宏观锂济研完2o14年第7期
对农产品贸易增长从广度和深度视角作出划分。
基于中国农产品出口增长相对缓慢这一客观事
实，本文从一个新视角——二元边际结构对农产
品出口进行分解 ，聚焦于农产品出口增长的影响
因素。具体而言，将农产品出口的增长分解为集约
边际和扩展边际，以便明确农产品的出口主要沿
着何种路径增长；在此基础上，运用扩展的引力模
型分别考察多个重要变量对农产品出H-"元边际
的不同影响机制，以期发现限制农产品出口的主
要因素，并据此提出改善农产品贸易状况和贸易
结构的政策建议。为确保计量结果的稳健性，本文
在实证 回归 中同时采用混合最小 二乘估计
(OLS)、随机效应模型(RE)和托宾模型(Tobit)，并
控制了时间固定效应和国家层面的异质性偏差。
二、文献综述
随着异质性企业模型和企业层面贸易数据
的出现，关于贸易动态和二元边际结构的调整逐
渐 引起 国 内外 学者 的关 注 。Melitz(2003)和
Chaney(2008)在基于垄断竞争条件下的企业异
质性模型中指出，贸易成本的下降放低了企业进
入国际贸易市场的门槛，一些生产率较低的企业
参与出口贸易活动，从而增加出口的扩展边际；
而贸易成本的下降也会增加市场中原有企业的
平均出口，也即集约边际。在企业异质性模型中，
贸易成本影响二元边际的程度主要取决于行业
中产品的替代性 ，如果行业能容纳许多异质性
(难以被替代)产品，贸易成本的下降就会吸引大
量企业进入，因而主要影响扩展边际。反之，则主
要 影 响 集 约 边 际 。Eaton、Kortum和 Kramarz
(2004)首先对二元边际进行了界定，虽然目前二
元边际尚无统一的界定标准，但基本上都是从某
一 层面(产品、企业或国家)来定义的。事实上 ，
如果不同企业生产异质性产品，企业层面的二元
边际就转化为产品层面的二元边际，因此 ，企业
异质性模型同样可以用于产品层面的二元边际
分析(Helpman、Melitz和Rubinstein，2008)。
将贸易增长分解为二元边际之后，引力模型
得到了更为广泛的应用。许多文献运用引力模型
估计 贸易政 策对二元边 际的影响 (Buono和
Lalanne，2012；Dutt、Mihov和 Van Zandt，201l；
Foster、Poeschl和 Stehrer，201 1；Grant和 Boys，
20 1 1；Cipollina和 Salvatiei，20 1 1；Wilhelmsson和
Persson，2012)。通常，将贸易政策(如自由贸易协
定)作为一个虚拟变量进入引力模型，也有些文献
引 入 关 税 (Feenstra和 Kee，2008；Dennis和
Shepherd，2011；Persson，2013)。在二元边际的决
定 因素 方 面 ，Paaeka和 Tambefi(2008)利 用
1985--2004年包含60个国家的面板数据，认为影
响二元边际的因素主要分为五类，即经济规模、地
理位置、技术进步、人力资本和制度，而经济规模
和市场距离是二元边际的主要影响因素，两者共
同解释了出口增长的50％左右。Agosin、Alvarez和
Bravo(2012)发现，贸易开放、实际汇率的波动、人
力资本积累有利于出口多样化，金融发展无法促
进扩展边际的增长，距离和贸易冲击对出口多样
化产生负面影响，但人力资本水平较高的国家受
贸易冲击的影响较小。钱学锋和熊平(2010)在引
力模型的基础上运用Tobit和泊松极大似然估计
(Pseudo—maximum—likelihood estimation，简 称
PPML)的方法处理零贸易流①，描述了中国出口沿
着集约边际增长的事实，分析了市场规模、多边阻
力、贸易成本、生产率、自由贸易协定、中间投人品
及外部冲击对二元边际作用机制的差异，并就进
一 步优化二元边际的结构提供了丰富的政策建
议。相对而言，国内关于二元边际的实证研究绝大
部分集中于出口方面，对进口二元边际的研究极
其有限(如马涛和刘仕国，2010；曹亮、何成杰和王
晓伟，2014)。
