摘 要:近年来浙江对日茶叶出口面临一系列的挑战,因此研究影响浙江主导出口产业——茶叶出口的因素显得尤为重要。将拓宽研究视野,从实证研究的角度全面有效地考察浙江茶叶出口问题。主要是选取影响浙江对日茶叶出口的外生变量,构建构建、扩展贸易引力模型,通过研究模型中被解释变量和解释变量之间的线性关系是否显著等问题,来判断各变量对浙江茶叶出口的影响程度,并由此提出建议。
关键词:茶叶;出口;引力模型
1 引言
浙江是一个经济外向型省份,外贸依存度较高;而茶叶作为浙江具有明显优势的农业主导产业,其出口的持续发展也受到广泛关注。近几年浙江茶叶出口一直位居全国第一,以2008年为例,浙江省茶叶出口量和金额分别为16.7万吨和3.64亿美元,数量和金额分别占当年我国茶叶出口总量、总金额的56%和53%。但是随着国际经济环境的变化,浙江茶叶出口也面临挑战,以2009年为例,1-2月份浙江省累计出口茶叶2.4万吨,比08年同期下降7.8%,金额5121.2万美元,增长2.4%,比08年全年增长率低13.1个百分点,出口额占同期全国茶叶出口总额的54.2%。其中,2月份浙江省出口茶叶2207.8万美元,增加14.5%,但是较1月份环比下降24.2%。从上述数据中可以看出,浙江茶叶出口增速有所放缓,因此研究茶叶出口环境,提升茶叶出口竞争力日益受到关注。国内专家学者对此开展了大量的研究,但是大多数集中于一般性的描述,实证研究不多,为此本文拟通过构建、扩展浙江对日茶叶出口贸易引力模型,研究模型中各自变量和浙江与日本之间茶叶贸易流量之间的线性关系,从而判断各自变量对浙江茶叶出口的影响程度,由此分析浙江对日本茶叶贸易的应对之策。Www.133229.Com
2 浙江对日本茶叶贸易概述
由图1可以看出,2008年上半年浙江茶叶主要出口市场为非洲的摩洛哥、美国、日本和欧盟等国家和地区,出口金额共计9323万美元,占同期浙江茶叶出口总金额的47.65%,其中日本市场约占4%,位列第三。可见目前日本仍然是浙江主要的茶叶贸易伙伴国家。另外由表2可知,自2003年至2008年浙江对日出口茶叶的数量和金额均有大幅下降,出口数量由2004年的18000吨下降为2008年的6400吨,出口金额由2004年的3810万美元下降到2008年的1405万美元。由此可见,浙江对日茶叶出口有所放缓,原因是多方面的,但不容忽视的是日本近年来实施的苛刻的技术标准在很大程度上影响了浙江对日茶叶出口。
3 浙江对日本茶叶出口贸易的引力模型的建立
(1)引力模型概述。
兴起于20世纪60年代的引力模型(gravity model)为研究贸易流量问题提供了强有力的分析工具,起源于牛顿力学中的“引力法则”认为两个物体之间的引力作用与各自的质量成正比,与它们之间的距离成反比.最早将引力模型应用到国际贸易领域的是poyhonen(1963),他们通过实证研究发现两国的双边贸易流量的规模与他们各自的经济实力呈正比,而与它们之间的距离呈反比,这就是贸易引力模型理论。
贸易引力模型的具体表达式如下(对数形式):
ln(tij) =a+a1ln(gdpi)+a2ln(gdpi)+ a3ln(gdpj)+a4ln(dij)……
其中tij是双边贸易总额;yi是国家i的gdp;yj是国家j的gdp;dij是国家i和国家j的距离;a是比例常数。
(2)浙江对日茶叶出口模型构建。
本文在学者对贸易引力模型的研究基础上,引入了一个新的虚拟变量即技术壁垒,并且构建了浙江对日本茶叶出口的引力模型。具体模型如下:
ln(tij)=c+a1lngi+ a2lngj+a3lne+ + d+uij
其中tij是双边贸易总额;gi是国家i的gdp;gj是国家j的gdp;d是虚拟变量,表示技术壁垒对浙江对日本出口茶叶的影响,当年没有影响取值“0”,有影响且根据影响程度分别取值“1、2、3……”;e是浙江茶叶对日出口价格;c、a1、a2、a3为回归系数;uij为标准随机误差。
(3)变量说明(模型待检验假设)。
变量含义预期符号
gi反映了出口国的出口供给能力,在本文中指浙江茶叶生产总值,表示生产总量越大,潜在的出口能力越大,进而双边的贸易流量也越大。+
gj反映了进口国的进口能力,在本文中指日本的国内生产总值,表示生产总值越大,潜在的进口能力越大,进而双边的贸易流量也越大。+
e表示出口价格,用来检验出口价格高低对浙江对日本茶叶出口的影响。待定
d用来检验技术壁垒对浙江对日本茶叶出口的影响。-
(4)数据来源。
本文选择日本作为考察对象,以2003年至2008年作为样本跨越区间,2003年至2008年日本以美元计价的gdp数据来自,浙江与日本之间的地理距离用杭州至日本的直线距离近似代替,数据来自
