一、引言

随着经济水平的提高，国民的物质生活需求增加，水果消费市场逐渐扩大，中国水果进口呈现逐年快速增长的趋势。海关统计数据显示，1999年我国干鲜水果进口量呈下降趋势，但进口额比上年增长18%，全年干鲜水果进总量为63.43万吨，比上年减少了1.57万吨，下降2.4%[1]。2022年进口水果总量达到692.02万吨，相对于2000年增长了22.4倍，其中，水果进口总金额达到132.58亿美元。近年来，经济增长由高速增长逐渐转变为高质量发展。在品种上，热带水果进口总量增长明显。2018—2022年我国水果进口量前十的国家，东南亚的产品占50%。为了提高人民生活水平，满足人们逐渐增长的饮食需求，因季节的差异和天气原因而导致的水果供应不足也需由进口来补偿。此外，消费者对高品质水果的需求快速增长，使进口的高端水果品类增加[2]。面对逐年增加的进口数额，对水果进口进行研究，优化进口结构，扩大进口范围，节约成本，提升产品质量，提高贸易便利化具有必要性。

产品选择：利用HS编码第二类下的六位编码，选择第八章的水果，去除干果和其他的加工过的水果，留下新鲜未加工的常温水果。再进行扩展边际、集约边际即价格边际与数量边际的三元边际分析。最后，使用多元回归，分析影响因素对进口的影响，从而分析国内的需求结构。

二、文献综述

根据新—新贸易理论，贸易增长一般沿广度增长和深度增长实现。其代表人物Melitz、Bernard提出了企业异质性模型，对出口进行二元边际分解，分解为扩展边际和集约边际，为研究贸易增长方式提供了一个崭新的视角[3]。Hummels&Klenow将一国的出口分为集约边际和扩展边际，并将集约边际进一步扩展为数量和价格边际，形成三元边际分析模型[4]。钱学锋研究了出口贸易的增长，将出口分解为深度和广度，认为出口扩张主要因为深度的增长[5]。施炳展将三元边际模型应用到产品层面来研究出口贸易的增长[6]。广度指产品种类的增加，深度指出口额的增加，且具体区分为价格指标和数量指标。

大部分学者认为三元边际的增长是由集约边际引起的，即价格边际和数量边际。发现在多边和双边层面上，中国的出口增长体现在集约边际，扩展边际的占比较小[7]。而进口份额的增长，从多边层次上看主要源于进口数量的增长。少部分学者认为贸易的增长主要有扩展边际引起。这类学者是从出口企业角度出发,以此衡量各要素对贸易增长的贡献度,且认为扩展边际在贸易增长中的促进作用更为显著[8]。

近20年，中国水果进口有巨大的增长，2001年中国水果进口贸易额为3.67亿美元，世界排名第19位，占世界水果进口贸易总额的1.13%，到2018年，中国水果进口贸易额达86.80亿美元，占世界水果进口贸易总额的6.47%，进口额居世界第三，仅次于美国和德国[9]。

目前，国内学者研究较多的是水果进出口的现状分析，且关于水果进出口贸易的研究大多数是针对具体国家进出口的具体分析。现存的文献多研究大类产品，如林产品、农产品等，对中国水果总体进行三元边际研究分析的文章较少。不少研究都表明中国水果进口存在较大的贸易逆差，进口范围不够大等不利的贸易条件。

三、中国水果进口现状分析

（一）进口规模

图1是2000—2022年中国进口水果的贸易额及贸易量。2022年中国进口的鲜水果总量约690.02万吨，总金额约132.58亿美元。2000—2022年期间，年平均增长率约为22.54%,2010年以前贸易额增长较为平缓。在研究期间内，除2015—2017年波动不明显，中国进口水果贸易额一直保持增长态势。直至2022年年底，贸易量增长了近22.43倍。

图1 2000—2022年中国水果进口贸易额/量

数据来源：UNcomtrade数据库。

（二）商品结构

中国进口的水果种类较多，其中热带水果占据主要地位。2018—2022年，中国进口最多的产品有香蕉约892万吨、荔枝龙眼类约546万吨、椰子约368万吨、榴莲约325万吨、橙子约157万吨等。中国对水果产品的进口量也非常大，超过30%的种类的水果五年进口量超过了百万吨，香蕉、荔枝龙眼类均超过了五百万吨，83.3%产品均超过了万吨。

