全局莫蘭指數(shù)以及空間 杜賓引力模型 從貿(mào)易國(guó)雙方供需 比較優(yōu)勢(shì) 貿(mào)易成本三方面探究了中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的影響因素及其 空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 結(jié)果 中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家和地區(qū)蔬菜出口貿(mào)易表現(xiàn)為空間集聚現(xiàn)象 沿線國(guó)家和地區(qū) 的人均GDP以及與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)蔬菜貿(mào)易額具有正向的空間溢出效應(yīng) 沿線國(guó)家蔬菜單產(chǎn) 蔬 菜貿(mào)易價(jià)格對(duì)蔬菜貿(mào)易額具有負(fù)向的空間溢出效應(yīng) 沿線國(guó)家和地區(qū)人均蔬菜產(chǎn)量不具有空間溢出效應(yīng) 中國(guó)人均GDP 人均蔬菜產(chǎn)量以及蔬菜單產(chǎn)的直接效應(yīng)分別為1 062 8 868 4 391 非空間模型中這些影 響因素的彈性估計(jì)值均被高估 被高估的比例分別為12 8 34 8 和11 8 結(jié)論 中國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家和地區(qū)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)性客觀存在 應(yīng)積極發(fā)揮核心地區(qū)的貿(mào)易溢出效應(yīng) 同時(shí)與蔬菜 貿(mào)易量較小的 一帶一路 沿線國(guó)家和地區(qū)加強(qiáng)交流與合作 促進(jìn)蔬菜貿(mào)易的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展 關(guān)鍵詞 蔬菜出口貿(mào)易 一帶一路 空間關(guān)聯(lián) 溢出效應(yīng) 空間杜賓引力模型 中圖分類號(hào) F740 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1005 9121 2021 06 0006 10 0 引言 當(dāng)前國(guó)際貿(mào)易環(huán)境復(fù)雜多變 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易未來發(fā)展如何 得到各界高度關(guān)注 理論上講 國(guó)際貿(mào)易 中A國(guó)對(duì)B國(guó)的出口貿(mào)易 會(huì)受到A國(guó)對(duì)B國(guó)鄰近國(guó)家出口貿(mào)易的影響 即所謂的出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與 溢出效應(yīng) 換言之 中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 在一定程度上能夠反映中國(guó)產(chǎn)品的出口競(jìng) 爭(zhēng)力 由于 一帶一路 沿線國(guó)家在地理位置上緊密相連 空間上的相關(guān)性使得沿線國(guó)家的貿(mào)易很可能 相互影響 蔬菜是中國(guó)僅次于糧食的第二大農(nóng)作物 中國(guó)是世界上最大的蔬菜出口國(guó) 因此探究 一帶 一路 框架下中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 具有重要現(xiàn)實(shí)意義 關(guān)于貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)性與溢出效應(yīng)方面 很多學(xué)者從不同角度進(jìn)行了研究 謝杰和劉學(xué)智 1 構(gòu)建具有 空間相關(guān)特征的多邊引力模型 估算了中國(guó)對(duì)非洲農(nóng)業(yè)貿(mào)易的直接影響與空間外溢 發(fā)現(xiàn)落后的社會(huì)經(jīng) 濟(jì)條件 腐敗程度 民族緊張程度以及國(guó)家間沖突會(huì)產(chǎn)生顯著的空間外溢效應(yīng) 阻礙中國(guó)與非洲各國(guó)的 農(nóng)業(yè)貿(mào)易發(fā)展 貿(mào)易便利化的溢出效應(yīng)也是學(xué)者們關(guān)注的重點(diǎn) 劉俊和張亞斌 2 基于空間計(jì)量引力模型和 地理加權(quán)回歸模型 研究了絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶沿線國(guó)家貿(mào)易便利化水平及其與中國(guó)貿(mào)易流量的空間特征 糧食安全 doi 10 7621 cjarrp 1005 9121 20210602 收稿日期 2019 10 14 作者簡(jiǎn)介 金玨雯 1994 女 河南焦作人 博士生 研究方向 農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)理論與政策 通訊作者 穆月英 1963 女 山西大同人 博士 教授 研究方向 農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)理論與政策 Email yueyingmu 資助項(xiàng)目 國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目 空間均衡視角下蔬菜跨區(qū)域供給 地區(qū)結(jié)構(gòu)及供給效應(yīng)研究 71773121 現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù) 體系 北京市果類蔬菜產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)項(xiàng)目 BAIC01 2021 第6期 金玨雯等 中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 結(jié)果發(fā)現(xiàn)各國(guó)經(jīng)濟(jì)總量 人口規(guī)模 對(duì)外依存度 貿(mào)易便利化等因素對(duì)貿(mào)易流量有顯著的正向效應(yīng) 人 均GDP差距 貿(mào)易距離對(duì)貿(mào)易流量具有顯著的負(fù)向效應(yīng) 謝杰和劉任余 3 運(yùn)用空間滯后和空間誤差模型 考察了中國(guó)對(duì)外直接投資的影響因素與貿(mào)易效應(yīng) 發(fā)現(xiàn)不同地區(qū)的貿(mào)易既存在空間互補(bǔ)效應(yīng) 也存在空 間溢出效應(yīng) 還有一些學(xué)者從空間角度關(guān)注OFDI的第三國(guó)效應(yīng) 劉娟 4 利用中國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線38 個(gè)國(guó)家的OFDI數(shù)據(jù) 基于空間面板杜賓模型 考察了東道國(guó)制度 經(jīng)濟(jì)因素對(duì)中國(guó)OFDI的影響及其鄰 近效應(yīng) 發(fā)現(xiàn)中國(guó)的OFDI偏好資源稟賦豐沛 政治制度環(huán)境質(zhì)量較低 經(jīng)濟(jì)制度環(huán)境水平較高的東道國(guó) 市場(chǎng) 其中總樣本與中西亞15國(guó)的空間鄰近效應(yīng)表現(xiàn)為溢出效應(yīng) 