在农业方面，国外已有部分研究对农产品贸
易做了二元边际的分解(Gamberoni，2007：Grant
和Boys，2011；Bojnec和Fe~fi，2012)，Cipollina和
Salvatiei(2011)基于 Heckman两阶段估计法发
43
宏观锂济研完2014年第7期
现，欧盟的特惠贸易政策只能促进农产品和食品
的扩展边际，而趋向于减少制造业出口的产品种
类。国内鲜有文献对中国农产品出口从二元边际
视角进行划分。谭晶荣等(2013)描绘了中国和越
南农产品贸易的二元边际，发现扩展边际对中国
出口增长的拉动作用更为明显，高附加值的农产
品促进了二元边际的发展，其局限性在于只分析
了中国农产品的局部出口状况。至今，国内尚未
出现完整分析中国农产品出口二元边际的文献。
为了丰富关于农产品二元边际的研究 ，本文
运用高度细化的HS一6位产品层面的数据对农产
品出口的二元边际进行了特征事实的描述，同时
基于引力模型的视角探究了集约边际和扩展边
际的影响因素，并比较了这些因素对二元边际影
响程度的不同。本文的贡献主要体现在：(1)首
次对中国农产品出口主要沿着何种边际(集约边
际或扩展边际)增长作出了明确的回答；(2)同
时用混合 OLS、随机效应和Tobit三种方法估计
扩展的贸易引力模型，且主要以Tobit模型处理
样本中大量存在的零贸易流问题；(3)探讨影响
农产品出口增长的多个因素对集约边际和扩展
边际的作用机制及影响程度有何差异，进而为促
进农产品稳定快速发展提供政策向导。
三、计量模型与方法
(一)计量模型
借鉴Foster、Poesehl和Stehrer(2011)的引力
方程，考虑到样本中二元边际存在较多的零贸易
流，对集约边际和扩展边际直接取对数将造成数
据缺失，本文以ln(1+ )、ln(1+ )进入对数
引力方程，同时结合农产品二元边际的可能影响
因素 ，在模型中加入pGDPj,、Areai、WTO FTA
Crisis 和Agrimid 这六个新变量，将本文模型设定
为如下形式：
ln(1+，／ )= + In(GDPj,)+fl21n(pGDPj~)+
岛In(Disto．) In(Areai)+fieWTOi +
44
B6FTA s．I+81Contigt十38Crisis|+
flClgrimi&+T,+aj+u,~k， (1)
In(1+E 扣) + 。In(GDPj,)+ 2In(pGDP~,)+
&In(Dist．|、七84In(Areaj)+
G5WTO EI+86FTAl}I+81Contigi+
卢8Crisis + 9 r ，n + + 7+ (2)
其中，下标i表示出口国(中国)，i表示进口
国，k表示贸易农产品，t表示时间。 础表
示 以贸易流量衡量的集约边际和扩展边际 ；
GDP~,表示进口国的经济规模 ，国民收入越高的
国家一般进 口需求会越多；pGDPj，表示进口国的
人均收入水平，代表一国居民的消费能力；Dist
表示进出口国首都之间的距离，是反映可变贸易
成本的指标；Areai表示进口国的占地面积 ，反映
该国的资源禀赋；WTO 表示中国是否加入WTO，
若加入则取值为1，否则为0；FTA 表示贸易双方
是否建立 自由贸易协定 ，若建立则取 1，否则取
0；Contig 表示两国是否相邻或接壤 ，若是则取
1，否则取0；Crisis 表示是否发生经济冲击，在样
本期内，将 1997年的亚洲金融危机和2008年的
全球经济危机视为经济冲击 ，因此将 1997年和
2008年的观测记录取值为1，其余年份的记录取
0；Agrimid 表示一种产品是否是中间品，将中间
品赋值为1，最终品赋值为0； 表示时间虚拟变
量，用以控制随时问而变化但观测不到的全球宏
观经济波动； ，表示进 口国家虚拟变量 ，用以控
制观测不到的国家异质性特征 ；“ 表示随机误
差项； 。 为截距和对应变量的系数，笔者对
系数符号作出如下预期(表1)。
(二)计量方法
Tobit模型能够极为灵活地对贸易的二元边
际进行分解，即以产品出口额不为零的概率作为
