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中国食糖进口贸易的大国效应分析兼论当前中国食糖进口激增的影响
１ 引言中国是世界上主要的食糖生产和消费国之一,食糖是关系国计民生的重要物资之一.因此,一直以来,中国食糖供给管理政策均强调食糖的自行供给.加入WTO 之初(２００１年),中国食糖进口量在１００万t左右波动① ,而自２００８年以来,持续受国内外食糖价差的影响(国内食糖高于国外),中国食糖进口量呈现出了激增的态势① ,其进口规模由２００８年的１０２万t增加到了２０１５年的４３０万t,几乎增加了３３倍.而与进口规模快速增加相呼应的是进口依存度② 的不断攀升,中国食糖消费的对外依存度从２０１０年的５１２％上升至２０１５年的２９３１％.与此同时,中国食糖进口量占世界食糖进口总量的比重份额也不断上升(由２００１年的２９８％上升到２０１５年的８４５％).① 关于食糖进口激增更严谨的学术定义,FAO２０１４年在罗马召开商品问题委员会第七十届会议时,在其会议文件中阐述了关于“进口激增”这一概念的内涵,并且给出了评估和衡量进口激增的方法,本文通过采用此种方法,并且在不同阈值水平下,都发现中国食糖的进口在２０１０/２０１１年度、２０１１/２０１２年度都出现了进口激增的情况,限于文章篇幅,具体的分析过程不在此列出.② 食糖国内市场份额反映食糖在国内市场上的占有率,食糖国内市场份额＝国产食糖消费量/国内食糖消费量.③ 在选取样本数据的尺度节点时,既要考虑到数据的可得性,也要考虑到模型所需的最小样本容量,同时还要考虑到数据的平稳性检验时所体现出的数据特征,基于此,笔者在对所选样本数据的月度数据和季度数据分别进行平稳性检验时,发现所有变量的季度数据在平稳性特征方面体现出了一致性,而月度数据出现了差异,因此,季度数据更符合后续模型分析的要求,故选用季度数据. 根据国内食糖供需平衡状况来看,当前食糖进口中很大一部分是为了弥补国内食糖的产需缺口.而且随着“农产品适度进口、充分利用国内外两个市场和两种资源的农业发展战略”的实施(２０１４年１号文件),当前食糖大规模进口的态势可能仍将持续,因此根据中国食糖长远供需平衡的状况来看,未来中国食糖消费的对外依存度还有可能会进一步提高(倪洪兴,２０１４).所以随着中国农产品市场开放程度的加深,以及随着中国食糖进口规模的增加,中国食糖进口量占世界食糖进口量的比重可能会继续加大,国内外食糖的联动性可能会进一步增强,故食糖持续的大规模进口与国内外食糖之间存在何种动态关系,尤其是当前中国食糖进口贸易是否存在大国效应,即当前中国食糖进口大规模增加是否会显著抬升国际食糖市场,都是值得探讨的问题,为此本文将采用动态模型对这一问题进行探讨求证.２ 方法与数据介绍VAR模型及模型的脉冲响应分析、方差分解等程序,作为分析复杂经济系统内生变量受到外部冲击时所采用的经典方法,适合本研究的需要,故本研究选VAR 模型方法.具体到变量的选取上,本文模型选择中国食糖进口量、国内食糖和国际食糖作为研究变量,变量数据以季度数据为尺度节点③ ,通过计量实证的研究方法,分析各个变量样本数据之间的关系,以及变量样本数据之间的作用方向和强度,从动态的视角来对中国食糖进口贸易是否存在大国效应进行分析求证.
关于本研究的数据来源,其中食糖进口量数据,以中国海关总署公布的食糖进口量数据为基准,来自中国海关数据库,其中样本数据值为每个季度内中国食糖进口量各月的加总,其单位为t,食糖进口量记为IM;国内食糖以柳糖现货合同价为基准,数据来自于Wind数据库资讯,其中样本数据为每个季度内柳糖现货合同价的均值,其每吨单位为元,国内食糖记为DP;国际食糖市场以伦敦原糖离岸价为基准,数据来自Wind数据库资讯,其中样本数据为每个季度内伦敦原糖离岸价均值,其每吨原始单位为美元,经过中国人民银行公布的人民币和美元之间的季度汇率每吨换算成元,国际食糖记为IP.本研究数据的样本区间为２００２年第二季度至２０１６年第四季度,使用SPSS２００软件,对３个变量所代表的初始样本数据进行描述性统计分析结果如表１所示,从数据处理结果来看,样本数据量值过大,考察变量的变化可能会出现显著性不足的问题.故为了便于考察变量变化的显著性,后文中各变量均取自然对数进行处理,变量分别记为lnIM、lnDP和lnIP.