歐洲10國(guó)表現(xiàn)為擠出效應(yīng) 馬述忠和 劉夢(mèng)恒 5 發(fā)現(xiàn)中國(guó)在 一帶一路 沿線國(guó)家的OFDI存在顯著的第三國(guó)效應(yīng) 且具體表現(xiàn)為擠出效應(yīng) 且 中國(guó)在 一帶一路 沿線國(guó)家的OFDI呈現(xiàn)資源尋求動(dòng)機(jī)和貿(mào)易導(dǎo)向特征 關(guān)于中國(guó)與 一帶一路 沿線國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易主要是從農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)性與互補(bǔ)性 貿(mào)易潛力 貿(mào)易效率等不同方面的研究 何敏等 6 介紹了中國(guó)與 一帶一路 國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總體概況及發(fā)展趨勢(shì) 并通過計(jì)算RCA指數(shù)和TCI指數(shù)分析了中國(guó)與 一帶一路 國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的競(jìng)爭(zhēng)性和互補(bǔ)性 結(jié)果表 明中國(guó)與 一帶一路 國(guó)家間的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)性與互補(bǔ)性并存 但互補(bǔ)性更為明顯 譚晶榮等 7 在分析 中國(guó)與中亞5國(guó)主要農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易現(xiàn)狀及其結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上 運(yùn)用貿(mào)易引力模型測(cè)算了中國(guó)與中亞5國(guó)主要 農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易潛力 發(fā)現(xiàn)中國(guó)與哈薩克斯坦 塔吉克斯坦在主要農(nóng)產(chǎn)品總體貿(mào)易上仍存在貿(mào)易不足 可 供挖掘潛力巨大 安曉寧和辛嶺 8 采用顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù) 貿(mào)易強(qiáng)度指數(shù)對(duì)中國(guó)與東南亞農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn) 狀與潛力進(jìn)行了分析 發(fā)現(xiàn)中國(guó)與東南亞農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易存在較強(qiáng)的互補(bǔ)性且具有一定的增長(zhǎng)潛力 趙金鑫 和田志宏 9 利用時(shí)變隨機(jī)前沿引力模型測(cè)算了中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品的出口效率水平 發(fā)現(xiàn)對(duì)中東歐 南 亞和部分中東國(guó)家的出口效率較低 丁存振和肖海峰 10 分析了中國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品出口的三元邊際特 征及其影響因素 發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易波動(dòng)主要來源于出口農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量邊際變動(dòng) 農(nóng) 產(chǎn)品出口擴(kuò)展邊際和價(jià)格邊際的貢獻(xiàn)相對(duì)較小 關(guān)于中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的研究主要集中在蔬菜國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力及出口貿(mào)易的影響因素方面 董瑩和穆月 英 11 運(yùn)用區(qū)域性價(jià)格比較 區(qū)域顯示性比較優(yōu)勢(shì)以及貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)對(duì)蔬菜國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)行初步分析的基 礎(chǔ)上 運(yùn)用CMS模型對(duì)蔬菜國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力變動(dòng)的結(jié)構(gòu)原因進(jìn)行了分解分析 結(jié)果表明我國(guó)蔬菜出口份額與 出口額的下降主要是由于我國(guó)蔬菜出口貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)不當(dāng) 張哲晰和穆月英 12 運(yùn)用引力模型分析了中國(guó)蔬 菜出口貿(mào)易的影響因素 發(fā)現(xiàn)資源稟賦與技術(shù)是影響中國(guó)蔬菜出口的最主要因素 劉芳等 13 運(yùn)用貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng) 力指數(shù)和市場(chǎng)占有率測(cè)算了中國(guó)蔬菜產(chǎn)業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力 并從成本與價(jià)格 質(zhì)量與安全 市場(chǎng)需求等方 面分析其對(duì)中國(guó)蔬菜產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的影響 結(jié)果表明中國(guó)蔬菜產(chǎn)業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力呈下降趨勢(shì) 主要是由 于中國(guó)蔬菜質(zhì)量低下 出口附加值偏低等原因 且非價(jià)格因素成為影響競(jìng)爭(zhēng)力的主要原因 已有文獻(xiàn)為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易空間關(guān)聯(lián)及溢出效應(yīng)問題的進(jìn)一步研究提供了有價(jià)值的借鑒和參考 但同時(shí) 該問題的研究也存在較大的提升空間 主要表現(xiàn)在 1 對(duì)同 一帶一路 沿線國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的研究 中 針對(duì)蔬菜的較少 2 關(guān)于蔬菜出口貿(mào)易影響因素的研究較少考慮空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 綜上所述 在 一帶一路 倡議不斷加強(qiáng)的新形勢(shì)下 有必要在對(duì)中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的影響因素進(jìn) 行考察時(shí)納入空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 文章對(duì)該問題有更準(zhǔn)確的認(rèn)識(shí) 并做到對(duì)現(xiàn)有研究的補(bǔ)充與拓展 為相關(guān)政策制定提供參考 