中國糧食進口貿(mào)易的“大國效應(yīng)”檢驗
——基于2002—2019年分類數(shù)據(jù)

□黃 鴻，陳 軍

（新疆師范大學(xué)商學(xué)院 新疆 烏魯木齊 830017）

1 研究背景

1973年，聯(lián)合國糧農(nóng)組織首次提出了糧食安全的概念。無論是在政治、軍事還是經(jīng)濟上，確保糧食安全都具有重大意義。美國前國務(wù)卿基辛格曾經(jīng)說過：“誰控制了糧食，就控制了人類。”因此，糧食安全是穩(wěn)定時局、治國安邦和維護國家經(jīng)濟健康發(fā)展的基石。

在研究糧食安全的過程中，有一種現(xiàn)象引起了學(xué)者的注意：當(dāng)一個國家的某種商品出口量或者進口量占全世界出口量或者進口量的比重較大時，會對該商品的國際價格產(chǎn)生影響，即所謂的“大國效應(yīng)”。但是，不同的學(xué)者對“大國效應(yīng)”的定義不盡相同。在閱讀了相關(guān)文獻和書籍后，對“大國效應(yīng)”作出如下定義：當(dāng)一個國家大量進口某種商品時會引起該商品國際價格上升，當(dāng)該國減少對該商品的進口時，會導(dǎo)致該商品國際價格下降。如果具有“大國效應(yīng)”的大國進口糧食數(shù)量在某一段時間激增，會導(dǎo)致國際糧價上漲，這會大大增加糧食進口的成本。眾多學(xué)者對中國糧食進口貿(mào)易是否存在“大國效應(yīng)”這一問題進行了驗證。

李曉鐘和張小蒂（2004）[1]以小麥和稻米為例，運用斯皮爾曼等級相關(guān)系數(shù)、因果檢驗和回歸分析等方法分析了1995—2003年的相關(guān)數(shù)據(jù)，結(jié)果顯示，中國糧食進口貿(mào)易中的“大國效應(yīng)”在一定的條件下才會顯現(xiàn)。

楊燕和劉渝琳（2006）[2]以小麥為例，利用1983—2003年的國際貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗進行了實證分析，認(rèn)為中國的糧食進口貿(mào)易中存在著扭曲的“大國效應(yīng)”。

孫致陸和李先德（2015）[3]以小麥、大麥、玉米、稻米和大豆為例，運用VAR 模型、脈沖響應(yīng)分析和方差分解等方法分析了1995—2014年的貿(mào)易數(shù)據(jù)，認(rèn)為中國小麥和稻米進口都不存在“大國效應(yīng)”，稻米、玉米和大豆進口在短期內(nèi)存在一定的“大國效應(yīng)”。

呂辛（2015）[4]以大豆為例，構(gòu)建VAR 模型和SMR模型，對2001—2014年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，認(rèn)為大豆進口貿(mào)易中具備一定的“大國效應(yīng)”。

鐘鈺等（2015）[5]以稻米、小麥和玉米為例，采用GMM估計分析法分析了2010—2014年的數(shù)據(jù)，得出中國糧食進口和國際糧食價格之間存在較為顯著的正向彈性關(guān)系。

王新華等（2017）[6]選取了1990—2012年中國糧食進口量、出口量和國際糧食價格的年度數(shù)據(jù)進行研究，得出中國糧食進口存在“大國效應(yīng)”，糧食出口不存在“大國效應(yīng)”，玉米和大豆進口存在“大國效應(yīng)”，稻米出口存在一定的“大國效應(yīng)”。

龔謹(jǐn)?shù)龋?018）[7]以大麥為例，選取2012—2016年相關(guān)數(shù)據(jù)，采用OLS 估計法分析澳大利亞、加拿大和法國大麥在中國大麥進口市場的勢力，得出中國大麥進口貿(mào)易具有“大國效應(yīng)”。

從已有的研究來看，因為采取的時間、數(shù)據(jù)樣本和選用的研究方法有所不同，所以得出的結(jié)論存在差異性。同時這些研究也存在一定的局限性：研究對象的單一對于整體糧食進口分析而言稍顯片面，并且價格是隨時間波動的指標(biāo)，以年為計數(shù)單位的時間樣本并不能很好地反映進口量與價格之間的關(guān)系，同時選擇樣本時期不可忽略糧食凈進口的時期。本研究選用小麥、稻米、玉米和大豆四大主糧為研究對象，考慮數(shù)據(jù)的可得性并結(jié)合中國四大主糧貿(mào)易狀況，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、VAR 模型和脈沖響應(yīng)分析等計量方法對中國糧食進口是否存在“大國效應(yīng)”進行分析。