３ 数据平稳性检验与VAR模型构建由于存在时间趋势的变化特征,经济数据可能为非平稳性序列,如果直接使用这种潜在的非平稳时间序列进行分析,则很可能会出现虚假相关和伪回归问题,所以一般在使用时间序列模型进行分析时,为了避免虚假回归现象出现,都要求变量数据为平稳时间序列数据,或存在协整关系.因此,下面首先对选取的各个样本变量数据进行ADF单位根检验,再采用Johansen协整检验方法对各个变量之间长期稳定的均衡关系进行检验,然后构建VAR模型,数据检验和模型构建的分析工具是计量软件Eviews８０.３１ 单位根检验 ① 根据协整检验要求的临界值概率标准,００１、００５和０１都是符合要求的标准.一般情况下,若最大特征值和迹统计量检验结果不一致,那么以迹统计量的检验结果为准,因为迹统计量更有效.所以在符合统计要求的前提下,可以对最大特征值的临界值概率要求放宽标准,从而使两个检验指标的检验结果达成一致. 在计量软件中,选用ADF单位根检验法,对食糖的进口量、国内与国际的水平序列数据和一阶差分序列数据的平稳性进行检验,即可得到表２和表３中单位根的检验结果.通过表２和表３中的结果可以看出,在１％的显著性水平上,变量的样本数据水平序列为非平稳序列,而取一阶差分之后,都成为平稳的时间序列,故变量的样本数据皆为一阶单整的平稳时间序列,因此可以进入到下一步的协整检验中.表２ 水平序列的ADF单位根检验结果变量ADF统计量检验类型１％临界值检验结论lnDP －１３７ C,０,L＝１ －３５５ 不平稳lnIM －１９２ C,T ,L＝０ －４１３ 不平稳lnIP －１９２ C,０,L＝１ －３５５ 不平稳表３ 一阶差分序列的ADF单位根检验结果变量ADF统计量检验类型１％临界值检验结论DlnDP －５３８ C,０,L＝０ －３５５ 平稳DlnIM －９９５ C,T ,L＝０ －４１３ 平稳DlnIP －６６５ C,０,L＝０ －３５５ 平稳 注:DlnDP、DlnIM、DlnIP分别表示变量的一阶差分,在以上检验中,C 代表截距,T 代表时间趋势,L 代表滞后阶数,其中０代表不包含截距项或者时间趋势,检验中滞后阶数根据施瓦茨信息准则来决定.３２ 协整检验即使单个变量非平稳,但变量之间的线性组合可能平稳或者协整,而如果一组变量存在长期均衡关系,那么这些变量就是协整的.结合数据,利用Johansen协整检验法,通过计量软件Eviews８０对国内食糖、国际食糖和国内食糖进口量之间有无长期稳定的均衡关系进行检验.得到表４中的检验结果,通过结果中的trace统计量值和相伴概率,以及maxＧeigen统计量值和相伴概率① .根据表中结果的检验统计量值和其伴随概率结果(p 值),发现３个变量在００５、０１的显著性水平下,协整检验拒绝了变量之间不存在协整关系和至多存在两个协整关系的原假设,而接受了变量之间至多存在１个协整关系的原假设,因此可以认为３个变量之间存在１个协整关系.即食糖的国内进口量、国内和国际之间存在１个协整关系,因此中国食糖进口量、国内食糖和国际食糖３个变量之间存在长期稳定的均衡关系.