权重计算的平均出口(集约边际)和出口更多产
品的概率(扩展边际)；Tobit模型同样也可以较
好地处理零贸易流，本文运用Tobit左设限模型，
审查数值等于零的贸易流量并将其作为设限的
观测。以下从集约边际的角度说明Tobit模型的
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表 1 各变量对农产品二元边际影响方向的预期
系数 集约边际 扩展边际
． +
& +
成 不确定
成 + 上
+ 不确定
『
I
【 不确定
估计原理，Tobit对扩展边际的估计过程与集约
边际类似。
ln(1+ )刁 + +“， l ～N(0，or ) (3)
ln(1+埘)：{In(I+IM )，若ln(I+IM )>o
l 0，若ln(1+埘 )≤0
(4)
其中，埘 为潜变量 ， 代表(1)式解释变量
的集合，／3代表变量对应系数的集合 ，M为随机误
差项。(3)式满足经典线性模型的基本假定，为
简化表达公式，将JB。放人集合 中，由于误差项
服从标准正态分布，则 ：
P[In(I+IM)=O I X]=P[1n(1+IM*)≤0 f ]
=Plu≤一 l ]=PlM／or≤一 ／or I ]
= (一 ／or)=l一 (一 ／or) (5)
对于样本中的第11条记录(In(1+ )， )，
其密度函数为：
／ (2zror ) exp{一[1n(1+ )一咒 ] 12o- }
{ + ) }， (6) j若In(1+ )>0 ～
、P[In(1+ )=0 I ]=l—o(xo~／or)
为标准正态密度函数。从而每个观测的对
数似然函数为：
f ( ，or)=In[1一~(xJ3／or)]+
In{(1／or) [(In(1+lM．)-X．3)／or]}
(7)
对于观测数目为N的数据样本，令：
～
L(／3, )：∑ ，or)
， 1
最大化L( ，or)的值只要满足一阶条件：
』—OL(／3
—
,,or)
一 ：0 l— 一o
1 ：。
8Bi
四、数据说明与描述性统计
(8)
(一 )数据说 明
本文的研究对象为1995--2010年中国对世
界各国农产品的出口贸易额，本文的农产品范围
是指受WTO农业协议约束的农产品②，此分类方
法能够突出农产品的特征，贸易流量数据来源于
CEPII—BACI数据库，为了研究农产品出口的二
元边际，必须得到集约边际和扩展边际两个样
本。
参考Amurgo—Pacheco和Pierola(2008)、钱学
锋和熊平(2010)对二元边际的分解方法，本文
以出口贸易额的形式表现集约边际与扩展边
际，以便于两者的对比。确定集约边际的具体做
法为 ：以1995年作为基年，若 1995年中国对进
口国j出口农产品k，则分别检查 1996--2010年
中国是否仍将农产品k出1：3到 i国，如果出口，
那么将出口额归人对应年份的集约边际；如果
不出口，就认为集约边际为零。确定扩展边际的
具体做法为：比较1995年和2010年的产品一进
口国家对(kIj)，挑选出 1995年不存在而2010
年存在的产品一国家对，对挑选好的每一个产
品一国家对 ，分别检查它在 1996--2009年是否
出现，如果出现，那么将出口额归人对应年份的
扩展边际 ；如果没有出现，就认为扩展边际为
零。分解以后用中国每年的CPI对二元边际的
贸易值加以平减。本文定义的二元边际用公式
表示 为：
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宏观锃济研宏2014年第7期
IM=∑
EM=∑ +∑ +∑
此处l和O分别表示新产品和新市场。
各国的GDP、人均GDP数据来 自WDI(世界
发展指标)，并以所在国家的GDP平减指数进行
平减得到GDP和人均GDP的实际值 ，中国与进
口国的距离、各国占地面积、邻国或接壤三个变
量的数据来 自CEPII—DISTANCE数据库。
对于农产品中间品属性这一虚拟变量，本文
参照Arkolakis等(2008)对中间品和最终品的分