（三）地理方向

中国进口来源国较多，贸易伙伴分布六大洲。其中主要进口来源国在亚洲，尤其是东盟国家，中国进口量最多的香蕉、荔枝龙眼、椰子、榴莲等水果均来自东南亚。2018—2022年中国水果的主要进口来源国和地区有泰国、智利、越南、菲律宾、新西兰等国家，其中主要从泰国进口榴莲、椰子等水果，共约17.92亿美元；从智利进口樱桃、葡萄等水果，共约16.82亿美元；从越南进口荔枝龙眼类、西瓜等水果，共约7.43亿美元。

四、中国水果进口的三元边际分析

模型数据选择2018—2022中国前18位进口来源国，以及此期间中国进口量最大的20种水果作为研究对象，选取2000至2021年的进口数据进行三元边际分析。

（一）三元边际分析框架

参照Hummels&Klenow(2005）的三元边际分解方法，首先将贸易的增长分解为产品种类的增长、产品价格的增长及产品数量的增长，形成三元边际结构，即：扩展边际、价格边际、数量边际。价格边际和数量边际也被合称为集约边际。

式中，j、k分别代表中国和进口来源国，代表进口水果产品的种类;分别表示中国从k国进口水果i产品的价格和数量，分别表示k国出口水果i产品的平均价格和总数量，分别表示中国从国K进口k水果产品的集合和国出口水果产品的全集，即

扩展边际表示中国进口的产品种类占全世界进口种类的比重，即中国从k国进口的水果产品i与k国出口给世界的水果产品i的重合产品的世界贸易额占k国向世界出口水果产品的总贸易额的比值，该指标越大，说明中国进口水果的种类越多。集约边际表示中国进口水果的价值量占世界进口总额的比重，即中国从k国进口水果产品i的贸易额占k国出口水果产品的贸易额的比值，该指标越大，说明中国进口水果的价值量越大。集约边际可以进一步分解为价格指数（P）和数量指数（Q）的乘积，价格指数表示中国的进口价格与国际市场平均价格之比，若价格指数大于1，则表示中国进口价格高于世界平均水平，数量指数代表中国水果进口数量占世界水果进口总量的比重。

其中，

（4）式是用的对数平均数计算的权重,表示中国水果的进口额占进口总额的比重，表示k国水果的出口额占其出口总额的比重。

将所有进口来源市场的分解乘积加权，即得到中国水果总进口的分解结果。

其中，权重为中国k从市场进口水果的贸易额占水果进口总额的比重；k表示所有进口来源国的集合。

（二）扩展边际分析

扩展边际又被称为进口广度，中国进口水果的广度总体上呈现波动上升的趋势，且数值较高，除2005年以外，数值均高于0.8。2000—2002年呈上升趋势，2002—2005年下降，到2005年下降至最低点0.798,2005—2012年上升至0.893，此后2012—2017年处于上下波动状态，维持在0.85—0.9之间，2017—2021年数值快速上升，从0.869上升至0.969。进口广度衡量的是进口的水果种类的多少，数值越大表示中国和世界进口同一目标市场的水果重合程度越高，意味着中国进口的水果产品越多。中国水果的广度水平较高，即进口水果种类长期以来都较为丰富，且增长不大，进口水果种类的增加对中国水果进口的贡献率不高。

（三）集约边际分析

中国水果进口深度呈现出先上升，后下降，再上升的变化趋势。2000—2012年，深度从0.111波动上升至0.475;2012—2017年，深度持续下降至0.241;2017—2021年快速上升，至2021年，达到0.460的最高值。中国水果进口深度的变化幅度较大，对进口的贡献率较大。尤其在2000—2012年，扩展边际一直稳定在0.8左右，此期间，水果进口增长的几乎全部来源于产品深度的增长。

价格边际一直处于比较高的水平，2008年以后价格边际一直大于1，说明中国进口水果的价格高于世界平均价格。2000—2007年价格边际在小范围内先升后降，2007—2015年，价格边际持续上升，2015年达到最高值1.303,2015年—2021年，价格边际下降后在1.13—1.20之间波动。总体来说，价格边际是上升的，对进口的增长有一定的贡献率，但其变化没有集约边际的变化大。中国水果进口价格长期高于世界平均价格，在进口价格上处于劣势。

数量边际一直处于波动状态，2000—2013年波动较大，2001年显著上升，达到最大值0.350,2008年达到最低值0.135。2013—2021年波动较少，维持在0.15—0.2之间。

表1 2000—2022年中国水果进口价格边际及数量边际

数据来源：UNcomtrade数据库。

（四）综合分析

中国进口产品的广度一直以来都较大，且趋于稳定状态。中国2000年以来进口份额的增加，主要来源于进口产品深度的增长，其中，更偏向于进口价格的上升带来的增长。中国进口的水果产品多，且价格逐年上升，近十年来长期高于世界进口水果价格的平均水平，不利于中国掌握进口水果产品的优势。