表４ johansen协整检验结果变量原假设Eigen值trace统计量maxＧeigen统计量值检验结论IM/IP/DP不存在协整关系０３５ ４４３２(００３)２３３３?(００６)至多存在１个协整关系０２３ ２０９７(０１８)１４０２(０１３)至多存在２个协整关系０１２ ６９１(００２)６９１(００１)存在一个协整关系 注:?和分别表示其在０１和００５的水平上统计显著,检验统计量值后括号内的数值表示其伴随概率.时间序列数据在一阶差分平稳并且存在协整关系的情况下,可以用来构建VAR 模型(需确保其为平稳的VAR 模型),至于采用原始数据还是一阶差分序列数据,不同的学者采取不同的观点,而根据大多数学者的实证分析惯例来看,学者们往往倾向于使用原始数据(李军和孙彦彬,２００７).一方面其原因在于在实际研究工作中,大多数经济序列数据,往往很难达到所有变量皆平稳的要求;另一方面在于大多数经济理论都是变量的原始取值,而非差分形式,经过差分会把变量原始取值所反映的有价值的信息丢掉(管河山和周丹,２０１６).尤其是在构造VAR 模型后进行脉冲响应分析和方差分解的过程中,大多数学者建议用非平稳下的原序列数据(但需确保构造出的VAR模型为平稳的模型),因为差分后会降低数据分析的有效性(刘罗曼,２０１０).鉴于此,本研究采用原数据序列构造VAR 模型,并直接采用原始数据序列进行脉冲响应分析和方差分解分析.３３ VAR模型构建VAR模型常用于分析随机扰动项(尤其是外部冲击)对多变量经济系统的影响,并且可以在不用考虑经济理论的情况下,直接审视各经济变量之间的内在关系.本研究中构建的VAR 模型,用公式表示如下:Yt ＝α ＋ Σpi＝１βiΔYt－i ＋εt其中E(εt )＝０,E(εt,Yt－i)＝０,i＝１,２,,p.式中,Yt 是(nα１)阶向量构建的同方差平稳的线性随机过程βi 的(n×n)阶矩阵,Yt－i 是Yt 向量的i阶滞后变量,εt 是随机干扰项.为了确定出模型中整体的最佳滞后阶数,本文通过利用LR检验、Schwarz和Akaike信息准则、HannanＧQuinn信息准则,以及最终预测误差等方法进行最佳滞后阶检验,通过不同阶数多次尝试之后的检验结果表明,本研究中VAR模型的最佳滞后期阶数为４阶① ,最终建立的VAR 模型以及模型的各项统计结果如下:lnIMtlnIPtlnDPt?&egre;?÷÷÷＝－１３４０９４０５６?&egre;?÷÷÷＋０１３２ －２４４ ３８８００９ ０８９ ０４０００３ ００４ １２８?&egre;?÷÷÷lnIMt－１lnIPt－１lnDPt－１?&egre;?÷÷÷＋－０１５ ０３９ －１５５－０１１ －０１５ －０３１０ －０１５ －０３９?&egre;?÷÷÷lnIMt－２lnIPt－２lnDPt－２?&egre;?÷÷÷＋０１０ １９７ －１６１００３ －０２８ ０８７００３ ０３ －０１０?&egre;?÷÷÷lnIMt－３lnIPt－３lnDPt－３?&egre;?÷÷÷＋０３２ －０９４ １３２－０１１ ００１ －０４１－００４ －０１７ －０１０?&egre;?÷÷÷lnIMt－４lnIPt－４lnDPt－４?&egre;?÷÷÷＋ε１tε２tε３t?&egre;?÷÷÷表５ 模型的各项统计量值项目RＧsquared AdjRＧsquared Sumsqresids SEequation FＧstatistic Loglikelihood AkaikeAIC SchwarzSClnIM ０７８ ０７２ ９２５ ０４７ １２３９ －２９０２ １５３ ２００lnIP ０８９ ０８６ ０７７ ０１４ ２７９８ ３９１８ －０９５ －０４８lnDP ０９５ ０９４ ０２９ ００８ ６６１８ ６６６３ －１９５ －１４８① 限于文章篇幅,下文对这一选择过程省略,直接给出估计结果. 因为VAR 模型都是非理论性模型,所以本研究对模型中的相关系数矩阵不做深入的解释和说明.而且VAR模型中每个系数只反映一个局部的动态关系,并不能表现整体和全局的复杂动态关系,故无法通过分析模型系数估计值来分析VAR 模型,而一般需要借助脉冲响应函数和方差分解技术等工具来进行进一步的分析.
根据模型设定和后续分析的要求,VAR 模型须为稳定模型,否则VAR 模型需要重新设定.基于计量理论,当VAR 模型所有特征根倒数的模小于１ (即位于单位圆内),则VAR 模型是稳定的,如果有一个或以上的特征根倒数的模等于１ (位于单位圆上),则VAR 模型不稳定.借助计量软件得到的结果,从图１中可以看出AR特征根倒数的模都在单位圆内,故本研究中建立的VAR 模型为稳定模型.
