0-模型-中国大豆进口需求分析

中国农村经济 2007.5 - 33 - 中国大豆进口需求分析 高 颖 田维明 内容提要：本文利用差异化的进口需求模型对中国大豆进口需求进行了研究。研究结果 表 关于同志近三年现实表现材料材料类招标技术评分表图表与交易pdf视力表打印pdf用图表说话 pdf 明，中国 对从主要大豆进口国进口来源的大豆数量都是有弹性的，且对美国、巴西、阿根廷等国大豆出口价 格的变化很敏感；而且，在其他条件不变的情况下，当中国的大豆需求增加以后，美国大豆出口的 增加幅度最大，受益最大的可能是美国；其后是阿根廷，巴西。中国自产大豆在国内消费数量中增 加幅度最小，这对中国国内大豆生产者来说是一个警示信号，即中国加工企业对国产大豆的偏好弱， 国内大豆需求增长主要通过进口来满足。 关键词：大豆 进口需求 差异化进口需求函数 20世纪 90年代中期以来，尤其是中国加入世界贸易组织以后，大豆成为中国备受关注的农产 品。人们关注的焦点问 题 快递公司问题件快递公司问题件货款处理关于圆的周长面积重点题型关于解方程组的题及答案关于南海问题 主要集中在大豆进口的急剧增加以及国内大豆产业的变化上。从 1993年开 始，中国放开了对油料市场的管制。随后，在国内市场居民大豆制品消费及饲料工业豆粕消费迅猛 增长的同时，国内大豆生产只实现了缓慢增长，中国开始大量进口大豆，大豆进口的增长速度远远 超过国内大豆产量的增长速度。1993年以来，中国大豆供需的整体趋势表现为产不足需，加入世界 贸易组织以后进口大量增加以满足国内需求，到 2005年，进口大豆数量达到国内产量的 1.5倍，国 内消费六成依靠国际市场。但是，在一些年份，中国国产大豆被大豆加工企业冷落，国内大豆种植 者还面临“卖豆难”的问题。可见，中国大豆进口大量增加不仅仅是产不足需导致的，造成上述现象 还有其他一些原因，但总体来看，国内大豆生产成本持续增加、国外“质优价廉”大豆大量涌入使得 本国大豆产业竞争力下降，是其根本原因。2006年，中国主产区大豆种植面积下降，单产及大豆品 质没有显著提高，价格却受供求关系影响显著下降，这无疑给中国大豆产业的发展带来了严峻的考 验。可以预见的是，在上述力量的作用下，短期内中国大豆进口增加的形势无法逆转。因此，有必 要对中国大豆进口的相关情况进行更加系统和细致的研究。本文的主要目的是推导和估计中国从美 国、巴西和阿根廷进口大豆及其相关产品的需求函数并判断这些产品的进口格局，根据估计结果分 析当中国大豆需求增加以后，从各国进口大豆的优先次序以及中国国内大豆供给增加的份额，在此 基础上判断中国大豆产业未来的发展趋势，并提出相关政策措施，以减少中国在大豆进口过程中的 损失，增加贸易得益。 一、中国大豆进口现状 （一）中国大豆进口总量 20世纪 90年代以来，中国大豆生产虽然有了长足发展，但是，由于城乡居民生活水平迅速提 高，国内对大豆相关产品的需求十分强劲，大豆生产增长赶不上消费需求增长的步伐，从而形成了 中国大豆进口需求分析 -34- 大豆、大豆油全面大量进口的格局。近年来，中国大豆进口量远远超过国内生产量，进口大豆占国 内大豆压榨量的比例在 54%～71%之间，加上进口的成品大豆油折成大豆，进口量已占到总供给量 的 60%～81%（王永刚，2006）。1990～2004 年，中国大豆、油菜籽、花生三种主要油料的进口量 从不到 1万吨增加到 2066万吨，进口数量在十几年间增长了上千倍。在进口油料中，大豆居于绝对 主导地位，中国大豆进口量平均占油料进口总量的 80%以上。2001 年，中国大豆进口量突破 1000 万吨；加入世界贸易组织以后，2003年，中国大豆进口量达 2074万吨，超过欧盟成为世界上最大 的大豆进口国，可见贸易开放对中国大豆进口的影响程度。2002年以后，随着中国大豆进口增加， 油菜籽进口量下降到几十万吨的水平。 （二）中国大豆进口格局 中国主要从美国、巴西和阿根廷进口大豆。美国、巴西和阿根廷大豆产量依次排在世界前三位， 2005年分别为 9553万吨、5708万吨和 4497万吨，分别占世界大豆总产量的 24.6%、14.7%和 11.5%， 累计生产份额达 50.8%。同时，这三个国家也是世界最大的大豆出口国，2005年，三国累计出口大 豆 5986万吨，占世界大豆出口总量的 78.3%①。 2000 年后，中国 99%以上的大豆进口来自上述三个国家。1995～2005 年，随着巴西和阿根廷 大豆产量和出口量的不断增长，中国自阿根廷和巴西进口大豆的数量和份额呈上升趋势，分别从 1992年的 8.3%和 23.7%上升到 2005年的 29.9%和 27.8%；而 1996～2003年从美国进口大豆的数量 和份额稳中有降，2004年稍有增加。