类方法 ，依据 HS一6位产品代码和BEC产品代码
的对应标准，认为应将BEC代码中为21、22、31、
4l、42、53、111、121、322、521的产品视作中间品
属性，其余的产品即被视为最终品属性。
(二)描述性统计
1、农产品的出口结构。图2描述了中国农产
品出口结构的变化趋势。总体而言，无论是旧产
品旧市场还是其他产品市场，农产品出口额均表
现出一定程度的增长，自2002年以后增长尤为
明显，2010年旧产品旧市场的出口额高达345亿
美元，l5年问增加了210亿美元；同年新产品或
新市场固的出口额为63．5亿美元，15年间增加了
63．5亿美元 ，且旧产品旧市场的出口总是远远
高于其他产品市场，这暗示现阶段中国农产品出
口主要沿着集约边际的路径增长。从两者占总出
口额的比例来看，虽然旧产品旧市场的出口始终
高于其他产品市场，但它在出口总额中所占的比
例却在迅速下降，样本期内下降了15．6％，到
2010年旧产品旧市场占84．4％，这从侧面反映了
农产品出口的扩展边际在未来还有较大的增长
潜力。外部冲击对农产品出口的较小负面影响主
要集中于2008年旧产品旧市场lO．7亿美元的下
降。
2、农产品出口的二元边际特征。表2列出了
农产品二元边际的一些特征。扩展边际与集约边
际所包含的农产品种类在数 目上相同并不意味
着它们拥有完全相同的产品，事实上，在扩展边
46
年份
— — ·一 旧产1品旧市 场 — ·一 声品或新市场
图2 农产品出口结构的变化趋势
资料来源：根据CEPII数据库计算整理得到
际的产品种类中，与集约边际相同的农产品有
606种，增加了18种新产品。在扩展边际的出r]
来源国中，与集约边际相同的有 172个，增加了
23个新市场。可见，旧产品新市场或新产品旧市
场是扩展边际的主要组成部分，而新产品新市场
所占的比重很小。填充零贸易流之后，扩展边际
的产品一国家对比集约边际高许多。二元边际中
零贸易流比例不仅说明忽略零贸易流将产生样
本选择性偏误，同时也说明，真正发生贸易的有
效产品一国家对 l中，集约边际大于扩展边际。年
增长率的标准差反映了农产品出¨增长进程中
二元边际的波动幅度。很清楚，与集约边际相比，
扩展边际随时问的波动较大，其增长率波动范围
为一23．4％到 127．4％，而集约边际增长率的波动
范围仅为一10．9％~1J 22．1％。
表2 农产品出口的二元边际特征
特征 集约边际 扩展边际
产品种类 624 624
I 出13国家数日 176 l95
产品一国家对 9978 l4301
零贸易流比例 25．6％ 61．9％
年增长率标准差 8．4％ 39．6％
资料来源：根据CEPII数据库计算整理得到
3、异质性农产品的二元边际。表3显示了农
宏观锂济研 2o14年第7期
业中间品和最终品属性的二元边际。最终品属性
的集约边际和扩展边际所占的比例更大，即中国
出口的农产品主要是最终消费品。中间品的集约
边际的出口比重越来越少，对应的扩展边际的出
口比重随时问在30％一40％之间不断波动。中国
异质性农产品的出口分布现状是否有利于出口
增长?这有赖于检验农业中间品属性对二元边际
的作用机制。
表3 农业中间品和最终品的二元边际
集约边际 扩展边际
年份 中间品 最终品 中间品 最终品
出口比重 出口比重 出口比重 出口比重
：1995 31．7 683
— —
l 1996 32．2 67．8 34．3 65．7
l 1997 34．3 65．7 31．1 68．9
’ 】998 31．9 68．1 19．5 80．5
1999 30．7 69．3 37-3 62．7
2O00 32．9 67．1 40．7 59_3
2o01 28．8 71．2 3l3 68．7
2002 30．5 69．5 45 55
2003 32 68 47．7 52_3
2O04 25．8 74．2 37．7 623
2005 26．9 73．1 36 64
2006 23．4 76．6 39．7 60-3
2007 26-4 73．6 37．3 62．7