1 研究對(duì)象與數(shù)據(jù) 1 1 一帶一路 框架和蔬菜分類 為便于研究 一帶一路 框架指的是地理上的研究范圍 包括 一帶一路 沿線64個(gè)重點(diǎn)國(guó)家和地 7 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃 2021年 區(qū) 根據(jù)所處地理位置分為東北亞2國(guó) 東南亞11國(guó) 南亞7國(guó) 西亞北非20國(guó) 中東歐19國(guó) 和 中亞5國(guó) 定義的蔬菜范圍是UN Comtrade數(shù)據(jù)庫(kù)中編碼為07 2001 2002 2003 2004 2005 200950 200980 200990的產(chǎn)品 其中07編碼又可以細(xì)分為0701 0714 這些產(chǎn)品可以進(jìn)一步劃分為五大類 分 別為 保鮮蔬菜 0701 0709 0714 調(diào)理加工蔬菜 0711 2001 2002 2003 2005 冷凍蔬菜 0710 2004 脫水蔬菜 0712 0713 蔬菜汁 200950 200980 200990 1 2 樣本選取與數(shù)據(jù)說明 使用樣本為2005 2016年中國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線重點(diǎn)國(guó)家和地區(qū)蔬菜出口貿(mào)易額 由于敘利亞 巴勒斯坦 不丹 土庫(kù)曼斯坦以及黑山5個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)缺失較多 因此在分析中將這5個(gè)國(guó)家舍去 相關(guān)數(shù) 據(jù)來源如下 2005 2016年中國(guó)與沿線重點(diǎn)國(guó)家和地區(qū)貿(mào)易數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國(guó)商品貿(mào)易 UNComtrade 數(shù)據(jù)庫(kù) https comtrade un org 各國(guó)家和地區(qū)人均GDP來自世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù) https data world distance html 考察期內(nèi)已經(jīng)正式與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定的國(guó)家和地區(qū)包括中國(guó) 東盟自貿(mào)區(qū) 中國(guó) 新加坡自貿(mào)區(qū) 中國(guó) 巴基斯坦自由貿(mào)易區(qū) 蔬菜價(jià)格數(shù)據(jù)根據(jù)貿(mào)易額與貿(mào)易量的比值計(jì)算得出 1 3 貿(mào)易特征 1 3 1 中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易額整體呈上升趨勢(shì) 中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜出口貿(mào) 易額在2005 2016年整體上呈上升趨勢(shì) 圖1 從2005年的10 4億美元增長(zhǎng)到 2016年的57 5億美元 年均增長(zhǎng)16 9 2011年之前增長(zhǎng)較為迅速 2012年由于蔬 菜出口退稅政策調(diào)整出現(xiàn)下滑 目前正在 恢復(fù)增長(zhǎng) 中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜 出口額占比同出口額趨勢(shì)相同 近年來有 小幅提高并穩(wěn)定在40 左右 1 3 2 中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易的集 中度較高 從具體區(qū)域來看 中國(guó)與 一帶一路 國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易的增長(zhǎng)主要來源于東南 亞國(guó)家 圖2 2016年中國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家的蔬菜出口額占中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口總額的72 7 東南 亞國(guó)家在地理位置上與我國(guó)相近 交通相對(duì)便利 也在我國(guó)與周邊國(guó)家外交上具有優(yōu)先性 促進(jìn)了我國(guó) 的蔬菜出口貿(mào)易 除此之外 中國(guó) 東盟自貿(mào)區(qū)的成立在我國(guó)與東南亞國(guó)家貿(mào)易聯(lián)系加強(qiáng)上也起到了非常 大的作用 其次為東北亞 9 8 西亞北非 9 7 南亞 5 2 中東歐 1 7 中亞 0 8 東北亞2國(guó)包括蒙古 俄羅斯 東南亞11國(guó)包括新加坡 印度尼西亞 馬來西亞 泰國(guó) 越南 菲律賓 柬埔寨 緬甸 老撾 文萊 東帝汶 南亞7國(guó)包括印度 巴基斯坦 斯里蘭卡 孟加拉國(guó) 尼泊爾 馬爾代夫 不丹 西亞北非20國(guó)包括阿聯(lián)酋 科威特 土耳其 卡塔爾 阿曼 黎巴嫩 沙特阿拉伯 巴林 以色列 也門 埃及 伊朗 約旦 敘利亞 伊拉克 阿富汗 巴勒斯坦 阿塞拜疆 格魯吉亞 亞美尼亞 中東歐19國(guó)包括波蘭 阿爾巴尼亞 愛沙尼亞 立陶宛 斯洛文尼亞 保加利亞 捷克 匈牙利 馬其頓 塞爾維亞 羅馬尼亞 斯洛伐克 克羅地亞 拉脫維亞 波黑 黑山 烏克蘭 白俄羅斯 摩爾多瓦 中亞5國(guó)包括哈薩克斯坦 吉爾吉斯斯坦 土庫(kù)曼斯坦 塔吉克斯坦 烏茲別克斯坦 圖1 2005 2016年中國(guó)對(duì) 一帶一路 蔬菜出口額及占比 數(shù)據(jù)來源 聯(lián)合國(guó)UNComtrade https comtrade un org 8 第6期 金玨雯等 中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 從具體國(guó)家來看 2016年中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜 出口額排名前10位的國(guó)家如表1所示 出口額合計(jì) 為51 6億美元 占對(duì)沿線國(guó)家出口總額的89 7 出口集中度很高 1 3 3 中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口品種結(jié)構(gòu)集中在三 大類型 從中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口品種結(jié)構(gòu)來看 保 鮮蔬菜 脫水蔬菜和調(diào)理加工蔬菜為主要出口品種 圖3 2016年保鮮蔬菜出口額31 7億美元 占蔬 菜出口總額的55 1 脫水蔬菜出口額16 1億美元 占比27 9 調(diào)理加工蔬菜出口額9 1億美元 占比 15 8 冷凍蔬菜和蔬菜汁出口額相對(duì)較低 從出 口額變動(dòng)趨勢(shì)來看 近年來保鮮蔬菜出口額持續(xù)上 升 冷凍蔬菜出口額也有所上升 脫水蔬菜 調(diào)理 加工蔬菜及蔬菜汁出口額則有所下降 2 研究方法 2 1 蔬菜出口貿(mào)易空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng)的理論分析 在國(guó)際貿(mào)易中 空間性之所以應(yīng)當(dāng)納入考慮 一方面是由于地理相鄰的國(guó)家貿(mào)易很可能直接相互影 響 