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錄引言 [24]。（三）新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口存在的問(wèn)題1.新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口的規(guī)模依舊處于較低水平伴隨“一帶一路”倡議的深入發(fā)展以及建立新疆自貿(mào)區(qū)計(jì)劃的正式落地，新疆農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模也在穩(wěn)步上升，盡管如此，表1顯示，新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口占新疆商品出口總額的比例以及全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口比例仍然較低。這表明新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模呈下降趨勢(shì)。雖然新疆自貿(mào)區(qū)作為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的重要基地，但是其農(nóng)產(chǎn)品出口優(yōu)勢(shì)呈下降趨勢(shì)，這會(huì)進(jìn)一步降低其在國(guó)際市場(chǎng)上的出口份額，導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)力降低。2.新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口的層次較低根據(jù)前文圖3、圖4分析新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)可以看出農(nóng)產(chǎn)品出口主要為低檔次原材料型農(nóng)產(chǎn)品，深加工的產(chǎn)品較少，出口層次較為低下，這些原材料出口的弊端主要體現(xiàn)在產(chǎn)品的高替代性和低附加值上，這些因素削弱了新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口的競(jìng)爭(zhēng)力，使其容易被其他國(guó)家的農(nóng)產(chǎn)品取代，進(jìn)而影響新疆自貿(mào)區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易。3.新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際知名度較低，品牌化程度較弱“一帶一路”倡議使新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口市場(chǎng)更加廣泛，但長(zhǎng)期以來(lái)出口的多為初級(jí)產(chǎn)品，深加工的特色農(nóng)副產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)知名度依舊較低，導(dǎo)致其競(jìng)爭(zhēng)力在國(guó)際市場(chǎng)上呈現(xiàn)疲軟狀態(tài)。隨著“一帶一路”倡議深度發(fā)展，新疆地區(qū)農(nóng)副企業(yè)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品加工產(chǎn)業(yè)鏈進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)，但是高附加值農(nóng)產(chǎn)品依舊受到品牌戰(zhàn)略體系缺失、國(guó)際認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)對(duì)接不足及文化傳播渠道單一等因素的限制，特別在競(jìng)爭(zhēng)激烈的國(guó)際市場(chǎng)，新疆特色農(nóng)產(chǎn)品普遍知名度較低，品牌議價(jià)能力較弱。這種品牌滯后現(xiàn)象不僅制約農(nóng)業(yè)價(jià)值鏈延伸，還制約農(nóng)產(chǎn)品出口市場(chǎng)拓展，進(jìn)一步降低農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力度。三、新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力測(cè)評(píng)（一）出口競(jìng)爭(zhēng)力指標(biāo)定義1.顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)（RCA）是評(píng)估一個(gè)國(guó)家在全球市場(chǎng)上競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的工具，它通過(guò)分析相關(guān)數(shù)據(jù)，量化一個(gè)國(guó)家在國(guó)際貿(mào)易中的比較優(yōu)勢(shì)，具體來(lái)說(shuō)，RCA指數(shù)的計(jì)算方法是，在一定時(shí)期內(nèi)，一國(guó)某一特定產(chǎn)品的出口份額與該產(chǎn)品的全球出口份額之比。如果RCA值超過(guò)1，說(shuō)明該國(guó)該產(chǎn)品的出口份額高于全球平均水平，表明該國(guó)在國(guó)際市場(chǎng)上處于競(jìng)爭(zhēng)地位；反之，如果RCA值低于1，則意味著該產(chǎn)品在全球舞臺(tái)上的競(jìng)爭(zhēng)地位較弱。2.國(guó)際市場(chǎng)占有率指數(shù)國(guó)際市場(chǎng)份額（MS）是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)特定產(chǎn)品在全球市場(chǎng)中地位的指標(biāo)，這一指標(biāo)反映了一國(guó)產(chǎn)品在國(guó)際舞臺(tái)上的相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力。其計(jì)算方法是確定一個(gè)國(guó)家某種產(chǎn)品的出口總額與世界該產(chǎn)品出口總額的比例。3.貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)（TC）衡量的是一個(gè)國(guó)家某一特定產(chǎn)品在全球市場(chǎng)上與其他國(guó)家相比的相對(duì)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，計(jì)算公式如下TC指數(shù)=（出口-進(jìn)口）/（出口+進(jìn)口）。該指數(shù)范圍為-1至1。接近-1的數(shù)值表示競(jìng)爭(zhēng)力較弱，而接近0的數(shù)值表示競(jìng)爭(zhēng)力一般，相反，數(shù)值接近1則表示競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)。（二）出口競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)分析為深入探討"一帶一路"倡議對(duì)新疆農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的影響，本研究采用了2013年至2023年的數(shù)據(jù)。這些數(shù)據(jù)用于計(jì)算三個(gè)指數(shù)，然后對(duì)這些指數(shù)進(jìn)行橫向分析，以評(píng)估"一帶一路"倡議實(shí)施后農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力在國(guó)際貿(mào)易中的變化。1.顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)分析（RCA）根據(jù)圖5可知，本部分計(jì)算新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)，所用到的數(shù)據(jù)為新疆農(nóng)產(chǎn)品出口額、新疆商品總出口額、全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口額、全國(guó)商品總出口額，數(shù)據(jù)來(lái)源為新疆海關(guān)官方統(tǒng)計(jì)報(bào)告和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。關(guān)于RCA指數(shù)的計(jì)算，計(jì)算出新疆農(nóng)產(chǎn)品出口額與新疆商品總出口額之比，全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口額與全國(guó)商品總出口額之比，兩者相除，得出新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品RCA指數(shù)。最終數(shù)據(jù)與發(fā)展趨勢(shì)由圖5所示，2013-2023年RCA指數(shù)呈現(xiàn)波動(dòng)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，整體分析處于略下降趨勢(shì)，可將其細(xì)分成波動(dòng)上升期和下降期兩個(gè)時(shí)期。由圖5可知，2013-2019年屬于RCA指數(shù)的波動(dòng)上升時(shí)期，RCA指數(shù)從1.25升到1.92，反映新疆農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的逐步增強(qiáng)，主要原因是“一帶一路”倡議的實(shí)施對(duì)其農(nóng)產(chǎn)品出口產(chǎn)生積極影響，在倡議實(shí)施前期，新疆自貿(mào)區(qū)加強(qiáng)與沿線(xiàn)國(guó)家貿(mào)易合作。但是隨著時(shí)間推移，RCA指數(shù)進(jìn)入下降時(shí)期，即2019-2023年新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品RCA指數(shù)由1.92下降至0.95，RCA指數(shù)出現(xiàn)低于1的情況，表明自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)逐漸喪失。產(chǎn)生下降趨勢(shì)的原因主要是東南亞新興國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品出口崛起致使國(guó)際市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)一步加劇，歐盟綠色壁壘等技術(shù)性貿(mào)易措施升級(jí)和貿(mào)易保護(hù)主義阻礙新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品深入擴(kuò)展市場(chǎng)，并且2020年的新冠疫情對(duì)農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)鏈及冷鏈物流完善造成阻礙，進(jìn)一步影響貿(mào)易效率。圖52013-2023年新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口顯示性比較優(yōu)勢(shì)指數(shù)（RCA）數(shù)據(jù)來(lái)源：新疆海關(guān)官網(wǎng)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》測(cè)算所得2.國(guó)際市場(chǎng)占有率指數(shù)分析（MS）根據(jù)圖6可知，本部分計(jì)算國(guó)際市場(chǎng)占有率指數(shù)，所用到的數(shù)據(jù)為新疆農(nóng)產(chǎn)品出口額和全球農(nóng)產(chǎn)品出口額，其中新疆農(nóng)產(chǎn)品出口額的數(shù)據(jù)來(lái)源為新疆海關(guān)官網(wǎng)，全球農(nóng)產(chǎn)品出口額數(shù)據(jù)來(lái)自聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織和世界貿(mào)易組織。MS指數(shù)的計(jì)算為新疆農(nóng)產(chǎn)品出口額占全球農(nóng)產(chǎn)品出口額的比重。根據(jù)圖6數(shù)據(jù)及發(fā)展趨勢(shì)可知，2013-2023年MS指數(shù)處于波動(dòng)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。MS指數(shù)在2013-2019年處于上升趨勢(shì)，由0.0534%上升至0.0627%，反映新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)份額逐步擴(kuò)大，“一帶一路”倡議初期對(duì)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易提供政策支持，包括稅收優(yōu)惠和物流基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，使得新疆農(nóng)產(chǎn)品廣泛出口到“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家。MS指數(shù)在2019-2023年處于先增后減趨勢(shì)，MS指數(shù)從峰值0.0627%下降至0.0376%，又上升至0.0553%，主要原因是在2020年出現(xiàn)新冠疫情導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品出口生產(chǎn)運(yùn)輸受阻使農(nóng)產(chǎn)品出口成本上升，并且歐美國(guó)家貿(mào)易壁壘升級(jí)，提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量認(rèn)證標(biāo)準(zhǔn)，在2020年8月BCI總部將新疆棉花改為“無(wú)限期取消認(rèn)證”進(jìn)一步加劇對(duì)新疆特色農(nóng)產(chǎn)品出口的阻礙。出現(xiàn)緩慢增長(zhǎng)趨勢(shì)是因?yàn)椤耙粠б宦贰背h結(jié)合新疆自貿(mào)區(qū)設(shè)立，雙重政策支持，使新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易便利化程度上升，農(nóng)產(chǎn)品出口增加。圖62013-2023年新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)際市場(chǎng)占有率（MS）數(shù)據(jù)來(lái)源：新疆海關(guān)官網(wǎng)、聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織、世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)測(cè)算所得3.貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)分析（TC）根據(jù)圖7可知，本部分計(jì)算結(jié)果為T(mén)C指數(shù)，所用到的數(shù)據(jù)為2013-2023年新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口額和農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額，數(shù)據(jù)來(lái)源均來(lái)自新疆海關(guān)官網(wǎng)。關(guān)于TC指數(shù)的計(jì)算，先計(jì)算新疆農(nóng)產(chǎn)品出口額減進(jìn)口額的數(shù)值，以及出口額加進(jìn)口額的數(shù)值，兩者相除得出最終比值即貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)。