2008 26．8 73．2 37．1 62．9
2009 26．2 73．8 35-3 64．7
2OlO 24．2 75．8 37．7 62-3
资料来源 ：根据 CEPII数据库{t-g整理得到
五、实证结果分析
本文数据的一个显著特点在于样本中包含
大量的零贸易流，Sheng、Tang和Xu(2012)在引
力模型中运用固定效应和随机效应，Soloaga和
Winters(2001)运用Tobit模型处理零贸易流，本
文综合以上方法 ，分别以混合 OLS、随机效应模
型和Tobit模型为计量工具，对影响集约边际和
扩展边际的因素做实证回归 ，并主要以Tobit模
型的回归结果为标准阐述解释变量对二元边际
的偏效应。
(一)农产品出口集约边际的决定因素
表4汇报了集约边际的回归结果。正如经典
引力模型所预测的，出口来源国的经济规模越
大 ，中国农产品出口规模增长的速度也越快；进
口国的人均收入水平对集约边际的影响为负但
表4 集约边际的决定因素
ln(1+n ) 混合 OLS 随机效应 Tobit
0．852* 0．947"籼 1．07l 籼
In(GDP,,)
(64．28) f23．921 f60．501
- 0．0853*** 一0．0248 -0．0378
ln(pCOP~,)
(一5．05) f一0．541 (一1．691
- 0．649$ 一0．659 $ -0．7l8$
ln(Dist )
(-23．85) (一8．10) (一20．06)
- 0．160 -0．198 -0．202
ln(Areaj)
f一19．551 (一7．92) r—l8．O61
0．414 # 0．403* 0．577"
WTO
(6．62) (10．38) (7．00) ．
1．Ol5籼 0．683 s 1．469* }
FTA
f19．281 f16．981 (21．23)
0 285 0．173 0．474*
Contig
f5．80) f1．23) (7．46)
～ 0．199*${ -0．217 $％ -0．296 $
Crisis
(一5．99) (-10．54) f一6．801
- 0．91】 $ -0．930 一1．168*籼
Agrimi
(-31．48) (-10．21) (一30．52)
- 4．726*${ -6 491 —10．54* { l 常数项
(-14．40) f一6，711 (-24．47)
时间固定效应 YES YES YES
国家固定效应 YES YES YES
观测值 149304 149304 149304
左设限观测值
37426
ln(1+ )≤0
注：“料木’I、“ 、“ 分别表示0．1％、l％、5％的显著性水
平，括号里的数值表示以稳健标准误计算得到的t统计量；
表5同。
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宏观锃济研宏2o14年第7期
不显著，这可能是因为在高收入水平的国家，挑
剔的消费者更倾向于追求奢侈品而非农产品，但
同时许多农产品的需求缺乏弹性，因而对居民消
费水平的高低并不敏感；两国之间的距离是可变
贸易成本的衡量指标，其对集约边际的偏效应显
著为负，通常过高的贸易成本(包括可变贸易成
本和不变贸易成本)使得进口国一些盈利状况不
佳的企业消极应对贸易活动，影响了中国对进口
国的出口增长；进口国的占地面积体现了该国的
资源禀赋拥有状况，更多的要素禀赋能迅速增加
本土市场农产品的供给，从而减少中国对进口国
的供给。
在扩展的贸易引力模型中，一系列虚拟变量
也对中国农产品出口的集约边际产生了重要的
影响。显而易见 ，中国的人世加深了与世界各国
在经济、文化等方面的交流，与WTO成员国的贸
易往来更为频繁；中国与一些国家相继建立了自
由贸易协定 ，正是由于FTA能够降低贸易壁垒，
带来巨大的贸易创造效应；若中国与出口来源国
是邻国或接壤，中国农产品出口的集约边际也会
有所提高；亚洲金融危机和全球经济危机影响着
中国经济的稳定，必然不利于中国农产品乃至所
