王晶　趙囡囡

摘要：通過建立向量自回歸誤差修正模型對我國大豆油進口長期和短期的需求彈性影響因素進行了分析。結(jié)果表明：從長期來看，我國大豆油的進口需求與相對價格、匯率、國內(nèi)產(chǎn)量呈負(fù)相關(guān)，與收入水平呈正相關(guān)；從短期來看，相對價格、匯率和國內(nèi)產(chǎn)量與進口需求呈正相關(guān)，但這種趨勢逐漸減弱。短期內(nèi)收入增加，進口需求也會增加，收入彈性短期明顯高于長期。格蘭杰因果關(guān)系分析表明，從長期來看，相對價格、匯率、國內(nèi)產(chǎn)量和收入水平都是我國大豆油進口增加的原因；而從短期來看，只有相對價格和收入是我國大豆油進口的原因。

關(guān)鍵詞：大豆油；進口需求；決定因素

中圖分類號： F746.11文獻標(biāo)志碼： A文章編號：1002-1302（2015）11-0547-04

收稿日期：2014-11-04

基金項目：黑龍江省教育廳人文社會科學(xué)項目（編號：12542018）。

作者簡介：王晶（1975—），女，黑龍江哈爾濱人，博士，副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向為國際貿(mào)易理論與政策。E-mail：neautrade@163.com。大豆油一直以來都是我國居民日常生活必需品之一，隨著人民生活水平的提高，人們對油脂攝入的需求也相應(yīng)增加，因此我國居民人均大豆油消費量呈現(xiàn)出不斷增加的趨勢。從大豆油進口的貿(mào)易政策來看，我國從2006年起取消大豆油關(guān)稅配額制和準(zhǔn)國家專營制，進口只征收9%的關(guān)稅，進口管理的相對寬松，使得近些年來我國大豆油進口呈現(xiàn)出快速增長的態(tài)勢，據(jù)美國農(nóng)業(yè)部2012年的最新統(tǒng)計，我國已經(jīng)成為世界上最大的大豆油進口國。大量進口大豆油，必然會加大我國對進口產(chǎn)品的依賴，在一定程度上對我國的植物油產(chǎn)業(yè)安全產(chǎn)生影響，因此對我國大豆油進口的決定因素進行研究，對掌握我國大豆油貿(mào)易的發(fā)展規(guī)律，在此基礎(chǔ)上為保障我國大豆油的有效供給提出政策建議具有重要的作用。

婁源功分析了加入世貿(mào)組織對我國大豆油貿(mào)易發(fā)展的影響，認(rèn)為進口大豆油由于其低價的優(yōu)勢，進口量將大幅度增加，這對我國的大豆種植業(yè)和大豆油加工企業(yè)將會產(chǎn)生較大的影響[1]。沈瓊等研究認(rèn)為，從我國大豆油貿(mào)易的發(fā)展趨勢上看，大豆油的進口將繼續(xù)保持增長的趨勢，最終將會影響國內(nèi)植物油消費結(jié)構(gòu)的變化[2]。趙麗佳等通過計算我國大豆油的進口依賴性和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)安全的評價指標(biāo)，認(rèn)為我國大豆油的進口可靠性較高，大豆油產(chǎn)業(yè)由于進口程度較高而處于危機狀態(tài)[3]。高穎等研究認(rèn)為，我國大豆和大豆油進口之間存在競爭的關(guān)系，隨著外資企業(yè)逐步進入，大豆油的進口數(shù)量會進一步減少[4]。以上學(xué)者對我國大豆油的進口需求問題進行的研究都只是對我國大豆油貿(mào)易的發(fā)展趨勢和產(chǎn)業(yè)安全等方面進行分析，沒有從大豆油進口需求彈性和影響因素角度進行研究。本研究主要分析我國大豆油進口的決定因素，進而發(fā)現(xiàn)我國大豆油進口貿(mào)易的發(fā)展規(guī)律，從而為我國大豆油貿(mào)易的發(fā)展提出政策建議。