另一方面是由于各種影響貿(mào)易的因素中很多可能存在空間相關(guān) 進(jìn)而間接影響各國(guó)貿(mào)易 14 則影響本 國(guó)貿(mào)易的因素很可能也會(huì)影響相鄰國(guó)家的貿(mào)易 即產(chǎn)生空間溢出效應(yīng) 對(duì)貿(mào)易數(shù)據(jù)進(jìn)行定量研究的傳統(tǒng)模型是引力模型 最基本的形式可以表示為 x ij const y i y j d ij 1 即兩國(guó)間的貿(mào)易流 x ij 與經(jīng)濟(jì)總量 y i y j 成正比 與距離 d ij 成反比 在此基礎(chǔ)上引入其他可 能影響雙邊貿(mào)易的因素 如共同語言 技術(shù)差距 自由貿(mào)易區(qū)等 引力模型能夠非常好地?cái)M合雙邊和多 圖2 2005 2016年中國(guó)對(duì) 一帶一路 不同區(qū)域國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易 數(shù)據(jù)來源 聯(lián)合國(guó)UNComtrade https comtrade un org 表1 2016年中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜出口額 排名前10位國(guó)家 地區(qū) 排名 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 合計(jì) 國(guó)家 地區(qū) 越南 馬來西亞 印度尼西亞 俄羅斯 泰國(guó) 菲律賓 阿聯(lián)酋 新加坡 沙特阿拉伯 巴基斯坦 所屬區(qū)域 東南亞 東南亞 東南亞 東北亞 東南亞 東南亞 西亞北非 東南亞 西亞北非 南亞 出口額 億美元 17 0 8 2 7 6 5 5 5 4 2 1 2 0 1 4 1 2 1 1 51 6 一帶一路 國(guó)家 占比 29 6 14 3 13 1 9 6 9 3 3 6 3 5 2 5 2 1 2 0 89 7 數(shù)據(jù)來源 聯(lián)合國(guó)UNComtrade https comtrade un org 9 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃 2021年 邊貿(mào)易流數(shù)據(jù) 是實(shí)證研究中最為成功的公式之一 15 16 然而Porojan 17 指出傳統(tǒng)引力模型忽視了各國(guó)由于所處位置不同而對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響 且當(dāng)空間相關(guān) 性存在時(shí) 傳統(tǒng)引力模型的估計(jì)方法可能是有偏的 作為改進(jìn) 作者通過構(gòu)建空間權(quán)重矩陣將空間性納 入引力模型 以此更全面地考察貿(mào)易的影響因素及其空間溢出效應(yīng) 蔬菜出口貿(mào)易受到貿(mào)易國(guó)雙方供求關(guān)系 比較優(yōu)勢(shì) 貿(mào)易環(huán)境等多方面影響 12 主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水 平 蔬菜生產(chǎn)情況 貿(mào)易成本等因素 在考察這些因素的影響時(shí) 有必要考慮空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 首 先 經(jīng)濟(jì)活動(dòng)具有溢出效應(yīng) 即一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)對(duì)周邊國(guó)家經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響 18 沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越 高 經(jīng)濟(jì)活動(dòng)可能會(huì)外溢至周邊國(guó)家和地區(qū) 即周邊國(guó)家可能對(duì)于蔬菜的需求更大 從而進(jìn)口蔬菜更多 其次 蔬菜生產(chǎn)也具有空間相關(guān)性 體現(xiàn)在兩個(gè)方面 一是生產(chǎn)基本資源條件的相關(guān)性 二是蔬菜生產(chǎn) 技術(shù)的外溢性 19 盡管由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對(duì)于氣候和資源稟賦條件的高度依賴性 不同國(guó)家之間農(nóng)業(yè)技術(shù)的溢 出效應(yīng)通常難以發(fā)生 20 但是沿線國(guó)家和地區(qū)由于地理位置相連 在氣候 降水 土壤等方面的自然條件 相似性可能會(huì)使得農(nóng)業(yè)技術(shù)具有空間關(guān)聯(lián)及溢出效應(yīng) 一國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)水平越高 其自給能力相應(yīng) 越大 進(jìn)口可能相對(duì)較少 蔬菜單產(chǎn)一定程度上反映了蔬菜生產(chǎn)的技術(shù)水平 沿線國(guó)家由于地理位置的 相近 其蔬菜單產(chǎn)可能表現(xiàn)出空間關(guān)聯(lián)性及其對(duì)蔬菜貿(mào)易的空間溢出效應(yīng) 此外 相鄰國(guó)家的貿(mào)易成本 也存在空間相關(guān)性 可能是由于簽訂自由貿(mào)易協(xié)定或投資基礎(chǔ)設(shè)施的溢出效應(yīng) 即同時(shí)降低了本國(guó)及其 鄰國(guó)的貿(mào)易成本 17 2 2 空間自相關(guān)檢驗(yàn) 在測(cè)算空間溢出效應(yīng)之前 首先需要檢驗(yàn)中國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易的空間相關(guān)性 當(dāng)前 對(duì)空間自相關(guān)性的檢驗(yàn)最普遍采用的方法是莫蘭指數(shù) Moran sI 莫蘭指數(shù)的計(jì)算公式為 Moran sI n i 1 n j 1 n w ij x i x x j x i 1 n j 1 n w ij x i x 2 i 1 n j 1 n w ij x i x x j x s 2 i 1 n j 1 n w ij 2 式 2 中 Moran sI即為莫蘭指數(shù) n為地區(qū)總數(shù) x i 為觀測(cè)值 即中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜出 口貿(mào)易數(shù)據(jù) w ij 為空間權(quán)重矩陣 莫蘭指數(shù)的取值在 1到1之間 莫蘭指數(shù)大于0表示正相關(guān) 小于0表 示負(fù)相關(guān) 接近于0表示不存在空間自相關(guān) 空間權(quán)重矩陣最常見的設(shè)定是地理空間權(quán)重矩陣 21 即如果兩地區(qū)相鄰則被賦值為1 否則為0 也 可以根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等設(shè)立權(quán)重矩陣 22 根據(jù)研究對(duì)象 選擇廣泛采用的地理空間權(quán)重矩陣 圖3 2005 2016年中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜出口品種結(jié)構(gòu) 數(shù)據(jù)來源 聯(lián)合國(guó)UNComtrade https comtrade un org 