在双边层面，中国对各国的进口的广度变化不大。然而，进口的价格指数从2001年的83.3%的国家低于世界平均价格，到2021年75%的国家高于世界平均价格，很明显，越来越多的国家提高了对中国出口水果产品的价格。中国进口水果的数量指数在2000—2008年波动幅度较大，到2013年以后波动减小，在0.15—0.2的范围内小幅度波动。

五、中国水果进口的影响因素分析

研究中分析了中国进口三元边际的变化，还需要知道影响三元边际的原因，才能对三元边际的变化做出更深入的分析。因此，使用多元回归分析法，以三元边际变量为因变量，研究什么因素影响了三元边际的增长，通过计量模型来判断自变量是否能解释因变量的变化。

（一）模型设定及数据来源

多元回归分析法：

其中，Y为因变量，分别是中国进口水果的扩展边际集约边际数量边际价格边际自变量依次为：人口、经济规模（用GDP表示）、固定贸易成本（用经济自由度表示）、可变贸易成本（用贸易距离表示）、是否遭受金融危机、我国与进口来源国的双边汇率、两国是否签署自由贸易协定。表示待估参数、表示随机误差。

三元边际分析采用的数据来自UNcomtrade数据库提供的从2000—2022年中国进口的，HS六位编码第八章的鲜果产品（去除坚果以及加工过的水果），选取2018—2022年进口量最多的前20种；相关国家的GDP、人口、汇率数据来自于世界银行数据库，且GDP的单位以百万美元的现价计，人口单位为亿人；贸易距离来自cepii数据库，经济自由度来自世界经济自由度报告，是否签署自由贸易协定来自中国自由贸易区服务网。

（二）变量解释及处理

变量数据的处理如下：因变量使用的是18个进口来源国每年的三元边际值，变量数据用直接带入模型。

POP为人口数据，使用贸易国与中国的人口比值，数值越大说明目标市场的人口相对值越多，生产力更强，市场规模越大，对三元边际的促进作用更大。

GDP为经济规模数据，选取了使用美元以现价计算的数据，使用贸易国与中国的比值带入自然对数函数。

TRADECOST为固定贸易成本，用经济自由度作为代理变量，与贸易成本成反比。经济自由度描述了一个国家的综合贸易环境，包括政治经济情况和贸易壁垒等，经济自由度越高，对贸易越有利。

DIST为可变贸易成本，使用两国首都之间的地理距离来计算，带入自然对数函数。距离越远，贸易成本越高。

EX为我国与进口来源国的双边汇率，分别计算某年k国和中国的实际汇率与当年的隐性价格平减指数的比值，再用前者比后者，得到实际双边汇率带入模型。EX上升表示人民币升值，进口产品的价格降低，对进口起促进作用。

FTA为两国是否签署自由贸易协定，从签署的年份开始标记为1，未签署的年份标记为0。有一些国家在当年的11月、12月签署协定，则将当年标记为0，下一年标记为1。

（三）回归结果

表2是多元回归分析的结果。人口（POP）因素对中国水果进口扩展边际和价格边际在1%的水平上正显著，对数量边际在1%的水平上负显著。进口来源地相对人口越多，中国在该国进口的水果种类越多，价格越高，数量越少。分析原因为：进口来源地人口越多，其国内市场需求越大，可供出口的水果越少，导致价格更高，中国进口数量越少。

经济规模（GDP）对中国水果进口扩展边际在1%的水平上负显著，对数量边际在1%的水平上正显著。进口来源国的经济规模越大，生产效率越高，水果品质越好，进口数量更多。同时，也意味着更高的进口成本，导致扩展边际降低。决定进口价格的影响因素较多，难以直接与国家经济规模挂钩，因此价格边际不显著。

固定贸易成本（IEF）对中国水果进口扩展边际，对价格边际在1%水平上负显著，和数量边际在5%的水平上负显著。此处代理变量为经济自由度，说明经济自由度越高，则固定贸易成本越低，进口种类越多，价格越低，数量越少。

可变贸易成本（DIST）对中国水果进口的扩展边际和数量边际在1%水平上负显著，对价格边际在1%水平上正显著。其代理变量是贸易距离，距离越远贸易成本越高，进口的数量和品种越少。由于国际贸易的方式较多，许多贸易实行到岸价，卖家需负担运费，所以距离越远，贸易成本越高，定价越高。