根據(jù)圖7的數(shù)據(jù)趨勢(shì)顯示，2013-2023年新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品TC指數(shù)呈現(xiàn)“W”型波動(dòng)發(fā)展趨勢(shì)，可將其分成兩個(gè)上升趨勢(shì)和兩個(gè)下降趨勢(shì)，下降趨勢(shì)時(shí)間包括2013-2018年及2020-2022年，數(shù)值分別由2013年0.4下降至2018年0.01,2020年0.55下降至2022年0.15，下降的原因主要是全球競(jìng)爭(zhēng)加劇、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)價(jià)格變化，勞動(dòng)與運(yùn)輸成本上漲削弱出口成本以及東南亞同類(lèi)農(nóng)產(chǎn)品搶占市場(chǎng)份額，特別是在2018年中美貿(mào)易戰(zhàn)以及2020年后新冠疫情及新疆棉事件使得農(nóng)產(chǎn)品出口連連受阻，導(dǎo)致市場(chǎng)份額下降。上升階段組要分布在2018-2020年和2022-2023年，上升的主要原因得益于“一帶一路”倡議彌補(bǔ)了農(nóng)產(chǎn)品發(fā)展受阻情況，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在政策上給予支持以及本地依靠“一帶一路”政策紅利加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)優(yōu)化升級(jí)，減少對(duì)部分進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品的依賴(lài)圖72013-2023年新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù)（TC）數(shù)據(jù)來(lái)源：《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)測(cè)算所得四、研究設(shè)計(jì)與實(shí)證分析為了進(jìn)一步分析“一帶一路”倡議下新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵影響因素該部分運(yùn)用Stata13軟件，基于鉆石模型構(gòu)建多元線(xiàn)性回歸模型，并進(jìn)行模型的回歸檢驗(yàn)，在10個(gè)自變量中篩選“一帶一路”倡議下影響新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素。（一）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源1.變量選取關(guān)于因變量，本研究選取的變量為新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口額，將其作為因變量不僅能體現(xiàn)“一帶一路”倡議提出以來(lái)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)表現(xiàn)，還能為深入分析農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力提供可靠的量化基礎(chǔ)。關(guān)于自變量，本研究基于鉆石模型篩選變量。鉆石模型是由邁克爾·波特提出的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)理論模型。在“一帶一路”背景下本文基于鉆石模型選擇變量，綜合考慮生產(chǎn)要素、需求要素、相關(guān)產(chǎn)業(yè)支持、企業(yè)戰(zhàn)略與同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)、機(jī)會(huì)和政府等多方面因素：第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)是衡量農(nóng)業(yè)領(lǐng)域勞動(dòng)力參與度的關(guān)鍵指標(biāo)，選擇這一變量是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的數(shù)量直接反映新疆農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)，尤其是在“一帶一路”倡議框架下，勞動(dòng)力的充足與否決定了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模與可持續(xù)性，這對(duì)自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力具有直接影響。農(nóng)業(yè)產(chǎn)值是反映生產(chǎn)總量和發(fā)展水平的重要指標(biāo)，在“一帶一路”倡議中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力緊密相連，選擇農(nóng)業(yè)產(chǎn)值作為變量體現(xiàn)了區(qū)域農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際實(shí)力與潛力，通過(guò)對(duì)這一變量的分析，可以了解與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的貿(mào)易往來(lái)中，新疆農(nóng)業(yè)如何通過(guò)生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大提升農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力?；适┯昧糠从侈r(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)代化程度與資源利用效率，選擇這一變量是基于“一帶一路”倡議推動(dòng)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新與國(guó)際合作，新疆農(nóng)業(yè)在提升生產(chǎn)力和增強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量方面面臨更多機(jī)遇，化肥施用量的增加可以帶動(dòng)產(chǎn)值增長(zhǎng)進(jìn)而提升新疆農(nóng)產(chǎn)品在貿(mào)易中的競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)占有率。家庭消費(fèi)支出與農(nóng)產(chǎn)品需求密切相關(guān)，新疆居民食品消費(fèi)支出的增長(zhǎng)直接推動(dòng)新疆農(nóng)產(chǎn)品的需求擴(kuò)張，特別是在“一帶一路”倡議促進(jìn)經(jīng)濟(jì)一體化和貿(mào)易便利化的背景下消費(fèi)需求的變化對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的出口市場(chǎng)有深遠(yuǎn)影響，以及構(gòu)建雙循環(huán)結(jié)構(gòu)的情況下，居民消費(fèi)能力提高影響對(duì)進(jìn)口產(chǎn)品與高附加值農(nóng)產(chǎn)品的需求，間接影響農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力。新疆自貿(mào)區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品出口不僅受到外部市場(chǎng)需求變化，還與內(nèi)部需求結(jié)構(gòu)即居民消費(fèi)水平和食品支出有密切關(guān)系。農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)的數(shù)量直接反映農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈的完整和發(fā)展水平，選擇這一變量是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)深加工不僅提高農(nóng)產(chǎn)品附加值，而且增強(qiáng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長(zhǎng)動(dòng)力。