也就是说，1995～2005年，中国从这三个国家进口大豆的份额 变化较大。同时，中国还从加拿大、俄罗斯等国进口大豆，但从这些国家进口的大豆占进口总量的 比重很小，而且呈下降趋势②。 表 1 1999～2005年中国大豆主要进口国 单位：万吨、% 美国 巴西 阿根廷 加拿大 年份 数量 份额 数量 份额 数量 份额 数量 份额 1999 244.5 56.6 86.0 19.9 96.4 22.3 4.1 1.0 2000 541.4 52.0 212.0 20.3 278.4 26.7 5.7 0.5 2001 572.6 41.1 316.0 22.7 502.0 36.0 1.7 0.1 2002 461.9 40.8 391.1 34.6 277.5 24.5 1.2 0.1 2003 829.4 40.0 647.1 31.2 596.5 28.8 1.3 0.1 2004 1019.8 50.5 556.3 27.6 440.3 21.8 1.3 0.1 2005 1104.8 41.5 795.2 29.9 739.6 27.8 1.3 0.0 数据来源：《中国海关统计年鉴》，中国海关统计总署，1996～2006年历年。 二、中国大豆进口需求分析 （一）研究方法 本文采用的进口需求模型为差异化的进口需求模型，即考虑到本国生产的农产品与从不同国家 进口的同类产品的差异性。该模型是由产品进口商的利润最大化函数推导得出的。 推导该模型时首先假定产品进口商在给定的生产可能性曲线下按照利润最大化原则进行生产； 然后在既定的生产数量下按照成本最小化原则购买原材料。现考虑一个生产多种产品的厂商，令 ①数据来源：《中国海关统计年鉴》，中国海关统计总署，2006年。 ②数据来源：《中国海关统计年鉴》，中国海关统计总署，2000～2006年历年。 中国大豆进口需求分析 -35- q=[q1，⋯⋯，qm]，表示 m种可能的产出，令 x=[x1，⋯⋯，xm]，表示 n种投入向量，因此，可以 把生产函数用向量形式简单地表示为： h(q,x)=0 （1） 假设（1）式满足二次可导、连续，且满足齐次性，即： m r=1 r h 1 logq ∂ ≡ −∂∑ （2） 将（1）式全微分得到： n m i r i=1 r=1i r h hd(logx )+ d(logq )=0 logx logq ∂ ∂ ∂ ∂∑ ∑ （3） 将（2）式带入（3）式，得到规模弹性： n n n i i i i=1 i=1 i=1i w x ch = = logx λ λ ∂ ∂∑ ∑ ∑ （4） （4）式中， iw 代表从某个国家进口产品的价格， ic 代表从某个国家进口产品的成本，λ为拉 格朗日乘子，令 λγ= C ，C代表进口产品的总成本。将λ带入 γ，得出下式： m r=1 r logCγ= logq ∂ ∂∑ （5） （5）式说明产出增加 1%导致成本增加的比重。现定义要素份额为： i i i w xf = C （6） （6）式中， if 0> ，且∑ if =1，利用成本最小化时一阶导数等于 0的条件可以得到： i i hf =γ logx ∂ ∂ （7） 令 r r m s s s=1 q ( C/ q)g = q ( C/ q ) ∂ ∂ ∂ ∂∑ （8） （8）式表示第 r种产品的边际成本份额，即第 r种产品的边际成本占所有产品的总边际成本的 比重。 中国大豆进口需求分析 -36- 令 r i i r i r (w x )/ qθ = C/ q ∂ ∂ ∂ ∂ （9） （9）式表示从第 i国进口的生产第 r种产品的要素 i的边际成本占产品 r的总边际成本的比重。 则Divisia指数均值为： m m r i i i r i r=1 r=1 r (w x )1θ = g θ = λ logq ∂ ∂∑ ∑ （10） iθ 表示要素的边际成本份额。该值大于零，说明当进口总量增加时，从第 i 国进口产品数量的 增加幅度变大；该值小于零，则说明当进口总量增加时，从第 i国进口产品数量的增加幅度变小。 要素需求函数由产品生产数量和要素价格共同决定，用矩阵形式表示为 x=x（q，w），相应的 全微分方程为： ' ' logx logxd(logx)= d(logq)+ d(logw) logq logw ∂ ∂ ∂ ∂ （11） 定义对角线矩阵 F，其对角线上为各要素的份额 fi。将（11）式两边同时乘以 fi，即（7）式， 并将（5）式、（7）式、（8）式、（9）式和（10）式代入（11）式，整理后可以得： m n r i i i r r ij i j j r=1 j=1 f d(logx )=γ θ g d(logq )-ψ (θ -θ θ )d(logw )∑ ∑ （12） 从（12）式可以看出，某种要素的需求变化由某种要素份额变化、产出变化和投入价格变化共 同来决定。