中国苹果汁出口需求分析.docx

2012年第9期广西社会科学no092012(总第207期)guangxi shehui kexue(cumulatively，no207)文献编码doi：103969jissn100469172012090l 1中国苹果汁出13需求分析赵瑞娟霍学喜贺蕾(西北农林科技大学经济管理学院，陕西杨凌712000)摘要 基于20002011年中国苹果汁出12美国、日本、俄罗斯、德国和荷兰五国的出12量以及影响其 出口量变化的多个变量面板数据的整理，建立个体固定变系数模型对中国苹果汁出口需求进行分析。结果表 明，不同国别对于中国苹果汁需求受不同因素的影响。其政策含义是：外贸促进政策应针对不同的出口国采 取不同的出口促进政策和补贴方式；苹果汁出口企业应针对不同的出口国别采取不同的营销手段和扩大国际 市场需求的策略。关键词中国苹果汁出口需求弹性分析中图分类号f7526文献标识码a文章编号10046917(2012)09004505随着我国苹果生产以及包装技术的提高，特别 个苹果汁生产国和出口国积极扩大国际市场，提高 是压榨技术、冷冻浓缩技术和灌装技术以及运输事 国际市场占有率。本文基于上述背景研究哪些因素 业的发展，极大地促进了苹果汁的生产和消费，而多 影响中国苹果汁主要出口国对中国苹果汁的需求， 数苹果汁生产用于出口，致使近10年来苹果汁贸易 此结论一方面将有助于相关部门提出苹果汁出口促 量迅速增长。根据中国商情报网，中国苹果汁约占 进政策和补贴政策；另一方面将有助于苹果汁出口 世界果汁市场份额20，出口金额占到全部果汁出 企业采取有针对性的出口策略，提升中国苹果汁的 口金额的7810，年贸易量达到150万吨，出口量国际市场份额。 平均以4201的年增长速度快速发展。发达国家果汁消费量以每年10以上的速度增长。2011年 l1 1月我国出口浓缩苹果汁数量为5413万吨，同 比下降2278，金额为9362万美元，同比增长 5090。且出口国别主要集中在美国、日本、德国、俄罗斯和荷兰等五国，出口该五国的苹果汁数量和2000 2001 2002 2003 2004 2005 2007 2008 2009 2010 20l 1年度金额占到中国苹果汁总出口量和出口金额的70以一fj兀lq：ilu芯mu的l匕币r_对正旧iuu金楠i0出u缸橇的比匝上(见图1)。2011年2月份，自中国进口的苹果汁资料来源：united natiens commodity trade statistics da-的国家按数量和金额排名靠前的分别为美国、俄罗 斯、荷兰、日本、澳大利亚等国(见表1)。快速增长图120002011年中国苹果汁出口五国数量和 的苹果汁市场需求和快速发展的苹果汁产业迫使各金额占总出口数量和金额比重收稿日期】20120523 基金项目国家现代农业产业技术建设项目(20080107003)；国家自然科学基金项目(70973098) 作者简介赵瑞娟(1986一)，女，陕西咸阳人，西北农林科技大学经济管理学院硕士研究生；霍学喜(1960一)，男，陕西绥德人，西北农林科技大学经济管理学院院长，博士生导师，教授；贺蕾(1983一)。女，陕西 绥德人，西北农林科技大学经济管理学院讲师，博士。45万方数据广西社会科学20129表1 2011年2月份国家(地区)中国苹果汁出口情况对苹果汁产业经济发展的影响，如刘英杰h1的研究；单位：吨、万美元三是苹果汁贸易中如何积极应对反倾销，如方琪、常2011年2月同期比亚平j，张跟能等1的研究。而从出口需求角度研国别(或地区)数量金额数量金额究较少。国外对于苹果汁出口需求研究较少，对于其北美洲 330256 56507 332 1688 他果汁出口需求研究较多，特别是美国福罗里达州柑 欧洲 156315 21301 1034 2889橘经济研究所对于柑橘类果汁需求研究较为成熟。 亚洲 52503 8844 692 2163 以上研究成果对本文的研究均有所启发和借鉴。