有产品出口的集约边际，而在集约边际占主导地
位的中国，这无疑揭示出农产品出口对外部环境
反应比较敏感的事实；最后，农业中间投入品(如
初级农产品、简单加工的农产品)出口比重过多
会严重阻碍农产品出口的增长，所以现阶段农产
品出口的集约边际在中间品和最终品的分布上
是较为合理的。
(二)农产品出口扩展边际的决定因素
同样的解释变量对扩展边际和对集约边际
的作用机制是否相同?表5报告了出口增长中的
重要组成部分——扩展边际的决定因素。进 口国
的经济规模(In(GDP~,))、两国距离(In(Dist ))、
自由贸易区(FTA )、中间品属性(Agrimid )四个
变量对扩展边际和对集约边际的影响较为相似，
只是影响程度有所不同；然而，进口国较高的人
4R
均收入水平促进了中国农产品出口的扩展边际，
因为高收入国家的居民要求出口国提供更多可
选择的产品种类 ；根据H一0理论，一国应当出口
要素禀赋较丰富的产品而进 口要素禀赋较稀缺
的产品，若进口国拥有丰富而种类集中的要素禀
赋，则它将会从中国广泛进口无法使用其丰裕要
素进行生产的产品。
表5 扩展边际的决定因素
ln(1+EMoh) 混合OLS 随机效应 Tobit
0．283 0．272** 0．687*籼
ln(GDPj,)
f28．75) (12．16) f27．85)
O．O747木卑卑 0．0443 O．161木卑卑
ln(pCDPj,)
(6．9o) (1．83) (5．90)
一 0．608 一0．634 $ 一1．664*
ln(Dist )
(-24．33) (一1 1．23) (-27．63)
0．0509*** 0，0452芈术 0．133水水水
ln(Areai)
f6．96) f2．60) (7．19)
- 0．528籼# 一0．520 -0．953
WTO
(-12．21) (-14．97) (-8．59)
0．779* 0．523 $ 0．432*$
F
f16．O3) f12．041 f4_301
— 0-276 # -0-339 $ -0．534**
Cont谵4 f
一 6．401 f一3_38、 f一5．20、
0．509* $ 0．490 # 0．289$
Crisis
f22．79) (26．51) (4．82)
- 0-275 -0．273 -0．659
Agrimi&
f—l3．75) f一5．59) f一12．881
- 3．464** -2．6l6 一19．08
常数项
(-12．75) (-4．3O) (-29．3 1)
时问固定效应 YES YES YES
国家固定效应 YES YES YES
观测值 214722 214722 214722
左设限观测值
l32693
ln(1+E‰ )≤0
出乎意料的是 ，中国成为WTO成员国妨碍
了农产品出口的扩展边际的增长，究其原因，中
国农产品关税下降对扩大出口的作用有限，农产
品贸易与绿色贸易壁垒密切相关，而WTO认同
宏巩锃济研完2014年第7期
各国建立的旨在保护环境 、人类安全和健康的绿
色贸易壁垒，实质上许多国家借绿色贸易壁垒之
名行贸易保护之实，这导致中国出口的许多新农
产品种类被拒之门外；邻国或接壤(Contig )这一
虚拟变量没有对扩展边际起任何的促进作用，可
能是由于两国之间拥有许多相似产品，没有多少
可供贸易的新产品种类；经济危机表现出对扩展
边际积极而显著的效应 ，据此，如果农产晶出口
增长更多地沿着扩展边际的路径，那么当外部经
济环境处于低迷状态时，出口状况将不会受到任
何负面影响。
结合表4、表5可以比较同一因素对二元边
际影响程度的差异 ，五个解释变量 (In(CDPj,)、
In(Areai)、FTA 、Crisis 、Agrimid )对集约边际的
影响大于对扩展边际的影响，且经济规模 、自由
贸易协定虚拟变量、中间品属性虚拟变量对集约
边际和扩展边际的偏效应是同向的；其他四个因
素主要作用于扩展边际，尽管WTO Contig ，对集
约边际的促进作用低于对扩展边际的阻碍作用，
但由于集约边际绝对地高于扩展边际，这两个虚