1我國大豆油貿(mào)易和生產(chǎn)發(fā)展現(xiàn)狀分析

圖1反映了我國大豆油1978—2010年間對外貿(mào)易和國內(nèi)產(chǎn)量的變化趨勢，從中可以看出，我國大豆油生產(chǎn)在1978—1992年間保持比較穩(wěn)定的狀態(tài)，年產(chǎn)量最低為1978年的53.7萬t，此后出現(xiàn)微增長的趨勢，到1989年增長到9582萬t，而后到1992年又下降至89.5萬t。在1978—1992年這個階段，我國的大豆油貿(mào)易也維持在比較低的水平，1984年大豆油進口量只有5 566 t，1990年最高的進口數(shù)量也只有24.96萬t，其余年份的進口量均在20萬t以下；從出口來看，我國大豆油的出口量非常低，其中1981年大豆油出口量只有4 t，1990年最高也只有2.78萬t，其余年份均在1萬t以下。可見我國大豆油貿(mào)易在此階段主要是進口貿(mào)易，出口規(guī)模非常小，因此我國大豆油貿(mào)易呈現(xiàn)出貿(mào)易逆差的態(tài)勢，除了1984年有2 994 t的貿(mào)易順差外，其余年份我國大豆油的進口量均超過了出口量，1990年貿(mào)易逆差更是達到了22.18萬t。

從1993年開始，我國大豆油的生產(chǎn)出現(xiàn)了快速增長的趨勢，1993年大豆油的產(chǎn)量為130.4萬t，此后持續(xù)快速增長，到2010年達到最高峰，產(chǎn)量為917.6萬t，幾乎為1993年產(chǎn)量的8倍。在產(chǎn)量快速增長的同時，大豆油的進口量也呈現(xiàn)出增長的趨勢，但是進口的波動幅度較大。1993年大豆油的進口量只有4.8萬t，1994年進口量快速增加到 65.18萬t，1995年更是增加到103.59萬t，此后進口量開始逐年減少，1996年為76.71萬t，1997年為70.97萬t，到2000年為 13.46萬t，2001年達到最低，只有3.2萬t，只相當(dāng)于1995年進口數(shù)量的1/30。2002年進口量又恢復(fù)至42.36萬t，2004年進口量為158萬t，達到1個小高峰后2005、2006年2年進口量又降至100萬t以下，2007、2008年進口量迅速攀升，2008年達到336.77萬t，此后2年進口量又開始下滑，2010年又降至120.32萬t?？傊?，我國大豆油進口的波動幅度較大，從1993年開始經(jīng)歷了一個先增加后減少、又增加再減少、然后又增加再減少的過程。與大豆油大幅度波動的進口不同，我國大豆油出口一直呈現(xiàn)出比較穩(wěn)定的狀態(tài)。我國大豆油出口規(guī)模較小，1993年出口量只有1.64萬t，此后逐年略有增加，1997年達到歷史最高水平，出口量為 55.85萬t，從1997年以后我國大豆油的出口量一直在低水平徘徊，除了2006、2008年出口量超過10萬t以外，其他年份的出口量均在10萬t以下。由于我國大豆油進口規(guī)模較大，出口數(shù)量較小，而且波動幅度較小，因此我國大豆油貿(mào)易在1993—2010年間除了2001有2.87萬t的順差外，其余年份一直保持在進口大于出口的狀態(tài)，而且貿(mào)易差額的表現(xiàn)形式完全是由進口的變化引起的。

圖2反映了我國大豆油進口來源地的市場份額情況，從圖中可以看出我國大豆油的進口來源地相對來說比較集中，阿根廷、巴西和美國是我國最重要的3個大豆油進口來源地。1992—2011年這20年間，我國從這3個國家進口的大豆油占我國全部大豆油進口量的90%以上，尤其是自中國加入世貿(mào)組織以來，我國從這3個國家進口的大豆油份額更是進一步增加，達到全部大豆油進口量的95%以上。1998年之前，我國從巴西進口的大豆油占我國全部大豆油進口量的一半以上，1996年更是占我國大豆油進口量的73.85%。但從1998年開始我國從阿根廷進口大豆油的數(shù)量開始增加，2001—2009年間我國從阿根廷進口的大豆油占我國全部大豆油進口量的60%以上。從美國進口大豆油的份額相對來說較小，尤其是我國入世之后從美國進口的大豆油份額開始一直保持在10%以下，2010、2011年有所增加，達到20%?？傊覈蠖褂瓦M口基本來自這3個國家，他們之間的市場份額是此消彼長的。

2我國大豆油進口需求方程和數(shù)據(jù)來源

2.1進口需求方程

根據(jù)Mah（1994年）、 MasihandMasih（2000年）、 Hamori和Matsubayashi（2001年）、Mayumi（2012年）等學(xué)者的研究成果，構(gòu)建進口需求方程如下所示：