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)選取

選取小麥、玉米、稻米和大豆的進口量月度數(shù)據(jù)和國際價格月度數(shù)據(jù)作為實證分析的數(shù)據(jù)。考慮到四大主糧各自持續(xù)轉(zhuǎn)為凈進口的時間，選取2009年1月至2019年12 月為小麥進口的時間樣本，選取2010年1 月至2019年12 月為玉米進口的時間樣本，選取2012年1 月至2018年12 月為稻米進口的時間樣本，選取2002年1 月至2019年12 月為大豆進口的時間樣本，數(shù)據(jù)來源于中國海關(guān)。小麥的國際價格為美國一號硬紅冬小麥墨西哥灣離岸價格，玉米的國際價格為美國二號黃玉米墨西哥灣離岸價格，稻米的國際價格為泰國5%破碎率的白稻米曼谷離岸價格，大豆的國際價格為美國大豆鹿特丹到岸價格。以上數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫，所有數(shù)據(jù)在研究中均采取自然對數(shù)的形式。

2.2 單位根檢驗

時間序列大多不具備平穩(wěn)性。如果變量非平穩(wěn)，可能會出現(xiàn)偽回歸。因此，先對小麥、玉米、稻米和大豆的進口量以及國際價格進行ADF 單位根檢驗，見表1。其中，lnPW、lnPM、lnPR、lnPS 分別代表小麥、玉米、稻米和大豆的月度國際價格，lnQW、lnQM、lnQR、lnQS 分別代表中國小麥、玉米、稻米和大豆的月度進口量。檢驗形式為反復(fù)試驗，通過判定時間趨勢項、常數(shù)項、ADF 統(tǒng)計量前的系數(shù)是否顯著來確定。滯后階數(shù)選擇DW 值最小時的階數(shù)。從表1 中得知，在一階差分后所有變量均為平穩(wěn)序列，因此上述8 個變量均為一階單整。

表1 ADF 單位根檢驗結(jié)果

2.3 Johansen 協(xié)整檢驗

選用Johansen 協(xié)整檢驗來檢驗中國四大主糧進口量和國際價格是否存在著長期的協(xié)整關(guān)系。Johansen 協(xié)整檢驗是一種基于VAR 模型的檢驗方法。傳統(tǒng)的VAR 理論要求在該模型中的每一個變量必須是平穩(wěn)的，非平穩(wěn)時間序列需要經(jīng)過差分得到平穩(wěn)序列后再建立VAR 模型，這樣的做法很可能導(dǎo)致水平序列中原有的信息受到損失，但是隨著協(xié)整理論不斷完善和發(fā)展，即使是非平穩(wěn)時間序列，只要各變量之間存在協(xié)整關(guān)系也可以直接建立VAR 模型[8]。因所有變量均為一階單整，所以可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗。從表2 中可以得出，四大主糧的進口量和國際價格之間均存在協(xié)整關(guān)系，即存在著長期均衡。

表2 Johansen 協(xié)整檢驗結(jié)果

2.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)通常用來檢驗系統(tǒng)的穩(wěn)定性。用脈沖響應(yīng)來進一步分析糧食價格和糧食進口量受到?jīng)_擊時各自的變化。然而，只有在建立的VAR 模型是平穩(wěn)的條件下才可以進行脈沖響應(yīng)分析。在對構(gòu)建的VAR 模型進行了平穩(wěn)性檢驗后（文中不再展示VAR模型），結(jié)果顯示其特征根的倒數(shù)值全部落在單位圓之內(nèi)，這表明VAR 模型平穩(wěn)，因此可以繼續(xù)進行脈沖響應(yīng)分析。

如圖1 所示，當(dāng)給小麥進口量一個正向沖擊后，小麥的國際價格在短期內(nèi)出現(xiàn)了程度非常小的正向調(diào)整，響應(yīng)程度僅0.001；從第三期開始呈現(xiàn)出持續(xù)的負(fù)向調(diào)整，但程度也非常小，最高響應(yīng)程度為-0.007。當(dāng)給小麥國際價格一個正向沖擊后，小麥進口量也在短期表現(xiàn)為正向調(diào)整，在第二期到達了0.061；從第四期開始出現(xiàn)長期且持續(xù)的負(fù)向調(diào)整，最高響應(yīng)程度為-0.065。結(jié)合中國進口小麥情況來看，中國進口小麥數(shù)量占世界小麥總進口量很小，結(jié)合小麥脈沖響應(yīng)分析所顯示出來的結(jié)果可見，小麥國際價格受到中國小麥進口數(shù)量變化的影響并不明顯，從長期來看，中國小麥的進口量會因為小麥國際價格的上漲受到抑制。所以，中國小麥進口不存在所謂的“大國效應(yīng)”。