大洋洲 22870 4099 503 83二、模型选择和模型建立非洲2257932478792190南美洲 001000(一)变量的选取欧盟25国899931171011392885本文选取20002011年中国苹果汁出口到美欧盟27国899931171011392885国、日本、德国、俄罗斯和荷兰的出口数量为被解释欧盟15国880131147011132844变量，结合文献、数据结构以及初步的数据处理，选独联体6801398989393002取代表收入水平的人均gdp、实际有效汇率、中国苹中东 4814 867 593 120 果汁出口价格、竞争国家波兰苹果汁出口价格和替东盟 3481 642 285 558代品桔汁的进口价格为解释变量，剔除在研究期内 美国 315261 53927 372 1760没有显著变化的变量，包括关税、世界饮料价格、时 俄罗斯 59397 8594 731 2548 间趋势三个变量。模型初步设定为：荷兰66544857020164402q：=f(、gdp：，e：。p0，p，p、)日本343105737 23494508澳大利亚220784002474165其蝴：譬,gdp；：警属：警，南非21754309110682426。ptnp2hp34加拿大 14995 2579 173 735pn 2百p：“2百p，。2 il止。打。厶德国1410418527002209具体指标含义为：q。为第年中国苹果汁出口乌克兰 6925 997到国家i的出口数量(kg)，p。为第t年国家i的人口英国441656644o42数量，gdp。为第t年国家i的gdp总额，c。为第t年资料来源：中国出口月度统计报告。国家i的消费价格指数(2000年为基期)，ex。为第t一、文献回顾年国家i的实际有效汇率(2000年为基期)，p。为第 年中国苹果汁出口到国家i的出口价格(第kg)，p：。穆勒在政治经济学原理一书中提出相互需求为第t年波兰苹果汁出口到国家i的出口价格论将需求因素导人国际贸易理论，该理论认为：两国 ($kg)(波兰作为苹果汁主要出口国之一，2011年 商品的国际交换比例的上下限由两国的国内商品交 其苹果汁出口金额占世界苹果汁出口金额的 换比例决定，而实际的国际交换比例的大小是由两242，考虑到其价格的变动可能会对中国苹果汁 国相互需求对方商品的强度所决定。而真正从需求 出口产生影响，故引入此变量)，p，i。为第t年国家i进 角度探讨国际贸易的理论始于需求偏好相似论，该 口桔汁的价格($kg)(桔汁作为苹果汁的主要替代 理论认为，若两国中一国具有某种产品的比较优势， 品，其价格可能会对苹果汁的需求产生影响，故引入 而另一国没有对这种商品的需求，则两国无从发生 此变量)。 贸易。国际贸易是国内贸易的延伸，产品的出口结(二)模型选择和建立构、流向及贸易量的大小决定于本国的需求偏好，而数据具有三维(个体、时间、指标)面板数据 一国的需求偏好又决定于该国的平均收入水平。(panel data)结构。当数据中所包含的个体成员是所 从文献搜索结果来看，国内研究苹果汁贸易的研究总体的所有单位时，即个体成员单位之间的差 文献主要集中于三个问题：一是苹果汁国际竞争力异可以被看做回归系数的参数变动时，固定影响模 分析，如秦泰心j、王艳明o的研究；二是苹果汁贸易型是一个合理的时间序列、截面数据模型。当个体成46万方数据中国苹果汁出口需求分析员单位是随机地抽自一个大的总体时，固定影响模在此模型中，假设在个体成员上既存在个体影 型仅使用于所抽到的个体成员单位，而不使用于样响，又存在结构变化，即允许个体影响由变化的截距 本之外的其他单位。这种情况下，如果仅仅对样本自项oti(i=1，2，n)来说明，同时还允许k1维系 身进行分析，选用固定影响模型仍然是合适的。因为数向量13i(i=1，2，n)依个体成员的不同而变化 本文研究仅集中分析五国单个个体对于中国苹果汁来说明个体成员之间的结构变化。 需求的影响因素，因此采用固定影响模型。