10 第6期 金玨雯等 中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 2 3 空間杜賓引力模型 空間自相關(guān)檢驗(yàn)提供了中國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易空間效應(yīng)的初步檢驗(yàn) 還需要進(jìn) 一步運(yùn)用空間計(jì)量模型對(duì)空間溢出效應(yīng)進(jìn)行定量分析 根據(jù)前文理論分析 綜合考慮蔬菜貿(mào)易國(guó)雙方供求關(guān)系 比較優(yōu)勢(shì) 貿(mào)易環(huán)境等因素 12 選取反映供 需的中國(guó)與沿線國(guó)家人均GDP 人均蔬菜產(chǎn)量 反映蔬菜生產(chǎn)技術(shù)水平的雙方蔬菜單產(chǎn) 反映沿線國(guó)家 進(jìn)口成本的蔬菜價(jià)格 反映貿(mào)易成本的沿線國(guó)家與中國(guó)首都間的距離 反映貿(mào)易環(huán)境的是否與中國(guó)簽訂 自由貿(mào)易協(xié)定9個(gè)解釋變量作為衡量中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易的重要因素進(jìn)行分析 根據(jù)Elhorst 23 選 擇空間計(jì)量模型的方法進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn) 構(gòu)建如下形式的面板數(shù)據(jù)空間杜賓引力模型為 trade it W trade it 1 gdpc t 2 gdp it 3 proc t 4 pro it 5 yieldc t 6 yield it 7 price it 8 dis i 9 fta it 1 W gdp it 2 W pro it 3 W yield it 4 W price it 5 W fta it it 3 模型估計(jì)中除虛擬變量外均進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理 各解釋變量含義及預(yù)期方向與說明如表2所示 由于主要關(guān)注的是沿線國(guó)家自身因素的空間溢出效應(yīng) 因此空間滯后解釋變量主要為沿線國(guó)家的特 征因素 包括沿線國(guó)家人均GDP 人均蔬菜產(chǎn)量 蔬菜單產(chǎn) 蔬菜貿(mào)易價(jià)格以及是否與中國(guó)簽訂自貿(mào)協(xié) 定 各變量對(duì)出口貿(mào)易的預(yù)期影響及空間效應(yīng)如圖4所示 預(yù)期沿線國(guó)家人均GDP 與中國(guó)簽訂自貿(mào)協(xié)定 對(duì)中國(guó)蔬菜出口額具有正向的空間溢出效應(yīng) 沿線國(guó)家人均蔬菜產(chǎn)量 蔬菜單產(chǎn) 貿(mào)易價(jià)格對(duì)中國(guó)蔬菜 出口額具有負(fù)向的空間溢出效應(yīng) 表2 變量含義與說明 變量 因變量 自變量 trade it gdpc t gdp it proc t pro it yieldc t yield it price it dis i fta it 含義 中國(guó)第t年對(duì)沿線國(guó)家和地區(qū)i蔬菜出口貿(mào)易額 中國(guó)第t年人均GDP 第t年沿線國(guó)家 地區(qū) i人均GDP 中國(guó)第t年人均蔬菜產(chǎn)量 第t年沿線國(guó)家 地區(qū) i人均蔬菜產(chǎn)量 中國(guó)第t年蔬菜單產(chǎn) 第t年沿線國(guó)家 地區(qū) i蔬菜單產(chǎn) 第t年中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家 地區(qū) i蔬菜出口價(jià)格 中國(guó)與沿線國(guó)家 地區(qū) i間距離 虛擬變量 fta it 1 第t年沿線國(guó)家 地區(qū) i與中國(guó) 簽訂了自由貿(mào)易協(xié)定 否則fta it 0 預(yù)期方向與說明 反映中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家的蔬菜出口供給能力 越高 供給能力越大 出 口額越高 反映沿線國(guó)家的蔬菜需求 越高 需求越大 進(jìn)口額越高 反映中國(guó)蔬菜生產(chǎn)供給能力 越大 出口額越高 反映沿線國(guó)家蔬菜自給能力 越大 進(jìn)口額越小 一定程度上反映技術(shù)水平 越高 供給能力越大 出口額越高 沿線國(guó)家蔬菜單產(chǎn)越高 自給能力越大 進(jìn)口額越少 反映沿線國(guó)家從中國(guó)進(jìn)口蔬菜的成本 由于蔬菜在不同國(guó)家需求價(jià) 格彈性可能不同 因此價(jià)格對(duì)出口額的影響方向不確定 反映貿(mào)易成本 距離越遠(yuǎn) 貿(mào)易額越小 簽訂自由貿(mào)易協(xié)定 有助于提高貿(mào)易額 圖4 各變量預(yù)期影響及空間效應(yīng) 11 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃 2021年 3 實(shí)證結(jié)果與分析 3 1 空間自相關(guān)性檢驗(yàn) 由圖5可知 我國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬 菜出口額在所有考察年份的莫蘭指數(shù)均為正 值 其中2005年 2008年 2012年及2014 2016年的莫蘭指數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn) 其他年 份通過顯著性檢驗(yàn) 表明我國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家蔬菜出口額存在一定的空間依賴關(guān) 系 但莫蘭指數(shù)整體上呈現(xiàn)波動(dòng)下降的趨勢(shì) 且近年來的莫蘭指數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn) 說明 我國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易的 空間依賴度在逐漸減弱 3 2 空間杜賓引力模型估計(jì)與分析 莫蘭指數(shù)提供了空間效應(yīng)的初步檢驗(yàn) 為進(jìn)一步理解和把握我國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家蔬菜出口 貿(mào)易的特點(diǎn) 有必要將空間因素及其效應(yīng)納入到我國(guó)對(duì) 一帶一路 沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易影響因素的 分析框架中 根據(jù)Elhorst 23 的模型選擇方法 首先估計(jì)不含空間效應(yīng)的OLS模型 對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行 穩(wěn)健的 LM 檢驗(yàn) 判斷是否存在空間關(guān)聯(lián)性及空間關(guān)聯(lián)性的類型 以及LR檢驗(yàn) 判斷是否控制空間固定效應(yīng)和 或 時(shí)間固定效應(yīng) 再進(jìn)一步構(gòu)建空間面板模型 非空間效應(yīng)面板模型估計(jì)的相關(guān)檢驗(yàn)如表3所示 根據(jù)LM檢驗(yàn) 除了混合OLS模型無法拒絕 無空間滯后效應(yīng) 的原假設(shè) 其他3個(gè)模型均在1 的顯 著性水平上拒絕了 