４ 中国食糖进口贸易大国效应的实证分析基于上文已经构建的平稳VAR 模型,下文通过脉冲响应分析和方差分解技术来对变量之间的作用图１ AR特征根的倒数的模的单位圆图示方向和强度进行分析与探讨,进而求证出当前中国食糖进口贸易的大国效应是否存在.４１ 脉冲响应分析脉冲响应指的是当一个冲击或者新的经济变量出现的时候,系统对其所做出的反应,即当方程或者模型的随机误差项受到一个标准差大小的冲击时,内生变量的当期值(或未来值)表现在经济模型(或方程)上的影响(或呈现出的效应).因此脉冲响应分析可以比较直观地权衡这种效应的波动路径,从而阐述变量之间的交互动态作用.基于前述构建的VAR模型,本文使用解析方法(Analytic)计算标准误差进行脉冲响应分析,将脉冲响应分析时期设为２０期,根据得到的脉冲响应函数曲线来分析中国食糖进口量和国内外之间相互作用的动态变化特征.图２中的实线表示各变量变动一个标准差对其他变量的脉冲响应.
根据图２可知,lnIP对lnIM 的冲击呈现出波动的正负向响应,但整体来说,主要以负向响应为主,且响应程度在－００４~００４,并且在第１２期之后就都转为负向响应,响应程度均低于－００２.说明从长期来看,国际市场食糖上涨将会对中国食糖进口规模产生抑制,即一定程度上可能会改善中国食糖进口的贸易条件,扭转当前食糖进口激增的局面.lnIM 对lnIP的冲击,在短期内,整体上呈现出波动的交替正负响应,而在长期则不断正负交替波动并逐渐趋于０.短期内不断正负交替波动,说明lnIM 对lnIP的冲击并不稳定,即没有固定趋势的影响,所以中国食糖进口对国际食糖并没有显著的抬升作用,即中国食糖进口贸易不存在大国效应;而长期内趋于０,则说明lnIM 对lnIP的冲击在长期并不显著,说明长期内,中国食糖进口对国际食糖也没有显著的抬升作用.因此综合长期和短期,从食糖的进口规模和国际之间关系来看,中国食糖进口贸易并不存在抬升国际市场食糖的市场势力,即中国食糖进口贸易不存在大国效应.
图２ 食糖的脉冲响应分析结果 lnDP对lnIM 的冲击影响整体表现为较弱的正向效应,并且在第４期和第７期响应程度达到最大值,为００２３,而在第７期之后,响应程度便呈现出下降趋势,并且在第１７期时降为０,到第１８期之后转为微弱的负向冲击响应.由此说明,从食糖进口量和国内之间的相互关系上看,国内食糖对食糖进口量的影响在短期内较强,但从长期看,随着期数增加,国内食糖对食糖进口量影响趋于减弱.同时结合lnDP和lnIP二者共同对lnIM 的冲击效果来看,说明在远期中国食糖进口主要是为了弥补国内食糖产需的缺口.而lnIM 对lnDP的冲击效应在考察期内表现为持续的正向响应,从第２期开始不断波动上升,并且在第１０期时响应程度达到最大,为０１７,随后便呈现出微弱的下降趋势,并且在考察期内,一直保持在００９以上的响应程度.由此说明,中国食糖进口量对国内食糖的影响程度非常高,无论是从短期来看,还是从长期来看,食糖进口量都对国内食糖形成了较大的冲击影响.４２ 方差分解分析方差分解阐释了系统变量在面临一个单位的冲击之后,以变量推断误差百分比的形式呈现各个变量之间交互作用的强度,其机理是根据系统内部本身的构成,将其内部具体内生变量的变动分解为各个方程模型的随机扰动项,以及相互联系的各个组成部分,从而可以更清晰探究方程内生变量的相对重要性.因此为了确定中国食糖进口量、国际食糖变量受当期变量和外部冲击的影响程度和贡献程度,下文将结合计量软件Eviews８０ 计算的结果,使用方差分解技术对其影响进行探讨.从图３中可以看出,食糖国际lnIP在考察期内的变动,受自身冲击的解释部分,在第１期至第１０期呈现出不断下降的趋势,从第１期的６０％逐渐下降到第１０期的１５％,在此之后受自身冲击的解释程度便稳定在１５％左右的水平.而受国内食糖lnDP冲击的解释部分则呈现出快速上升的趋势,其解释程度从第１期的４０％上升到第１１期的８３％,随后便一直稳定在８３％的解释水平,但受中国食糖进口lnIM 冲击的解释部分则一直较为稳定,无论是长期,还是短期内,基本保持在３％左右的水平,因此说明无论是在短期内,还是长期内,国际食糖市场受中国食糖进口量的影响均非常微弱,中国食糖进口量并不能显著地抬升国际市场上的食糖,进一步印证了中国食糖进口贸易不存在大国效应.