式中：LM表示我國大豆油進口的數(shù)量，t；LP表示國內(nèi)外大豆油的相對價格；LR表示人民幣與美元的匯率；LQ表示我國大豆油的年產(chǎn)量；LGDP表示我國的國民收入；所有的變量都采用對數(shù)的形式；α1的預(yù)期符號為負(fù)，根據(jù)需求理論進口相對價格提高，進口數(shù)量必將減少；α2的預(yù)期符號應(yīng)該為負(fù)，外國貨幣匯率的提高意味著本國貨幣貶值，會使國內(nèi)消費者要以更高的價格購買進口商品，因此進口會相應(yīng)減少；α3的預(yù)期符號為負(fù)，國內(nèi)的產(chǎn)量越高意味著進口需求越少；α4的預(yù)期符號為正，因為收入越高需求能力越強，進口也就相應(yīng)增加。

2.2數(shù)據(jù)來源

本研究中大豆油的進口數(shù)量和產(chǎn)量來自FAO數(shù)據(jù)庫，人民幣對美元匯率來自《中國統(tǒng)計年鑒》，大豆油的相對價格來自《中國物價年鑒》，國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫，時間跨度為1978—2010年。

3我國大豆油進口的長期和短期決定因素分析

3.1單位根檢驗

如果對非平穩(wěn)的時間序列進行最小二乘估計會產(chǎn)生偽回歸的問題，因此Granger（1981年）、Engle和Granger （1987年）提出用協(xié)整方法來估計非平穩(wěn)時間變量之間的關(guān)系。協(xié)整方法不僅可以描述非平穩(wěn)時間序列之間的長期均衡關(guān)系，同時誤差修正模型也可以發(fā)現(xiàn)變量對長期均衡在短期內(nèi)偏離情況。若一個時間序列經(jīng)過d次差分后是平穩(wěn)的，即認(rèn)為這個序列是d次單整的，用I（d）表示，多數(shù)經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)的，因此在分析變量之間的相互關(guān)系時需要對各個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。在本研究中采用ADF和PP檢驗來判斷變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。本研究采用3種形式來進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果表明，無論是含趨勢和截距還是不含趨勢和截距項，各個變量都是含有單位根的，在對變量進行差分后發(fā)現(xiàn)各個變量經(jīng)過一階差分后都是平穩(wěn)的，變量都是同階單整的，因此可以進行協(xié)整檢驗觀察變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系。

3.2協(xié)整檢驗

為了檢驗我國大豆油進口需求的各個影響因素是否存在長期協(xié)整關(guān)系，本研究采用Johansen（1988年）和Juselius（1990年）提出的檢驗多個方程之間協(xié)整關(guān)系的方法，利用VAR模型來檢驗協(xié)整關(guān)系，這種方法的特點是將所有的變量都視為內(nèi)生的。如果VAR模型中的變量是不平穩(wěn)的，但經(jīng)過差分后變量是同階平穩(wěn)的，那么這些變量之間必存在協(xié)整關(guān)系，可以通過構(gòu)建向量誤差修正模型來反映他們之間的關(guān)系，其中β′yt-1=ecmt-1 為誤差修正項，反映了變量之間的長期均衡關(guān)系，所有作為解釋變量差分項的系數(shù)反映各個變量短期波動對作為被解釋變量的短期變化的影響[5]。采用誤差修正模型的方式進行協(xié)整檢驗，需要確定誤差修正模型的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)太少將導(dǎo)致序列自相關(guān)，滯后階數(shù)太多會使模型消耗過多的自由度，從而樣本偏小[6]。在檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系之前，首先需要根據(jù)無約束的VAR模型確定最優(yōu)滯后期，通過AIC、SC、HQ、FPE、LR原則來進行選擇，如果在樣本很小的情況下，AIC準(zhǔn)則要高于其他確定最優(yōu)階數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)[7]。根據(jù)這一原則，本研究無約束VAR模型的最優(yōu)階數(shù)為3，因此VECM模型選取滯后階數(shù)為2。