無空間滯后效應(yīng) 和 無空間誤差效應(yīng) 的原假設(shè) 穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)顯示 是否控制 空間固定和 或 時(shí)間固定效應(yīng) 對(duì)是否存在空間關(guān)聯(lián)性及空間關(guān)聯(lián)性的類型的影響較大 根據(jù)LR檢驗(yàn) 應(yīng)該采用空間時(shí)間雙固定效應(yīng)模型 根據(jù) 穩(wěn)健的 LM檢驗(yàn)及LR檢驗(yàn) 應(yīng)該采用空 間時(shí)間雙固定效應(yīng)的空間滯后模型 這種情況下 Elhorst 23 指出仍應(yīng)考慮空間杜賓模型 通過Wald 檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)判斷空間杜賓模型能否簡(jiǎn)化為空間 滯后模型或空間誤差模型 接著進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模 型的估計(jì)以及Hauseman檢驗(yàn)決定使用固定效應(yīng)模 型還是隨機(jī)效應(yīng)模型 雙固定空間杜賓模型檢驗(yàn) 與Hauseman檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示 如表4所示 Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)表明 空間 表3 非空間效應(yīng)面板模型估計(jì)相關(guān)檢驗(yàn) 變量與檢驗(yàn)名稱 LM空間滯后檢驗(yàn) LM空間誤差檢驗(yàn) 穩(wěn)健LM空間滯后檢驗(yàn) 穩(wěn)健LM空間誤差檢驗(yàn) LR空間效應(yīng)檢驗(yàn) LR時(shí)間效應(yīng)檢驗(yàn) 混合OLS 0 821 22 411 5 970 27 561 1670 725 50 183 空間固定 74 056 73 935 2 833 2 712 時(shí)間固定 7 341 19 989 22 330 34 978 空間時(shí)間雙固定 56 371 51 864 4 671 0 164 注 分別表示在10 5 1 的水平上顯著 表4 雙固定空間杜賓模型檢驗(yàn)與Hauseman檢驗(yàn) 檢驗(yàn)名稱 Wald空間滯后檢驗(yàn) LR空間滯后檢驗(yàn) Wald空間誤差檢驗(yàn) LR空間誤差檢驗(yàn) Hauseman檢驗(yàn) 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 83 688 65 864 59 272 62 668 22 49 注 分別表示在10 5 1 的水平上顯著 圖5 2005 2016年我國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜 出口額的莫蘭指數(shù) 12 第6期 金玨雯等 中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 杜賓模型不能退化為空間滯后模型或空間誤差模型 Hauseman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為負(fù)數(shù) 無法拒絕隨機(jī)效應(yīng)的 原假設(shè) 因此最終選擇隨機(jī)效應(yīng)的空間杜賓模型進(jìn)行估計(jì) 同時(shí)對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的 分解 反映解釋變量的邊際效應(yīng) 估計(jì)結(jié)果如表5所示 為了進(jìn)行比較 非空間模型估計(jì)結(jié)果也一并列出 由估計(jì)結(jié)果可知 空間自回歸系數(shù)為正 且在1 的水平上顯著 說明中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易 額表現(xiàn)為空間正相關(guān)關(guān)系 即表現(xiàn)出一定的空間聚集現(xiàn)象 沿線國(guó)家的人均GDP 蔬菜單產(chǎn) 蔬菜進(jìn)口 價(jià)格以及是否與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定的空間滯后系數(shù)均達(dá)到了1 的顯著水平 人均蔬菜產(chǎn)量的空間滯 后系數(shù)達(dá)到了10 的顯著水平 說明沿線國(guó)家的特征因素對(duì)中國(guó)蔬菜出口額的影響存在空間溢出效應(yīng) 直接效應(yīng)衡量的是某一國(guó)的影響因素對(duì)該國(guó)貿(mào)易額的直接影響 其中包括了反饋效應(yīng) 即通過對(duì)鄰 近國(guó)家的影響傳回該國(guó)的效應(yīng) 間接效應(yīng)衡量的是某一國(guó)的影響因素對(duì)其他國(guó)家貿(mào)易額的平均影響 即 解釋變量的空間溢出效應(yīng) 沿線國(guó)家蔬菜進(jìn)口價(jià)格的直接效應(yīng)為0 487 意味著非空間模型中中國(guó)蔬菜出 口額對(duì)價(jià)格的彈性0 581被高估了19 3 蔬菜價(jià)格的估計(jì)系數(shù)值為0 523 其反饋效應(yīng)的值為 0 036 是 直接效應(yīng)的7 4 反饋效應(yīng)較小 而蔬菜價(jià)格的間接效應(yīng)為 0 463 是直接效應(yīng)的 95 1 這說明中國(guó) 對(duì)某一個(gè)沿線國(guó)家蔬菜出口價(jià)格水平的變化 不僅會(huì)改變中國(guó)對(duì)這個(gè)國(guó)家本身的蔬菜出口額 而且會(huì)改 變中國(guó)對(duì)其鄰近國(guó)家的蔬菜出口額 價(jià)格越高 中國(guó)對(duì)該沿線國(guó)家的蔬菜出口額越高 而對(duì)臨近國(guó)家的 蔬菜出口額降低 沿線國(guó)家的人均GDP 蔬菜單產(chǎn)以及是否與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定的直接效應(yīng)并不顯 著 除了人均GDP以外 這個(gè)結(jié)果與非空間模型相同 但這3個(gè)變量的間接效應(yīng)均達(dá)到了1 的顯著水 平 說明這些變量的改變對(duì)于本國(guó)對(duì)中國(guó)蔬菜進(jìn)口額的影響并不顯著 但卻顯著影響了鄰近國(guó)家對(duì)中國(guó) 的蔬菜進(jìn)口額 沿線國(guó)家的人均GDP每提高1 鄰近國(guó)家對(duì)中國(guó)蔬菜進(jìn)口額提高0 15 說明沿線國(guó)家 的人均GDP對(duì)蔬菜進(jìn)口額具有正向的空間溢出作用 蔬菜單產(chǎn)每提高1 鄰近國(guó)家的蔬菜進(jìn)口額下降 表5 隨機(jī)效應(yīng)的SDM估計(jì) 變量 gdp gdpc pro proc yield yieldc price dis fta rho const SDM隨機(jī)效應(yīng)模型 估計(jì)系數(shù) 0 031 0 027 1 033 0 201 0 029 0 124 8 618 2 210 0 096 0 182 4 189 0 950 0 523 0 159 0 369 0 721 0 592 0 315 61 870 18 830 空間滯后項(xiàng) 0 103 0 039 0 249 0 143 0 546 0 125 0 560 0 132 1 280 0 432 空間自回歸 0 351 0 070 直接效應(yīng) 