在“一帶一路”倡議下，農(nóng)副加工業(yè)的數(shù)量增多有利于拓寬市場(chǎng)，提升新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。中歐班列貨運(yùn)量是“一帶一路”倡議下物流系統(tǒng)效率與貿(mào)易流通能力的重要體現(xiàn)，選擇這一變量是為了體現(xiàn)物流與交通基礎(chǔ)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口的支撐作用?！耙粠б宦贰背h使得中歐班列這一跨國(guó)物流網(wǎng)絡(luò)加速建成，提高新疆自貿(mào)區(qū)物流能力，有利于提高農(nóng)產(chǎn)品出口效率與降低成本繼而提升其國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。外資直接投資是衡量區(qū)域吸引外部資本流入的指標(biāo)，選擇這一變量是因?yàn)椤耙粠б宦贰背h下，外資的流入將為新疆農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)帶來(lái)更多資金和技術(shù)支持。匯率的波動(dòng)直接影響農(nóng)產(chǎn)品出口價(jià)格和競(jìng)爭(zhēng)力。在“一帶一路”倡議推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的背景下，匯率的穩(wěn)定性和人民幣國(guó)際化進(jìn)程將對(duì)農(nóng)產(chǎn)品跨境貿(mào)易產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響，匯率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響決定新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。關(guān)稅率是國(guó)際貿(mào)易政策中重要的壁壘，選擇農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅率作為變量是因?yàn)樗苯佑绊戅r(nóng)產(chǎn)品的市場(chǎng)準(zhǔn)入程度與價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力。在“一帶一路”倡議下，中國(guó)與多國(guó)簽署自由貿(mào)易協(xié)議，關(guān)稅壁壘的降低將利于提高新疆農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力，尤其是通過(guò)關(guān)稅率的調(diào)整促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品在沿線(xiàn)國(guó)家的市場(chǎng)份額增長(zhǎng)。財(cái)政支出反映政府對(duì)農(nóng)業(yè)與相關(guān)產(chǎn)業(yè)的支持力度，選擇這一變量是因?yàn)檎С謱?duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與出口有決定性影響?！耙粠б宦贰背h提出后，為了加強(qiáng)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)業(yè)出口貿(mào)易發(fā)展，政府會(huì)提出相應(yīng)的政策與財(cái)政支持繼而促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品出口并增強(qiáng)其在國(guó)際市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。表2自變量說(shuō)明變量名稱(chēng)變量符號(hào)變量定義第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)lnEPI農(nóng)業(yè)就業(yè)規(guī)模，反映“一帶一路”農(nóng)業(yè)合作對(duì)勞動(dòng)力需求影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)值lnAOV農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總量與發(fā)展水平，體現(xiàn)“一帶一路”倡議下農(nóng)業(yè)資源開(kāi)發(fā)與合作的成效化肥施用量lnFAA農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率投入指標(biāo)，“一帶一路”技術(shù)援助影響農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平新疆居民家庭平均農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)支出lnCE需求結(jié)構(gòu)指標(biāo)，反映“一帶一路”倡議對(duì)新疆地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)個(gè)數(shù)lnPPI農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈與附加值發(fā)展水平指標(biāo)，“一帶一路”倡議影響農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈延伸與增值中歐班列貨運(yùn)量lnFV中歐班列運(yùn)輸規(guī)模與效率，“一帶一路”基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通對(duì)貿(mào)易物流的作用指標(biāo)農(nóng)業(yè)吸引外資直接投資lnFDI外資投入農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，“一帶一路”倡議下國(guó)際資本對(duì)農(nóng)業(yè)合作的參與度匯率lnER人民幣匯率波動(dòng)，影響“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家對(duì)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易成本（匯率上升抑制出口）農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅率lnTR貿(mào)易壁壘反映指標(biāo)，反映“一帶一路”倡議下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化水平農(nóng)業(yè)財(cái)政支出lnAFE政府對(duì)農(nóng)業(yè)財(cái)政支持，“一帶一路”倡議下政府對(duì)農(nóng)業(yè)基建與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的資金投入2.數(shù)據(jù)來(lái)源本文選取“一帶一路”倡議提出前后近十年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，即2001-2023年的數(shù)據(jù)。關(guān)于新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口額、第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、化肥施用量數(shù)據(jù)來(lái)源均為《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；新疆居民家庭平均農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)支出、農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)個(gè)數(shù)、農(nóng)業(yè)吸引外資直接投資、農(nóng)業(yè)財(cái)政支出數(shù)據(jù)來(lái)源為《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》；中歐班列貨運(yùn)量數(shù)據(jù)來(lái)源為中國(guó)國(guó)家鐵路集團(tuán)官網(wǎng)；匯率、農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅率數(shù)據(jù)來(lái)源為世界銀行和聯(lián)合國(guó)糧農(nóng)組織。