。浙江对日本茶叶出口的数量和金额来自杭州海关统计数据。
4 模型分析
(1)模型回归。
利用收集到的2003年至2008年浙江与日本的各项所需统计数据,通过计量软件eviews5.0软件对模型做最小二乘估计,得出表1的结果。
回归结果显示:方程中每个变量的系数符号都与预期相同;f值统计值较大,说明模型中被解释变量和解释变量之间的线性关系在总体上是显著成立的;决定系数和调整后的决定系数均接近于1,表明回归直线有较高的拟合度;德宾—沃森统计值dw约等于2,表明不存在自相关性;但并不是每个t值都通过了显著性检验,因此需要剔除次要变量,对方程进行重新回归,结果见表2:
回归结果显示:方程中每个变量的系数符号都与预期相同;f值统计值较大,说明模型中被解释变量和解释变量之间的线性关系在总体上是显著成立的;决定系数和调整后的决定系数均接近于1,表明回归直线有较高的拟合度;德宾—沃森统计值dw表明基本不存在自相关性;而且每个t值都通过了显著性检验,通过以上分析发现,回归后的方程为:
ln(tij)=-2.091574+3.92e-05lngj+1.235386lne-0.624784d
(2)模型分析。
①从增减变量角度分析。
首先t值显示虚拟变量检验显著,说明增加的技术壁垒这一虚拟变量作为解释变量在本模型中效果显著,该结果与实际情况相符。以美、日、欧盟为代表的国家和地区制定了较为严格的技术标准,对浙江茶叶出口造成较大的影响,以2006年正式实施的日本《肯定列表》法案为例,其对2006、2007、2008各年浙江对日茶叶出口均可避免地造成了影响,因此可见实际中技术壁垒确实对茶叶出口起到了阻碍作用,并且影响显著。通过第一次的回归分析得出,茶叶生产总值这一变量的t值很小,即表明其对茶叶出口的影响较小。
②从各变量系数符号分析。
回归结果显示,进口国日本的gdp与浙江茶叶出口成正相关,而技术壁垒与浙江茶叶出口成负相关,两变量符号均与预期符号一致。另外经由回归检验得出出口价格这一变量的符号为正,说明出口价格与出口量成正相关,对于这一结果,本人认为有一些偶然因素使然,08年印度、肯尼亚和斯里兰卡等世界茶叶主产国和地区发生干旱从而导致茶叶大幅减产,浙江茶叶出口价格为此也水涨船高。
③模型的不足之处。
从回归结果看,杜宾值为3.092466,该值介于2和4之间,说明该回归方程可能存在一定的自相性,这也就意味着该回归方程可能会遗漏一些重要的变量,这将有待今后此类研究的深入和实践的检验。
5 浙江对日本茶叶出口贸易对策研究
(1)出口企业应该密切关注日本标准,及时调整生产。根据模型分析,技术壁垒确实对浙江对日茶叶出口造成了阻碍影响,因此一方面要仔细研究如《肯定列表制度》等法律法规,根据不同农药限量的设定水平对农药的使用进行取舍选择。另一方面要强化国内农药使用管理,如积极实施高效、低毒、低残留的化学防治和综合防治。做好各茶叶生产基地和茶农做好病虫测报工作,掌握用药的合理时期,同时喷药后也要经过规定的安全间隔期方能采摘,从而使农药可以自然降解。
(2)政府部门应完善制度、法规,引导茶叶科学生产。如完善与世界标准接轨的国内茶叶标准、完善替代农药和病虫害综合防治技术的研究和推广;建立完善质量可追溯制度、实施实施茶叶质量例行检测制度,对茶叶质量进行定期普查或不定期抽查等。
(3)加强品牌建设。借鉴国外品牌茶商的先进技术和经营管理经验,加强对茶叶精加工研究的投入,注重推广和维护浙江现有知名茶叶品牌;深度挖掘中国传统茶文化,增强国际市场对浙江茶叶产品的认同和认知,使浙江茶叶品牌在国际市场具有一定的竞争力,并成长为国际品牌。
6 结语
本文通过构建引力模型来论证影响浙江对日茶叶出口的各要素,并由此判断浙江对日茶叶出口的影响因素。目前模型的构建还不完善,对问题的分析也不全面,有待今后深入分析。
参考文献
[1]许咏梅,高启杰.技术壁垒影响我国茶叶出口的实证分析[j].国际贸易问题,2006,(5).
[2]顾国达,等.技术壁垒对国际贸易影响的实证分析——以中日茶叶贸易为例[j].国际贸易问题,2007,(5).
[3]曾国平,申海成.中国农产品出口贸易影响因素研究——基于贸易引力模型的面板数据[j].重庆大学学报(社会科学版),2008,(3).
[4]许咏梅,高启杰.技术壁垒影响我国茶叶出口的实证分析[j].国际贸易问题,2006,(5).
[5]贺旭辉,闫逢柱.如何提高中国茶叶国际竞争力:基于中国、印度、斯里兰卡、印尼和肯尼亚的比较分析[j].经济透视,2006,(2).
[6]许咏梅.中国茶叶出口贸易影响因素及其效应研究[m].北京:中国农业出版社,2009.