0 045 0 032 1 062 0 200 0 011 0 123 8 868 2 239 0 164 0 172 4 391 0 964 0 487 0 172 0 377 0 745 0 463 0 286 間接效應(yīng) 0 149 0 057 0 471 0 141 0 321 0 198 3 990 1 525 0 773 0 220 1 963 0 665 0 463 0 174 0 164 0 362 1 325 0 422 總效應(yīng) 0 194 0 083 1 533 0 287 0 332 0 259 12 860 3 440 0 937 0 297 6 353 1 451 0 024 0 283 0 541 1 096 0 862 0 341 非空間隨機(jī)效應(yīng)模型 估計(jì)系數(shù) 0 044 0 036 1 198 0 216 0 006 0 126 11 950 2 755 0 040 0 198 4 909 1 021 0 581 0 185 1 036 0 672 0 260 0 159 75 860 23 11 注 分別表示在10 5 1 的水平上顯著 括號(hào)內(nèi)表示回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤 13 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃 2021年 0 77 可能是由于蔬菜單產(chǎn)的提高增加了沿線國(guó)家的生產(chǎn)能力 使得鄰近國(guó)家可以從該國(guó)進(jìn)口蔬菜 從 而降低了對(duì)中國(guó)蔬菜的進(jìn)口額 與中國(guó)簽訂自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)蔬菜貿(mào)易額的直接效應(yīng)不顯著 但是具有顯 著的正向空間溢出作用 說明簽訂自貿(mào)協(xié)定主要是通過空間溢出作用提高了貿(mào)易額 中國(guó)人均GDP 人均蔬菜產(chǎn)量以及蔬菜單產(chǎn)的直接效應(yīng)分別為1 062 8 868 4 391 意味著非空間 模型中這些影響因素的彈性估計(jì)值均被高估 被高估的百分比分別為12 8 34 8 和11 8 中國(guó)與沿 線國(guó)家的距離對(duì)蔬菜貿(mào)易額的影響不顯著 可能是由于現(xiàn)代交通運(yùn)輸體系的發(fā)達(dá)與完善 實(shí)際距離對(duì)于 貿(mào)易額的影響作用并沒有那么大 4 結(jié)論和建議 在 一帶一路 框架下 從貿(mào)易額 市場(chǎng)結(jié)構(gòu) 品種結(jié)構(gòu)分析了中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的現(xiàn)狀及特征 在此基礎(chǔ)上探究了中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)性及溢出效應(yīng) 主要研究結(jié)論概括如下 1 中國(guó)對(duì) 一帶一路 蔬菜出口貿(mào)易整體呈上升趨勢(shì) 保鮮蔬菜 脫水蔬菜和調(diào)理加工蔬菜是中 國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家蔬菜出口的主要類型 中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家的蔬菜出口目的國(guó)主要集中于東 南亞國(guó)家 2 中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家蔬菜出口貿(mào)易額表現(xiàn)為空間正相關(guān)關(guān)系 即表現(xiàn)出一定的空間聚集現(xiàn)象 與沿 線國(guó)家蔬菜貿(mào)易價(jià)格對(duì)貿(mào)易額的直接效應(yīng)為正 空間溢出效應(yīng)為負(fù) 沿線國(guó)家的人均GDP以及與中國(guó)簽 訂自由貿(mào)易協(xié)定對(duì)蔬菜貿(mào)易額具有正向的空間溢出效應(yīng) 沿線國(guó)家蔬菜單產(chǎn)對(duì)蔬菜貿(mào)易額具有負(fù)向的空 間溢出效應(yīng) 沿線國(guó)家人均蔬菜產(chǎn)量不具有空間溢出效應(yīng) 3 中國(guó)人均GDP 人均蔬菜產(chǎn)量以及蔬菜單產(chǎn)的直接效應(yīng)分別為1 062 8 868 4 391 非空間模 型中這些影響因素的彈性估計(jì)值均被高估 被高估的比例分別為12 8 34 8 和11 8 中國(guó)與沿線國(guó) 家的距離對(duì)蔬菜貿(mào)易額的影響不顯著 基于上述結(jié)論 得到如下政策建議 1 中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家和地區(qū)蔬菜出口貿(mào)易的空間相關(guān)性是客觀存在的 應(yīng)積極發(fā)揮核心地 區(qū)的貿(mào)易溢出效應(yīng) 同時(shí)與蔬菜貿(mào)易量較小的 一帶一路 國(guó)家和地區(qū)加強(qiáng)交流與合作 促進(jìn)蔬菜貿(mào)易 的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展 2 提高蔬菜出口質(zhì)量 進(jìn)一步提高蔬菜的標(biāo)準(zhǔn)化生產(chǎn) 加工水平 對(duì)各環(huán)節(jié)的檢驗(yàn)和檢疫進(jìn)行嚴(yán) 格把關(guān) 增強(qiáng)我國(guó)蔬菜產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì) 提高蔬菜國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力 參考文獻(xiàn) 1 謝杰 劉學(xué)智 直接影響與空間外溢 中國(guó)對(duì)非洲農(nóng)業(yè)貿(mào)易的多邊阻力識(shí)別 財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì) 2016 37 1 119 132 2 劉俊 張亞斌 絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶貿(mào)易便利化時(shí)空差異及其貿(mào)易效應(yīng) 基于空間引力模型的實(shí)證研究 經(jīng)濟(jì)問題探索 2016 10 130 137 3 謝杰 劉任余 基于空間視角的中國(guó)對(duì)外直接投資的影響因素與貿(mào)易效應(yīng)研究 國(guó)際貿(mào)易問題 2011 6 66 74 4 劉娟 東道國(guó)特征對(duì)中國(guó)OFDI影響的空間鄰近效應(yīng) 基于 一帶一路 沿線國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)分析 經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯 2019 36 1 56 63 5 馬述忠 劉夢(mèng)恒 中國(guó)在 一帶一路 沿線國(guó)家OFDI的第三國(guó)效應(yīng)研究 基于空間計(jì)量方法 國(guó)際貿(mào)易問題 2016 7 72 83 6 何敏 張寧寧 黃澤群 中國(guó)與 一帶一路 國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)性和互補(bǔ)性分析 