图３ 食糖的方差分解结果 另外,中国食糖进口lnIM 的变动中,其受自身冲击影响开始时较大,达到１００％,随后其贡献程度逐渐减小,到第１５期时则降为５２％的水平,并且呈现出不断下降的趋势;而受国内食糖lnDP和国际食糖lnIP的冲击影响,开始时较小,而随后逐渐变大,到第１１期时,中国食糖进口lnIM 的变动中,国内食糖lnDP和国际食糖lnIP冲击的解释程度达到了２１％,并且随后国内食糖的解释程度进一步上升,到第１９期时达到了３４％的水平,而国际食糖则下滑至１８％ 的解释水平,这也从侧面印证了当前阶段(短期内)国内外食糖的价差,是导致中国食糖进口激增的主要原因之一,而在长期内,其影响则呈现出弱化的趋势.５ 结论与对策建议５１ 研究结论本文在实证分析过程中,选择了食糖进口量(IM)、国内食糖(DP)、国际食糖(IP)３个变量作为构建VAR 模型的变量,并在对数据进行平稳性分析的基础上,建立了滞后阶数为４阶的平稳VAR 模型.最后通过运用脉冲响应分析和方差分解等技术,从动态视角对中国食糖进口贸易大国效应进行了实证检验.研究发现,无论是在短期内,还是在长期内中国食糖进口贸易均不存在大国效应,即当前中国食糖大规模进口,甚至是进口激增态势的出现并不会显著抬升国际市场的食糖.其原因可能与当前中国食糖进口规模占世界食糖进口规模的比例依然偏低有关,至２０１５年时这一比例为８５％,远远不及中国大豆进口量占世界大豆贸易量７０％的比例(２０１６年数据),因此中国食糖进口贸易的市场势力依然不足以影响世界市场食糖的.同时也可能与中国食糖进口贸易中实行的配额管理等流通管理体制,以及与国际食糖市场被高度干预有关.
同时还可以得出以下结论:①食糖进口量对中国国内食糖的影响程度非常高,无论是从短期来看,还是从长期来看,食糖进口量都对国内食糖形成较大的冲击影响.②国内食糖对食糖进口量的影响在短期内较强,但从长期来看,随着期数增加,国内食糖对食糖进口量影响趋于减弱.同时结合lnDP和lnIP二者共同对lnIM 的冲击效果来看,说明在长期内,中国食糖进口主要是为了弥补国内食糖产需的缺口.而结合lnIM 的方差分解结果中lnDP和lnIP二者对lnIM 的贡献程度来看,说明国内外食糖的价差是导致短期内中国食糖进口激增的主要原因之一.③食糖国际的上涨,从长远来看将会对中国食糖进口规模产生抑制,可能会在一定程度上改善中国食糖的贸易条件,从而扭转当前食糖进口激增的局面.
５２ 政策建议(１)需要对食糖进口贸易大国效应发生的条件性有比较充分的认识,即食糖进口贸易的大国效应,在产生的过程中存在着过程性和阶段性.而从国际经济学贸易利得和资源配置的边际成本上看,对于保障国内食糖的稳定供给,以及维护国内食糖产业的产业安全,无论是完全依靠国内资源、市场,抑或完全依赖于国际食糖市场,都是不经济和不理性的行为.囿于当前中国食糖进口贸易不存在大国效应,表明中国食糖产业未来的发展,在利用国际食糖市场和国外农业资源上还存在较大的空间,因此在保障国内食糖产业平稳健康可持续发展的基础上,制定一个合理的食糖进口规模和所允许的食糖对外依存度水平,最大限度地利用国际食糖市场和国际食糖产业资源,对于解决当前中国食糖产业安全和发展转型问题是比较可取的方法之一.
(２)从长期来看,随着中国食糖进口规模占世界食糖贸易的比重呈现出逐渐加大的趋势,也就意味着中国食糖进口贸易对国际食糖市场的影响将会趋于加强,中国食糖进口的大国效应有可能会显现.但另一方面也应该认识到大国效应具有两面性,大国效应虽然可能造成国际市场紧张,甚至造成一国获取外部商品的成本变大,从而限制了其利用国际市场的能力,但是从另一个角度来看,大国效应本身也意味着一国在国际商品市场上拥有较大的影响力,从而在某种程度上为其提供了买方的垄断权力,为一国利用国际商品市场平衡国内供需提供了便利和机遇,所以即使存在大国效应,也并不必然会成为中国食糖进口贸易的障碍.因此,充分认识到大国效应的积极作用,对于合理利用国际食糖市场,从而服务于中国食糖产业的长期政策目标和食糖产业的战略部署很有必要.
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