誤差修正模型估計結(jié)果如表3所示，通過協(xié)整模型，可以描述大豆油進口需求的長期影響關(guān)系和需求彈性。從長期來看，大豆油的進口相對價格與進口需求呈負(fù)相關(guān)，進口相對價格提高1%，會使進口量減少1.795%，可見我國大豆油進口是富有價格彈性的。匯率與進口需求也呈負(fù)相關(guān)，匯率上升1%，年進口需求就會減少1.253%。從進口需求與國內(nèi)生產(chǎn)之間的關(guān)系來看，國內(nèi)產(chǎn)量增加，大豆油進口量將會減少，國內(nèi)產(chǎn)量增加1%，進口減少1.578%；國內(nèi)收入增加，大豆油進口量也會相應(yīng)增加，收入增加1%，大豆油進口量增加1.294%，可見我國大豆油進口需求是富有彈性的。在誤差修正模型結(jié)果中，可以看到誤差修正項ECMt-1符號為負(fù)并且是顯著的。從短期來看，相對價格對大豆油進口產(chǎn)生顯著的影響，但是這種影響與長期不同，相對價格提高會使進口需求增加，外國貨幣升值，我國大豆油的進口需求也增加，但是這種對長期均衡變量的趨勢逐漸在減弱。國內(nèi)產(chǎn)量在短期也呈現(xiàn)出與長期不一樣的變化，從短期來看，大豆油國內(nèi)產(chǎn)量增加，進口量也增加，但這種趨勢也在逐漸減弱。收入在短期表現(xiàn)出與長期一致的趨勢，即收入增加進口需求也會增加，同時大豆油進口在短期表現(xiàn)出非常高的收入彈性，這與長期相比有很大的不同。

3.3格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗和誤差修正模型描述了變量之間的長期關(guān)系和短期內(nèi)變量對長期均衡的偏離情況，但是不能反映各個變量之間的因果關(guān)系，而要分析我國大豆油進口各個變量之間的因果關(guān)系，需采用格蘭杰因果檢驗法來進行分析。誤差修正模型[如公式（4）所示]存在長期和短期2種因果關(guān)系，ECMt-1通常用來決定長期的因果關(guān)系和如果存在外部沖擊后向長期均衡收斂的速度。在分析短期格蘭杰因果關(guān)系時，采用WALD檢驗來進行判斷。在公式4中，如果i=0表明進口相對價格不是我國大豆油進口的格蘭杰原因，如果φi=0表明匯率不是我國大豆油進口的格蘭杰原因，同樣如果 γi=0、λi=0分別表明國內(nèi)大豆油產(chǎn)量和國內(nèi)收入水平不是我國大豆油進口的格蘭杰原因。檢驗結(jié)果如表4所示。從長期因果關(guān)系來看，進口相對價格、匯率、國內(nèi)產(chǎn)量和國內(nèi)生產(chǎn)總值是我國大豆油進口的格蘭杰原因，也就是說從長期來看，這些因素的變化都會導(dǎo)致我國大豆油進口的變化。從短期因果關(guān)系的檢驗結(jié)果來看，相對價格和國內(nèi)生產(chǎn)總值是我國大豆油進口的格蘭杰原因，這說明在短期內(nèi)大豆油進口主要是受相對價格和國民收入變化的影響，匯率和國內(nèi)產(chǎn)量不是我國大豆油進口增加的原因。

4結(jié)論和政策建議

本研究通過建立向量自回歸誤差修正模型對我國大豆油的進口需求長期和短期影響因素進行了分析，分析結(jié)果表明從長期來看我國大豆油的進口需求與進口相對價格、匯率、國內(nèi)產(chǎn)量呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)，與收入水平呈正相關(guān)，但我國大豆油進口需求價格彈性和收入彈性都是大于1的。從短期影響因素來看，收入對進口需求的影響是顯著的，收入彈性要明顯高于長期。從長期格蘭杰因果關(guān)系的分析結(jié)果來看，相對價格、匯率、國內(nèi)產(chǎn)量和收入水平都是我國大豆油進口量增加的原因；而從短期來看，只有相對價格和收入是我國大豆油進口的格蘭杰原因。我國大豆油進口量增加的主要原因來自于進口產(chǎn)品價格的優(yōu)勢，而且我國大豆油進口需求是富有價格彈性的，因此，降低國產(chǎn)大豆油的價格是提升我國大豆油競爭力的一個重要手段。我國《食品工業(yè)“十二五”發(fā)展規(guī)劃》指出，為提升食用植物油自給水平，我國將穩(wěn)定傳統(tǒng)大豆油生產(chǎn)，鼓勵并支持國內(nèi)有條件的企業(yè)“走出去”，合作開發(fā)棕櫚、大豆、葵花籽等食用油資源，建立境外食用油生產(chǎn)加工基地，構(gòu)建穩(wěn)定的進口多品種油料和食用植物油源的保障體系。

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