（二）模型構(gòu)建在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中，，多元線(xiàn)性回歸模型能夠有效量化多個(gè)因素之間的線(xiàn)性聯(lián)系，是進(jìn)行實(shí)證研究的有力工具。新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力在現(xiàn)實(shí)條件下受到多種因素的影響，因此本研究通過(guò)構(gòu)建多元線(xiàn)性回歸模型，對(duì)“一帶一路”倡議提出前后影響新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的相關(guān)因素進(jìn)行篩選分析?；谏鲜鲎宰兞繕?gòu)建的多元線(xiàn)性回歸模型形式如下式（1）所示：lnEX=β0+β1lnEPI+β2lnAOV+β3lnFAA+β4lnPPI+β5lnCE+β6lnFV+β7lnFDI+β8lnER+β9lnTR+β10lnAFE+μ（1）其中，因變量EX表示新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口總額，自變量EPI為第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、AOV為農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、FAA為化肥施用量、PPI為農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)個(gè)數(shù)、CE為新疆居民家庭平均農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)支出、FV為中歐班列貨運(yùn)量、FDI為農(nóng)業(yè)吸引外資直接投資、TR為農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅率、ER為匯率、AFE為農(nóng)業(yè)財(cái)政支出。β0、β1……β10為各個(gè)自變量對(duì)應(yīng)的系數(shù)，μ為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。（三）描述性統(tǒng)計(jì)分析本研究通過(guò)對(duì)10個(gè)變量的各23個(gè)觀測(cè)樣本進(jìn)行分析，對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換后的描述性統(tǒng)計(jì)分析如下表3所示。從圖中的趨勢(shì)來(lái)看，各個(gè)變量之間的均值差異顯著，其中l(wèi)nFV（10.849）和lnTR（1.535）分別處于最高值和最低值，這體現(xiàn)出研究對(duì)象的異質(zhì)性特征。從離散程度分析，大多數(shù)的變量標(biāo)準(zhǔn)差低于1.0，說(shuō)明數(shù)據(jù)的分布相對(duì)集中，但是個(gè)別數(shù)據(jù)如lnFDI（標(biāo)準(zhǔn)差為1.362）和lnAFE（標(biāo)準(zhǔn)差1.443）出現(xiàn)較強(qiáng)的波動(dòng)性。根據(jù)極值數(shù)據(jù)分析顯示，部分變量跨度較大，比如變量lnFDI的最小值4.369與最大值10.484相差6.115個(gè)對(duì)數(shù)單位，這種情況可能是數(shù)據(jù)之間存在異常值或者結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，需要后續(xù)在回歸分析中進(jìn)行進(jìn)一步驗(yàn)證?？傮w而言，各個(gè)變量之間的描述性分析符合實(shí)證分析的要求，為后續(xù)進(jìn)行多元線(xiàn)性回歸提供基礎(chǔ)條件。表3各變量間的描述性統(tǒng)計(jì)分析變量均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值lnEX3.8520.4092.7724.430lnEPI6.1750.1615.9616.409lnAOV7.9170.7705.8548.292lnFAA5.1470.4044.4225.552lnPPI5.6510.4224.9566.153lnCE7.6210.8406.5038.742lnFV10.8490.4899.94811.550lnFDI8.1481.3624.36910.484lnER1.9490.1031.8002.114lnTR1.5350.2881.0991.960lnAFE5.4131.4432.9187.183（四）線(xiàn)性回歸與模型檢驗(yàn)1.模型回歸本研究使用Stata13軟件對(duì)各變量進(jìn)行回歸分析，回歸模型為表4所得。從模型可以看出，R2=0.91說(shuō)明自變量對(duì)因變量的解釋力較強(qiáng)，但需要注意過(guò)擬合狀態(tài)，本研究的樣本量均為23個(gè)觀測(cè)值，而選取的自變量為10個(gè)，數(shù)量較多。在樣本量小、自變量多的情況下，模型可能過(guò)渡適應(yīng)數(shù)據(jù)噪點(diǎn)，降低外部有效性，后續(xù)在模型檢驗(yàn)過(guò)程中需要簡(jiǎn)化模型以便提高模型的穩(wěn)健型。通過(guò)分析各個(gè)自變量的t值并參考顯著性水平標(biāo)注可以發(fā)現(xiàn)，表中的自變量的顯著性水平均未達(dá)顯著水平，說(shuō)明回歸模型并不顯著，并且多個(gè)變量的數(shù)據(jù)的系數(shù)較小，解釋力度比較弱?？傊鶕?jù)回歸模型生成的數(shù)據(jù)顯示，該模型的統(tǒng)計(jì)意義不明顯，可能反映多重共線(xiàn)性問(wèn)題或者樣本噪聲干擾，需要對(duì)該模型進(jìn)行進(jìn)一步優(yōu)化，以達(dá)到最佳預(yù)期。表4因變量與自變量的多元線(xiàn)性回歸分析模型(1)VARIABLESlnEXlnEPI-0.186（0.623）lnAOV-0.102（0.352）續(xù)表4因變量與自變量的多元線(xiàn)性回歸分析模型(1)VARIABLESlnEXlnFAA-0.314（1.019）lnPPI-0.229（0.492）lnCE-0.369（0.372）lnFV0.337（0.240）lnFDI0.0411（0.0361）lnER0.205（0.786）lnTR-0.0224（0.658）lnAFE0.578**（0.204）Constant8.195（7.506）Observations23R-squared0.910Robuststandarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1前文對(duì)各變量進(jìn)行初步回歸發(fā)現(xiàn)模型解釋效果較差，因此通過(guò)篩選對(duì)模型進(jìn)行優(yōu)化，優(yōu)化后的模型如下表5所示。根據(jù)表5的數(shù)據(jù)顯示，優(yōu)化后模型的擬合優(yōu)度為R2=0.898，說(shuō)明模型的整體解釋力度較高，F(xiàn)檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為39.53，對(duì)應(yīng)p值為0.000，說(shuō)明模型整體顯著。殘差標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0.14449，進(jìn)一步說(shuō)明回歸模型的預(yù)測(cè)誤差較小。從顯著性來(lái)看，lnEPI顯著性水平均大于0.05，說(shuō)明lnEPI對(duì)lnEX的影響不顯著，后續(xù)需要結(jié)合理論進(jìn)一步探討其必要性雖然模型總體上顯著，但是其穩(wěn)健性、自相關(guān)和異方差問(wèn)題還要進(jìn)一步檢驗(yàn)，以達(dá)到更穩(wěn)定的狀態(tài)。