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題 2016 37 11 51 60 111 7 譚晶榮 王絲絲 陳生杰 一帶一路 背景下中國(guó)與中亞五國(guó)主要農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易潛力研究 商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理 2016 1 90 96 8 安曉寧 辛嶺 中國(guó)與東南亞農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易現(xiàn)狀與潛力分析 基于 一帶一路 倡議 中國(guó)農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃 2019 40 1 118 127 9 趙金鑫 田志宏 中國(guó)對(duì) 一帶一路 國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品出口效率 西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào) 社會(huì)科學(xué)版 2019 19 1 111 117 127 10 丁存振 肖海峰 一帶一路 背景下中國(guó)對(duì)東南亞國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品出口三元邊際特征及其影響因素分析 當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理 2019 41 6 57 65 11 董瑩 穆月英 基于 10 3 FTA框架的中國(guó)蔬菜國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力分析 中國(guó)蔬菜 2012 20 20 26 12 張哲晰 穆月英 中國(guó)蔬菜出口國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力及其影響因素 國(guó)別 地區(qū) 差異與貿(mào)易潛力分析 世界農(nóng)業(yè) 2015 10 132 140 13 劉芳 王琛 何忠偉 中國(guó)蔬菜產(chǎn)業(yè)國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的實(shí)證研究 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題 2011 32 7 91 98 112 14 郝景芳 基于面板數(shù)據(jù)引力模型的中國(guó)對(duì)外貿(mào)易研究 博士論文 北京 清華大學(xué) 2012 14 第6期 金玨雯等 中國(guó)蔬菜出口貿(mào)易的空間關(guān)聯(lián)與溢出效應(yīng) 15 郝景芳 馬弘 引力模型的新進(jìn)展及對(duì)中國(guó)對(duì)外貿(mào)易的檢驗(yàn) 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究 2012 29 10 52 68 138 16 傅帥雄 羅來軍 技術(shù)差距促進(jìn)國(guó)際貿(mào)易嗎 基于引力模型的實(shí)證研究 管理世界 2017 281 2 43 52 17 PorojanA TradeFlowsandSpatialEffects TheGravityModelRevisited OpenEconomiesReview 2001 12 3 265 280 18 徐東波 劉雅珍 孫若涵 中國(guó)與東盟國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出 基于空間面板杜賓模型的實(shí)證分析 經(jīng)濟(jì)問題探索 2019 1 119 126 138 19 王歡 我國(guó)蔬菜生產(chǎn)效率及其時(shí)空效應(yīng)研究 博士論文 北京 中國(guó)農(nóng)業(yè)大學(xué) 2018 20 速水佑次郎 日 神門善久 日 著 沈金虎等譯 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)論新版 北京 中國(guó)農(nóng)業(yè)出版社 2003 21 張興 霍學(xué)喜 我國(guó)蘋果出口貿(mào)易的決定因素 基于地區(qū)數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì) 2012 5 114 120 22 林光平 龍志和 吳梅 我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂的空間計(jì)量實(shí)證分析 1978 2002年 經(jīng)濟(jì)學(xué) 季刊 2005 S1 67 82 23 ElhorstJP Matlabsoftwareforspatialpanels InternationalRegionalScienceReview 2014 37 3 389 405 SPATIAL CORRELATION AND SPILLOVER EFFECT OF CHINA S VEGETABLE EXPORT TRADE AN EMPIRICAL STUDY BASED ON THE THE BELT AND ROAD INITIATIVE FRAMEWORK Jin Juewen Mu Yueying CollegeofEconomicsandManagement ChinaAgriculturalUniversity Beijing100083 China Abstract Vegetable is the second largest crop after grain in China and China is the world s largest vegetable exporter Thecurrentinternationaltradeenvironmentiscomplexandvolatile andthefutureofagriculturaltradeled byvegetableshasattractedgreatattentionfromallwalksoflife Thestudyonthespatialcorrelationandspillover effects of China s vegetable export can further grasp the international competitiveness of vegetables and provide referencefortheformulationofrelevantagriculturaltradepolicies BasedonthedataofChina svegetableexportto thecountriesandregionsalongthe theBeltandRoadInitiative from2005to2016 thestudyappliedtheglobal Moranindexandthespatialdurbingravitymodel toexploretheinfluencingfactors spatialcorrelationandspillover effectsofChina svegetableexportwithrespectofthesupplyanddemand comparativeadvantageandtradecost Theresultssuggestedthat 1 China svegetableexportto