双边汇率（EX）对扩展边际在5%的水平上负显著，对价格边际在1%的水平上负显著，对数量边际在1%水平上正显著。双边汇率上升，人民币升值，进口的产品价格降低，数量增加，但扩展边际下降，与预期不一致。分析原因为：双边汇率上升使人民币的购买力增强，人民对各种进口商品的需求都增大，进口其他产品比进口水果增长更多。

两国是否签署贸易协定（FTA）对扩展边际、价格边际、数量边际均为1%水平上正显著。签署贸易协定意味着贸易便利化上升，贸易成本降低，进口水果种类更多、数量更多，价格更低。但价格变化与预期不一致，分析原因为：进口水果的价格边际反应的是进口产品的附加值，更多受到进口来源国内的生产技术的影响，因此在此回归中没有显示负相关。

表2多元回归分析结果

数据来源：UNcomtrade数据库、世界银行数据库、世界经济自由度报告、cepii数据库、中国自由贸易区服务网。

（四）稳健性检验

针对所有样本将各自变量都滞后一期进行稳健性检验，各指标的显著性、正负值与原模型结果一致，系数误差很小，可见模型具有稳健性。

表3 稳健性检验

数据来源：UNcomtrade数据库、世界银行数据库、世界经济自由度报告、cepii数据库、中国自由贸易区服务网。

六、结论与建议

（一）结论

通过对中国水果进口贸易的研究，研究结果表明：

中国水果进口增长主要来源于集约边际的上升，2021年的集约边际相对于2000年增长了约三倍。其中，集约边际的增加主要来源于价格边际的上升。2000—2021年价格边际上升了约22.5%，价格边际从2008年开始大于1,2015年达到最大值1.303,2015年以后逐渐下降，2020年还有1.196的高数值。中国长期以高价格进口，因为进口价格的升高促进的进口份额的增长，对中国水果的进口贸易十分不利，且不利于长期可持续发展。数量边际上下波动幅度不大，总体变化保持在均值0.20附近，但数量边际长期大于0.15，占据世界水果进口量的相当份额。扩展边际总体上也呈现上升的趋势，但中国进口水果的种类一直较多，上升的空间不大，2000—2021年上升了约17%。

通过对三元边际变量的影响因素进行分析，发现进口来源国人口、经济规模、固定贸易成本、可变贸易成本、双边汇率、是否签署自由贸易协定这些因素都对进口三元边际有显著影响，仅有经济规模对价格边际不显著。影响因素的影响方向大部分都符合预期，少数不符合预期的变量，其受其他未考虑因素的影响更大，在模型中表现不出。

（二）建议

第一，推动合作社或商会的发展，实行运输合作模式。国际贸易大多数以海运为主。商家可以利用商会或者合作社采取合作运输模式，并合作对口的运输公司，节约运输成本。

第二，发展国际贸易运输业，支持电商融入国际贸易。水果生鲜需要冷链运输，行业大力发展可以增加竞争，技术的提高可以降低成本。电商的发展可以省去中间环节，大大降低中间成本，实行B2C模式。电商等直播带货能更好的宣传商品，为销售引流，顾客在电商页面下单，直接从海外发送冷链货运到顾客手中，促进贸易便利化。

第三，发展国际合作，推进自由贸易区的建立。目前，我国已经与29个国家和地区签署了22个自由贸易协定，签署自由贸易协定的国家和地区享受更低的关税、更大的市场准入，以及各种相关优惠政策，对中国水果的进口起到促进作用。

参考文献:

[1]唐妍.1999年我国水果进出口贸易浅析[J].中外经贸信息,2000(8):32-34.

[2]张丽艳.中国樱桃进口特点及发展趋势分析[J].世界农业,2016(10):164-166.

[5]钱学锋.企业异质性､贸易成本与中国出口增长的二元边际[J].管理世界,2008(9):48-56+66+187.

[6]施炳展.中国出口增长的三元边际[C].经济学(季刊)第9卷第4期.天津财经大学经济学院国际经济与贸易系,2010:20.

[7]钱学锋,熊平.中国出口增长的二元边际及其因素决定[J].经济研究,2010,45(1):65-79.

[8]魏浩,郭也.中国进口增长的三元边际及其影响因素研究[J].国际贸易问题,2016(2):37-49.

[9]郑国富.中国水果进口贸易发展的新态势､问题与建议[J].农业展望,2019,15(12):139-145.

基金资助:包容性高质量发展目标下农户绿色生产行为及转型研究(项目编号:2023YB034);

文章来源:杨馥宇,吕剑平.中国水果进口三元边际及影响因素分析[J].对外经贸,2024,(12):11-17.