表5優(yōu)化后各變量間的回歸模型(1)VARIABLESlnEXlnEPI-0.306（0.272）lnCE-0.442***（0.131）lnFDI0.0551**（0.0241）lnAFE0.505***（0.0846）Constant5.923***（1.873）Observations23R-squared0.898Standarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.12.模型檢驗(yàn)（1）逐步回歸法前文所知回歸模型雖然具備一定的解釋力度，但是模型中仍然存在不顯著因素，使得其穩(wěn)健性不強(qiáng)，為了使模型更加穩(wěn)健本研究采取逐步回歸法進(jìn)一步優(yōu)化模型。本研究分別采用向前和向后的逐步回歸方法構(gòu)建兩個(gè)模型，選擇最適合的觀測(cè)模型。由表6可知（1）為向前的逐步回歸模型即pe=0.05，（2）為向后的逐步回歸模型即pr=0.05，根據(jù)表中數(shù)據(jù)顯示，兩個(gè)模型的回歸分析結(jié)果相同，保留變量lnAFE、lnCE、lnFDI，并且保留后各個(gè)變量的顯著性水平均小于0.05，說(shuō)明模型的穩(wěn)健性進(jìn)一步增強(qiáng)，該模型調(diào)整后的R2為0.891，說(shuō)明模型解釋了89.1%的變異。綜合考慮兩個(gè)模型的解釋力度，選擇該模型作為最終的模型應(yīng)用到文章中。該模型具備更高的解釋力度，有利于后續(xù)全面分析因變量的變化。通過(guò)逐步回歸方法，有效解決模型中存在非顯著因素影響，并選擇更穩(wěn)健的預(yù)測(cè)變量，提高了模型的預(yù)測(cè)能力。表6逐步回歸后的模型(1)(2)VARIABLESlnEXlnEXlnAFE0.454***（0.0717）0.454***（0.0717）lnCE-0.388***（0.123）-0.388***（0.123）lnFDI0.0522**（0.0241）0.0522**（0.0241）Constant3.926***（0.595）3.926***（0.595）Observations2323R-squared0.8910.891Standarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1（2）多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)在進(jìn)行回歸分析時(shí)，多重共線(xiàn)性是檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠穹€(wěn)定的關(guān)鍵步驟，它可能會(huì)影響模型的解釋性與穩(wěn)健型。進(jìn)一步驗(yàn)證模型是否存在多重共線(xiàn)性，本研究采用方差膨脹因子（VIF）進(jìn)行測(cè)算。當(dāng)模型的VIF值大于10說(shuō)明模型存在較強(qiáng)的多重共線(xiàn)性。根據(jù)表7數(shù)據(jù)顯示，除了變量lnFDI（1.12）以外，變量lnAFE和變量lnCE的VIF值略大于10，說(shuō)明單個(gè)變量存在較弱的多重共線(xiàn)性。但是，從變量的整體平均VIF（7.79）來(lái)看，其平均值小于10，說(shuō)明回歸模型不存在多重共線(xiàn)性問(wèn)題。表7各變量間多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)變量名稱(chēng)VIF1/VIFlnAFE11.130.0089852lnCE11.110.090031lnFDI1.120.890478VIF中間值7.79（3）自相關(guān)檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷幕貧w結(jié)果是否可靠，對(duì)逐步回歸后的模型進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，利用LM檢驗(yàn)評(píng)估殘差的自相關(guān)性，根據(jù)表8的結(jié)果顯示p值為0.4071，p值大于0.05，說(shuō)明該模型無(wú)法拒絕原假設(shè)，即模型不存在序列相關(guān)性。表8LM檢驗(yàn)結(jié)果LaTR(p)Chi2dfProb＞chi210.68710.4071為了進(jìn)一步說(shuō)明模型中不存在自相關(guān)現(xiàn)象，本研究采用了杜賓-沃森檢驗(yàn)法。杜賓-沃森統(tǒng)計(jì)量介于0和4之間。接近2的值表示無(wú)自相關(guān)，接近0表示正自相關(guān)，接近4表示負(fù)自相關(guān)。計(jì)算得出式（2）統(tǒng)計(jì)量接近2，說(shuō)明殘差處于獨(dú)立狀態(tài)，模型可靠性較高。Durbin-Watsond-statistic(4,23)=2.181678（2）（4）異方差檢驗(yàn)為了進(jìn)一步提高研究結(jié)果的可信度和有效性，本研究采用White檢驗(yàn)分析模型殘差的異方差性，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果即式（3）可知，回歸模型殘差的卡方統(tǒng)計(jì)量chi2為9.24，自由度為df為9，對(duì)應(yīng)的p值即式（4）為0.4156，由此可知p值大于0.05，說(shuō)明結(jié)果不能拒絕原假設(shè)，即模型的殘差滿(mǎn)足同方差性假設(shè)。chi2(9)=9.24（3）Prob>chi2=0.4156（4）根據(jù)最終結(jié)果表明，模型的殘差方差處于恒定狀態(tài)，沒(méi)有明顯的異方差性問(wèn)題，從而支持最終模型的有效性與可預(yù)測(cè)性。（五）模型確立本研究確定的最終模型如表9所示，模型的回歸關(guān)系式為式（5），模型整體表現(xiàn)優(yōu)異，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為28.03，其顯著性水平0.000，表明模型具備高度顯著性，模型通過(guò)F檢驗(yàn)；R2為0.8906，說(shuō)明模型解釋了因變量89.06%的變異性，模型的擬合優(yōu)度優(yōu)異；各個(gè)變量的顯著性水平都小于0.05，說(shuō)明自變量通過(guò)t檢驗(yàn)，模型的解釋能力較強(qiáng)。在多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)中，變量未表現(xiàn)出顯著的共線(xiàn)性問(wèn)題，逐步回歸分析進(jìn)一步優(yōu)化了自變量的選擇。異方差檢驗(yàn)顯示模型未存在異方差問(wèn)題，雖然模型未出現(xiàn)異方差問(wèn)題，本模型依舊添加穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，使模型的誤差進(jìn)一步縮小。在自相關(guān)性檢驗(yàn)中，Durbin-Watson統(tǒng)計(jì)量表明殘差不存在自相關(guān)性，模型的獨(dú)立性假設(shè)得到驗(yàn)證?？傊鶕?jù)回歸分析結(jié)果可知該模型通過(guò)多項(xiàng)診斷檢驗(yàn)，有效識(shí)別了影響lnEX的關(guān)鍵因素，保證了模型的可靠性和有效性，為后續(xù)進(jìn)行政策提議提供了量化依據(jù)。lnEX=-0.388lnCE+0.0522lnFDI+0.454lnAFE-3.926（5）表9最終確立的回歸模型(1)VARIABLESlnEXlnCE-0.388***（0.113）lnFDI0.0522**（0.0218）lnAFE0.454***（0.0765）Constant3.926***（0.457）Observations23R-squared0.891Robuststandarderrorsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1（六）結(jié)果分析本研究通過(guò)多元線(xiàn)性回歸模型揭示了影響新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素及其作用方向，根據(jù)回歸模型即式（5）顯示，新疆居民家庭平均農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)支出（lnCE）的系數(shù)為負(fù)數(shù)，表明其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口額（lnEX）有負(fù)向影響；農(nóng)業(yè)吸引外資直接投資（lnFDI）農(nóng)業(yè)財(cái)政支出（lnAFE）的系數(shù)為正數(shù)，表明其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口額（lnEX）有正向影響。