根据本文数据结构，正确选择上述哪种模型设含有n个个体成员方程的面板数据模型为： 立需进行f统计值检验，即检验被解释变量y。的参 y。=仅+x。b+u。，t=l，2， t(1) 数仅；和pi是否对所有个体样本点和时间都是常数， 其中：y。是n1维被解释变量向量，x。是n 通常用协方差分析检验。主要假设为：nk维解释变量分块对角矩阵，y。和x。的各分量是个h1：pl=p2= =pn 体成员的经济指标时间序列，n1维截距项向量oth2：otl 2仅2=2仅n，bl=b2=pn 和nk1维系数向量b，其取值受不同个体的影响，即如果接受假设h：，则认为样本数据符合无个 u。是n1维扰动项向量，满足零均值，同方差假设。体影响的不变系数模型(2)，如果拒绝h：，则需检验用矩阵形式表示回归形式为：h。，如果拒绝h，认为样本符合有个体影响的变系 数模型(4)，否则符合有个体影响的不变系数模型(3)。根据f统计量的计算方法071，对获取的数据进 行f统计量计算得出：f2=1259151f1=3093734xlt0optu1t查f分布表，在给定1的显著性水平下，得到0x2tp2u2t相应的临界值为：+：f(24，25)=262f(20，25)=270：。0：；嘶毗；00xnkbnunk由于f2262，所以拒绝h2，f。270，所以拒t=1，2， i绝h，因此模型采用含有个体影响的变系数模型 其中*-xi。是1k维解释变量向量，p；是k1维 (4)。模型的具体形式为：系数向量，i=1，2， ，n。qi： =0【i+pligdpi：+b2iexi：+p3ip2。+b4ip矗+根据截距项向量d和系数向量13中各分量的不b5ip未t+uit 同限制要求，模型(1)可分为无个体影响的不变系i=1，2， ，5t=1，2， ，11 数模型(2)，含有个体影响的不变系数模型即变截距i=1，2， ，5分别代表美国、et本、俄罗斯、德国模型(3)和含有个体影响的变系数模型即变系数模和荷兰。鉴于在实证分析中，双对数模型具有较好的 型(4)，具体如下：拟合效果以及能够方便得出各项弹性系数，因此两yit 2 a+xitp+uit，边取对数形式为：i=1，2， ，n；t=1，2， ，t(2)logqi：=oti+b1iloggdpi：+b2ilogexi： 该模型中，假设在个体成员上既无个体影响也 +b3ilogpl*t+p4ilogpz*it+b5ilogp3*t+uit无结构变化，截距项仅和k1维系数向量p均相同。i=1，2， ，5t=1，2， ，11yn 2 ai+xitp+u“，三、数据来源i=1，2， ，n；t=1，2， ，t(3)在此模型中，假设在个体成员上存在个体影响20002011年中国和波兰苹果汁出口到五国 而无结构变化，并且个体影响可以用截距项i(i= 的出口数量和出口金额，五国进口桔汁数量和金额 1，2，n)的差别来说明，而k1维系数向量b均均来自联合国商品贸易数据库(un comtrade data)； 相同。各个价格指标由计算得出。五国研究期内的消费者 yit 2 ai+xitpi+uit，价格指数、实际有效汇率、人口数量(2011年五国人 i=l，2， ，n；t=1，2， ，t(4) 口数量来自美国人口普查局网站)来自国际货币基47万方数据广西社会科学20129醮蜘归结果霆翳艏絮慧慧瑟筹金组织数据库。在，这些因素同时影响每个个体，因此其扰动项存在由于消费偏好、饮食文化、饮食习惯等因素的存模型进行估计。模型估计结果见表2。