拟变量仍然可以促进出[i额的增长。⑥
六、结论与政策建议
本文利用 1995--2010年CEPII—BACI数据库
的农产品贸易数据，从产品层面上将中国农产品
出口分解为集约边际和扩展边际，然后基于扩展
的引力方程 ，运用混合 OLS、随机效应模型和
Tobit模型估计了影响贸易增长的多个变量对二
元边际的作用机制和影响程度。结果表明，现阶
段中国农产品出口增长主要来源于集约边际，扩
展边际所占的比重只有 15％左右 ，但发展迅速 ，
因而还有很大的提升空间。许多影响出口贸易流
量的因素(如进 口国人均收入水平、可变贸易成
本、自由贸易协定、经济冲击和中间品属性)对集
约边际和扩展边际的作用机制和影响程度不尽
相同。
首先，进口国的经济规模对中国农产品出口
的集约边际和扩展边际均产生显著的正面效应，
且对集约边际的效应更强；其次，进口国的人均
收入水平对集约边际产生不显著的负面影响，但
却能促进出口的扩展边际；第三，可变贸易成本
对农产品出口二元边际产生显著的负面影响，但
主要作用于扩展边际；第四，一国丰裕而种类集
中的资源禀赋状况有可能增加中国农产品扩展
边际在出口增长中的比重；第五，中同加人WTO
并没有改善农产品出口增长的构成；第六，自由
贸易协定显著地促进了集约边际和扩展边际的
增长，但促进作用主要集中于集约边际；第七，贸
易双方接壤或相邻的地理关系促进了两国在已
有产品七的贸易往来，但无助于贸易产品种类的
扩张；第八，经济冲击不利于集约边际，却为扩展
边际的增长提供了发展机遇；最后，中间品出口
严重阻碍集约边际和扩展边际，对集约边际的负
作用十分明显。
以上一系列的结论为改善中国农产品出口
增长的结构提供了诸多有益的政策向导。具体来
说，要提升扩展边际的比重，政府、行业或企业应
当从以下方面着手：第一 ，中国农产品的出口不
能仅仅聚集在市场规模较大的国家，而应实施国
际市场多元化战略。第二 ，出口企业应向消费水
平较高的国家出口多样化的农产品，提升农产品
在这些国家市场上的竞争力，以获得更多的市场
份额。第三，对于农产品，中国应当与周边国家建
立更紧密的贸易联系，尤其注重新产品种类在这
些国家的推广，同时可以加强基础设施的建设，
以降低运输成本。第四，中国政府在积极参与区
域经济一体化和自由贸易协定谈判的过程中，需
要更加注重农产品多元化，广泛削减两国农产品
贸易壁垒。第五，经济冲击对二元边际作用机制
的差异说明中国出口面对外部经济冲击时会表
现出脆弱性，暗示扩展边际在农产品出口中的重
要作用以及迅速提高扩展边际比重的必要性。最
后，在农产品出口的产品属性上，中国出口的农
4q
宏观锃济研定2o14年第7期
业中间投入品不多的事实应当予以肯定，在此基
础上 ，出口企业仍然可以提高农产品技术含量
更多高附加值的农产 口 日日0
注释：
①还有学者采用Heckman两阶段估计法处理
⑧谭晶荣、刘莉、王瑞、叶婷婷：《中越农产品出
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零贸易流问题，如曹亮、蒋洪斌和陈小鸿(2013)及 ⑩
曹亮、蒋洪斌和黄羽(2013)。
②HS编码 1—24章中除去鱼类的所有产品，
再加上若干其他有关产品，具体范围可查找WTO
农业协议书附录1。
③包括旧产品新市场、新产品旧场和新产品新
市场。
④本文以1995年为基期，故1995年没有新产
品或新市场的出口。
⑤即不算零贸易流情况下的产品一国家对。
⑥只有在扩展边际不低于集约边际的情况下，
这两个虚拟变量才可能阻碍出口的增长。
参考文献 ：
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(作者单位：山西轻工职业技术学院、山西大学
法学院)
责任编辑 希 雨
(上接 第50页)
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(作者单位：中南财经政法大学工商管理学
院、国际商务研究所)
责任编辑 徐敬东
．