出現(xiàn)上述作用的原因如下：對(duì)于產(chǎn)生負(fù)向的影響因素來(lái)說(shuō)，即新疆居民家庭平均農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)支出，隨著“一帶一路”倡議的深入發(fā)展，新疆自貿(mào)區(qū)作為“一帶一路”的核心節(jié)點(diǎn)，首先要確保民生供給與社會(huì)穩(wěn)定，并且根據(jù)我國(guó)“糧食安全”戰(zhàn)略強(qiáng)調(diào)“谷物基本自給”的情況來(lái)說(shuō)，通過(guò)限制出口配額方式將更多農(nóng)產(chǎn)品留在本地市場(chǎng)。在以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體的前提下優(yōu)先保障內(nèi)需，出口減少的同時(shí)，內(nèi)需供應(yīng)充足抑制本地市場(chǎng)價(jià)格上升，但是內(nèi)需優(yōu)先政策導(dǎo)致出口受限會(huì)使內(nèi)需競(jìng)爭(zhēng)加劇，反而推高消費(fèi)支出，總體而言對(duì)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生負(fù)面影響?！耙粠б宦贰背h推動(dòng)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口向深加工產(chǎn)品轉(zhuǎn)型升級(jí)，初級(jí)產(chǎn)品出口占比下降，而高附加值產(chǎn)品主要面向國(guó)際市場(chǎng)。此時(shí)，占出口主要比重的初級(jí)農(nóng)產(chǎn)品出口額減少，但是本地居民因消費(fèi)升級(jí)，購(gòu)買(mǎi)更多的加工產(chǎn)品或進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品，導(dǎo)致支出上升，形成負(fù)相關(guān)，影響農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力進(jìn)一步上升。對(duì)于產(chǎn)生正向的影響因素來(lái)說(shuō)，新疆作為“一帶一路”重要地區(qū)并且在自貿(mào)區(qū)政策雙重推動(dòng)下，逐步加深與中亞、南亞國(guó)家農(nóng)業(yè)合作，形成地區(qū)建設(shè)生產(chǎn)基地并進(jìn)行跨境貿(mào)易的產(chǎn)業(yè)鏈，外資通過(guò)投資新疆農(nóng)業(yè)，可將產(chǎn)品輻射至“一帶一路”沿線(xiàn)市場(chǎng)，使得出口規(guī)模與外商流入同步增加，大幅提高農(nóng)產(chǎn)品出口的競(jìng)爭(zhēng)力。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增加依托“一帶一路”倡議的政策導(dǎo)向，財(cái)政補(bǔ)貼支持冷鏈運(yùn)輸及“中歐班列”運(yùn)輸設(shè)施建設(shè)，延長(zhǎng)農(nóng)產(chǎn)品保鮮時(shí)間，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口半徑，增加其在國(guó)際市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)力度。同時(shí)政府依據(jù)“一帶一路”倡議對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)進(jìn)行財(cái)政補(bǔ)貼，進(jìn)一步降低農(nóng)產(chǎn)品出口成本，使出口商品在國(guó)際市場(chǎng)上具備價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。五、研究結(jié)論與相關(guān)建議（一）研究結(jié)論本研究得出的主要結(jié)論為：在“一帶一路”倡議下新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口得到積極發(fā)展，并促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力提升，但隨著時(shí)間推移，外部不可控因素增加，如綠色貿(mào)易壁壘、國(guó)際局勢(shì)不穩(wěn)定、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)逐漸激烈，新興市場(chǎng)崛起等因素導(dǎo)致出口競(jìng)爭(zhēng)力出現(xiàn)波動(dòng)下降趨勢(shì)。因此為了促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力穩(wěn)定上升，刺激“一帶一路”倡議潛在發(fā)展機(jī)遇，保持出口長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，需要根據(jù)關(guān)鍵影響因素即需求因素、外資吸引能力以及政府財(cái)政支出并結(jié)合“一帶一路”倡議與自貿(mào)區(qū)政策，對(duì)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展進(jìn)行針對(duì)性改進(jìn)。（二）相關(guān)建議由上文可知，關(guān)于影響新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素主要包括需求要素、企業(yè)戰(zhàn)略與同業(yè)競(jìng)爭(zhēng)以及政府方面，因此本部分依次以這三方面為依據(jù)并根據(jù)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀，結(jié)合“一帶一路”倡議未來(lái)發(fā)展以及新疆自貿(mào)區(qū)貿(mào)易發(fā)展優(yōu)勢(shì)提出相關(guān)建議。（1）加強(qiáng)技術(shù)投入，提高農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量與附加值對(duì)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)行創(chuàng)新升級(jí)，推動(dòng)農(nóng)業(yè)向機(jī)械化和數(shù)字化方向發(fā)展。運(yùn)用現(xiàn)代農(nóng)業(yè)技術(shù)如智能灌溉，提高農(nóng)業(yè)用地的質(zhì)量，從而提升農(nóng)用地的產(chǎn)出率，為農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)提供良好的土地資源，引進(jìn)優(yōu)質(zhì)的農(nóng)作物種子進(jìn)行播種從而提高農(nóng)作物的附加值。并且加大對(duì)農(nóng)業(yè)科學(xué)技術(shù)的研究投入，推廣先進(jìn)的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，提高農(nóng)作物產(chǎn)量與質(zhì)量，同時(shí)針對(duì)新疆地區(qū)自然環(huán)境干旱的情況，發(fā)展節(jié)水農(nóng)業(yè)技術(shù)，優(yōu)化水資源的分配，降低農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本，進(jìn)一步提高農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力。