表2中国苹果汁出口需求模型sur回归结果gdp毒ex木p1p2p3木常数项偏离2929378木5501776一0742327木0631340牛水0389656木水美国2217634(6102721)(1609851)(一1980880)(2440160)(3169658)日本1197718木木一46511550917053宰一0333510木木木一1429668一124iol93(7550968)(一1232866)(6486343)(一3524669)(一1158147)一16057656877211奉一0001664一1668741幸木木一0532801俄罗斯一3329448(一0776497)(2252648)(一0009982)(一2 7 812150)(一0725292)4249609$水5490335一3123332$木1457706木一0140860德国1054317(4488844)(1009238)(一3434307)(1752149)(一0174404)1204559木木水1762164一o85 41649幸一0192924o700122木荷兰1297690(3211176)(o722972)(一2180842)(一0481700)(1763381)注：(i)“枣”表示p001。“宰”表示p005，“幸”表示p01；括号中为相应的t值。 (2)r2=0992 r2=o983 f=1123dw=2135ssr=3528425回归结果表明，模型以98的拟合优度较好地 负，符合预期。但是对于日本，中国苹果汁出口自价 解释了五国对于中国苹果汁需求的影响因素。且f 格需求弹性为正，表明在日本，中国苹果汁属于非正 统计量显著，多数回归参数符号与预期结果相符，说 常商品。自价格需求弹性对于俄罗斯的出口需求影 明模型设立合理。在世界市场上，收入水平一直被 响不显著。波兰苹果汁出口价格对于美国、德国的 视为产品和服务需求的首要推动力。在既定价格水 中国苹果汁需求为正相关，即在美国和德国，波兰苹 平下，大多数产品和服务的收入需求弹性为正，即随 果汁与中国苹果汁具有显著的替代关系，对于日本 着收入水平的提高，对于产品和服务的需求也在提 和俄罗斯为负相关，表明波兰苹果汁与中国苹果汁 升。由回归结果可以看出，代表收入水平的人均 的互补关系，波兰苹果汁出口价格对于荷兰对中国 gdp变量与中国苹果汁需求量是显著的正相关关 苹果汁需求的影响不显著。桔汁的进口价格对于美 系，符合预期结果，而俄罗斯的人均gdp水平对于 国、荷兰的中国苹果汁需求为正相关，即桔汁在美国 中国苹果汁需求量影响不显著，从俄罗斯gdp统计 和荷兰是苹果汁的替代品，而日本为负相关，即桔汁 来看，在研究期内gdp增长迅速，除去通货膨胀因 与苹果汁为互补关系，对于俄罗斯和德国的影响不 素，人均gdp在研究期末比期初增长一倍多，快速 显著。 增长的人均gdp可能促使了中国苹果汁的替代品作为中国苹果汁出口的第一大国美国，2000 的需求增大。实际有效汇率对于需求的影响为负，2011年，每年出口美国的苹果汁数量占到中国苹果 随着本币对美元汇率的提高，需付更多的本币换来汁总出口量的50以上，其收入水平、苹果汁出口自 原单位的商品，因此会降低对产品的需求，实际有效 价格弹性和交叉价格弹性都显著影响美国对中国苹 汇率对于日本是显著负相关，符合预期，而对于俄罗 果汁的需求。具体为美国人均gdp每增长1个单 斯是显著正相关，实际有效汇率对于其他国家影响 位，对于中国苹果汁的需求就增加2929个单位，中 不显著。产品出口的自价格需求弹性多数为负，表 国苹果汁自价格需求弹性为一0742，即出口价格增 明随着出口价格的上升，对于该产品的需求将降低， 加1个单位，对于中国苹果汁需求就会减少074个 从回归结果看中国苹果汁出口的自价格弹性多数为 单位，对于波兰苹果汁出口价格和世界桔汁出口价万方数据中国苹果汁出口需求分析格显示正相关，即波兰苹果汁出口价格和美国进口 和桔汁的需求增加也会带动中国苹果汁的需求，反 桔汁价格每增长一个单位，对于中国苹果汁需求分 之亦然。中国苹果汁出口德国需关注其他国家的苹 别增ko63和039个单位，显示出显著的替代关系。 果汁出口价格；而中国苹果汁出口荷兰则更需关注与苹果汁有替代作用的其他果汁的出口价格。五、主要结论和对策分析本文通过对20002011年中国苹果汁出口美参考文献】 国、el本、俄罗斯、德国和荷兰的出口量以及影响其出口量变化的多个变量的面板数据的整理，建立以 1李跃新，阳中良需求贸易理论与我国绿色 人均出口量为被解释变量