如圖2 所示，當(dāng)給玉米進口量一個正向沖擊后，玉米價格呈現(xiàn)持續(xù)的正向調(diào)整，第三期為最高響應(yīng)程度0.011，后續(xù)持續(xù)減弱至0.002；當(dāng)給玉米國際價格一個正向沖擊后，從第二期開始，玉米進口量表現(xiàn)為持續(xù)的負(fù)向調(diào)整，響應(yīng)值最高為-0.05。由此可見，當(dāng)中國玉米進口量增加時，短期內(nèi)會導(dǎo)致玉米的國際價格上漲，這也同近年來中國玉米進口量高的事實相符合。結(jié)合脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，從長期來看，玉米國際價格的上漲會導(dǎo)致中國進口玉米決策發(fā)生改變，即減少玉米進口量。總體來看，這種影響并不明顯，也并不持久。因此，中國玉米進口不存在“大國效應(yīng)”。

如圖3 所示，當(dāng)給稻米進口量一個正向沖擊后，稻米國際價格呈現(xiàn)持續(xù)的正向調(diào)整，第三期為最高響應(yīng)值0.012，后續(xù)逐漸下降至0.001。由此可見，在短期內(nèi)，中國稻米進口量激增會使稻米國際價格上漲，但從長期來看這種作用并不明顯。當(dāng)給稻米國際價格一個正向沖擊后，稻米進口量從第二期開始表現(xiàn)為持續(xù)的負(fù)向調(diào)整，最高響應(yīng)值為-0.07。從長期來看，中國稻米進口量會因為稻米國際價格的上漲而減少。所以，中國稻米進口不存在“大國效應(yīng)”。

如圖4 所示，當(dāng)給大豆進口量一個正向沖擊后，大豆國際價格在短期出現(xiàn)正向調(diào)整，接下來短期呈現(xiàn)負(fù)向調(diào)整，在第六期后出現(xiàn)持續(xù)的正向調(diào)整，最高響應(yīng)值為0.006；當(dāng)給大豆國際價格一個正向沖擊后，大豆進口量在第三期至第五期呈現(xiàn)負(fù)向調(diào)整，第六期開始出現(xiàn)持續(xù)的正向調(diào)整，但是調(diào)整程度均不高。雖然大豆進口量在中國糧食進口量中的比重高達80%，但是大豆國際價格變動和中國大豆進口量對彼此的影響程度均不顯著。因此，中國大豆進口不存在“大國效應(yīng)”。

3 結(jié)論及建議

選取了四大主糧凈進口時期（月度）以及相應(yīng)的國際價格（月度）數(shù)據(jù)，并對四大主糧與各自國際價格進行ADF 單位根檢驗和Johansen 協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上構(gòu)建VAR 模型，然后在VAR 模型的基礎(chǔ)上進行脈沖響應(yīng)分析，檢驗結(jié)果顯示，中國小麥、玉米、稻米和大豆的進口貿(mào)易均不存在“大國效應(yīng)”。因此，中國糧食進口的變化不會引起國際糧價的變動。

但是，中國糧食進口來源的集中度非常高，進口來源國也高度集中。擴大進口來源國數(shù)量可以減少中國糧食進口過度依賴極少數(shù)國家的局面，保障中國糧食進口糧源和維持價格穩(wěn)定。同時，為了保持糧源穩(wěn)定，開展多邊糧食貿(mào)易，與農(nóng)業(yè)資源豐富的國家或地區(qū)建立長期穩(wěn)定的合約也是一種有效的手段。當(dāng)前，全球新冠肺炎疫情仍未得到有效控制，糧食安全受到疫情蔓延的影響而具有高度的不確定性，因此國家糧食安全面臨新的挑戰(zhàn)。中國應(yīng)加強疫情對國際糧食生產(chǎn)、貿(mào)易影響的分析研判，準(zhǔn)確把握國際糧食貿(mào)易動態(tài)和走勢[9]。除此之外，監(jiān)測國內(nèi)外糧食價格、生產(chǎn)情況和消費情況等動態(tài)信息也十分重要，可以遏制糧食市場出現(xiàn)不必要的恐慌性購買和囤積行為。

同時，大豆是中國高度依賴的進口產(chǎn)品，新冠肺炎疫情沖擊必定會帶來一些負(fù)面影響。中國應(yīng)提前謀劃，強化監(jiān)測預(yù)警，與主要出口國加強協(xié)調(diào)，力爭把疫情對大豆供應(yīng)鏈的影響降到最低[10]。在非常時期應(yīng)采取超常舉措，有效應(yīng)對各種風(fēng)險挑戰(zhàn)，確保國家糧食安全。