（2）深入調(diào)研沿線(xiàn)國(guó)家需求，實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外雙循環(huán)發(fā)展優(yōu)化國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)局面，通過(guò)差異化政策分離內(nèi)需保障型農(nóng)業(yè)與出口導(dǎo)向型農(nóng)業(yè)，比如設(shè)立出口專(zhuān)用生產(chǎn)基地，并且通過(guò)政策補(bǔ)貼或消費(fèi)券的形式，鼓勵(lì)本地居民逐步增加對(duì)出口導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)，減少內(nèi)需與出口的直接競(jìng)爭(zhēng)，在保障新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品國(guó)內(nèi)市場(chǎng)貿(mào)易的基礎(chǔ)上，壯大對(duì)外貿(mào)易市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)雙循環(huán)共同發(fā)展的良好局面。對(duì)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家與地區(qū)的市場(chǎng)進(jìn)行深度調(diào)研，了解其農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)需求、消費(fèi)習(xí)慣以及質(zhì)量要求，根據(jù)調(diào)研的情況，針對(duì)不同市場(chǎng)出口偏好不同的農(nóng)產(chǎn)品，實(shí)現(xiàn)精準(zhǔn)化出口貿(mào)易，從而擴(kuò)大出口市場(chǎng)份額，提高競(jìng)爭(zhēng)力。（3）出口高附加值農(nóng)產(chǎn)品，優(yōu)化外商投資環(huán)境針對(duì)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口多以初級(jí)產(chǎn)品為主的情況，首先要優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，相關(guān)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)企業(yè)要根據(jù)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家和地區(qū)的市場(chǎng)需求以及自身優(yōu)勢(shì)，改進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品深加工產(chǎn)業(yè)集群化，比如生產(chǎn)番茄醬和果汁加工，減少對(duì)初級(jí)產(chǎn)品的依賴(lài)性，出口高附加值農(nóng)產(chǎn)品，提升出口產(chǎn)品的多樣性。同時(shí)鼓勵(lì)相關(guān)企業(yè)建立海外倉(cāng)和營(yíng)銷(xiāo)體系，縮短國(guó)際供應(yīng)鏈的響應(yīng)時(shí)間。為了吸引外資投資農(nóng)業(yè)發(fā)展，自貿(mào)區(qū)內(nèi)簡(jiǎn)化外商投資準(zhǔn)入與審批流程，明確外商投資“負(fù)面清單”減少審批環(huán)節(jié)，同時(shí)在自貿(mào)區(qū)內(nèi)設(shè)置農(nóng)業(yè)開(kāi)放試點(diǎn)，放款種業(yè)、農(nóng)機(jī)租賃、農(nóng)業(yè)技術(shù)等領(lǐng)域外資投資限制，允許外資參與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈建設(shè)。吸引外資投向農(nóng)產(chǎn)品深加工、有機(jī)農(nóng)業(yè)等高附加值農(nóng)業(yè)，鼓勵(lì)外資與本地企業(yè)合作建設(shè)生產(chǎn)基地，逐步提升農(nóng)產(chǎn)品出口競(jìng)爭(zhēng)力。（4）依托政策導(dǎo)向，加強(qiáng)貿(mào)易交流與合作政府部門(mén)應(yīng)加強(qiáng)與“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家的貿(mào)易便利化合作，簡(jiǎn)化跨境通關(guān)手續(xù)，并在新疆自貿(mào)區(qū)的主要口岸試點(diǎn)“單一窗口”數(shù)字化報(bào)關(guān)系統(tǒng)，提高貿(mào)易效率，降低農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易成本。加強(qiáng)與海關(guān)部門(mén)、檢疫部門(mén)的合作，實(shí)現(xiàn)通關(guān)便利化，提高農(nóng)產(chǎn)品通關(guān)效率。政府要依托政策導(dǎo)向加大對(duì)新疆自貿(mào)區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口政策支持，將財(cái)政支出側(cè)重于農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和品牌建設(shè)，而非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的簡(jiǎn)單補(bǔ)貼。同時(shí)，根據(jù)自貿(mào)區(qū)建設(shè)政策要求，制定和完善農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易相關(guān)政策法規(guī)，為農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)創(chuàng)造良好的政策環(huán)境。此外，還應(yīng)努力降低可能擾亂農(nóng)產(chǎn)品出口渠道的國(guó)際政治和輿論風(fēng)險(xiǎn)。加大對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的政策補(bǔ)貼力度，降低企業(yè)出口成本，以“看得見(jiàn)的手”逐步優(yōu)化新疆自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易環(huán)境。參考文獻(xiàn)GeorgianaRalucaL?daru,MariarosariaLombardi,IonutLaurentiuPetre,CarmenElenaDobrot?,MarcoPlatania,StelianaMocanu.AnalysisofExportCompetitivenessofAgri-FoodProductsattheEU-27LevelthroughthePerspectiveofTechnicalComplexity[J].Sustainability,2024,16(13).JoseCarlosMontesNinaquispe,AlbertoLuisPantaleónSantaMaría,DiegoAlejandroLude?aJugo,WilliamTeófiloCastroMu?oz,JuanCesarFariasRodriguez,BillyHeinrichMacoElera,KellyCristinaVasquezHuatay.PeruvianAgro-Exports’Competitiveness:AnAssessmentoftheExportDevelopmentofItsMainProducts[J].Economies,2024,12(6).LongYulin.ExportcompetitivenessofagriculturalproductsandagriculturalsustainabilityinChina[J].egionalSustainability,021,2(3).SharmaAshpreet,KathuriaLalitMohan,KaurTanveen.Analyzingrelativeexportcompetitiveness