根据（12）式，可以得到要素条件自价格弹性和要素条件交叉价格弹性： ij i ji x,w i i ψ(θ -θ θ )d(logx )ε = =- d(logw ) f 当 i=j时，该弹性为要素条件自价格弹性；当 i j≠ 时，该弹性为要素条件交叉价格弹性。 Divisia进口数量指数： i i x,X i d(logx ) θε = = d(logX) f 该指数分母中的X表示某种产品的进口总量，分子中的 xi表示从第 i国进口的产品数量。可以 看出，Divisia进口数量指数可以反映进口的优先次序，该值越大，说明当中国大豆的进口需求总量 增加以后，从该国进口大豆数量的增加幅度越大。 将由（12）式表示的 n个方程相加，可以得到用矩阵形式表示的基于生产理论的进口需求模型 即（13）式。 中国大豆进口需求分析 -37- n it it i t ij jt it j=1 f Dx =θ DX + π Dw +ε∑ （13） （13）式中，Dxit是用对数形式表示的 t时期中国从第 i国进口大豆的数量。Dwjt是用对数形式 表示的 t时期中国从第 j国进口大豆的价格。fit表示 t时期中国从第 i国进口大豆的数量占进口总量 的比重。 n t it it i=1 DX = f Dx∑ ，是用对数形式表示的 t 时期中国大豆进口总量； iθ 为边际成本系数， 表示边际成本份额。令 ijπ = ij i jψ(θ -θ θ )，本文称其为价格系数，当 i=j 时，该系数为自价格系数； 当 i≠j时，该系数为交叉价格系数。价格系数反映进口产品价格与进口量之间的关系。该值大于零， 说明产品的进口价格与进口数量之间为正向关系；该值小于零，说明进口价格与进口数量之间呈反 向关系。 本文将运用此进口需求模型来分析中国大豆的进口需求。 （二）研究数据 本文研究所用数据有两种：一是月度数据，二是年度数据。利用年度数据的主要原因是国内大 豆供给数量和价格的月度数据无法获得，因此，无法利用月度数据估计包括中国国产大豆在内的需 求函数。 利用月度数据估计进口需求函数主要包括以下几个方面的数据：①1995～2005年中国从主要出 口国美国、巴西、阿根廷和其他国家进口大豆数量的月度数据；②1995～2005年中国从主要出口国 美国、巴西、阿根廷和其他国家进口大豆价格的月度数据；③1995～2005年中国从美国、巴西、阿 根廷和其他国家进口的大豆占进口总量比重的月度数据。 利用年度数据估计进口需求函数主要包括以下几个方面的数据：①1990～2005年中国从主要出 口国美国、巴西、阿根廷进口大豆数量的年度数据；②1990～2005年中国从主要出口国美国、巴西、 阿根廷和其他国家进口大豆价格的年度数据；③1995～2005年中国从美国、巴西、阿根廷和其他国 家进口的大豆占进口总量比重的年度数据；④1990～2005 年中国国内大豆产量的年度数据；⑤ 1990～2005年中国大豆出口数量的年度数据；⑥1990～2005年中国大豆消费价格的年度数据。数据 来源于《中国海关统计年鉴》和中国农业部。 （三）研究结果 1.利用月度数据估计大豆进口需求函数的结果。在利用月度数据估计的大豆进口需求模型中， 进口来源地被分为以下四个：美国、巴西、阿根廷和其他国家，其他国家包括除上述三个国家以外 的所有进口来源国家和地区。模型估计结果如表 2所示。 表 2 中国大豆进口需求函数参数估计（月度数据） 价格系数（ ijπ ） 供给来源 美国 巴西 阿根廷 其他国家 边际成本系数 （ iθ ） 美国 -0.865*** （-3.15） 0.476* （1.79） 0.449** （2.51） -0.059 （-1.42） 0.7469*** （3.15） 中国大豆进口需求分析 -38- （续表 2） 巴西 — -0.641** （-2.26） 0.139** （2.34） 0.0257** （2.21） 0.0545** （2.51） 阿根廷 — — -0.646 （-1.32） 0.0589** （2.31） 0.1217* （1.89） 其他国家 — — — -0.025*** （-3.56） 0.00766 （1.32） 注：括号中的数值为 t值；*、**、***分别表示 10%、5%和 1%的显著性水平。 表 2列示了利用月度数据的中国大豆进口需求函数的估计结果。R2为 0.45。对角线上的数值为 自价格系数，其余为交叉价格系数。可以看到，所有的自价格系数均为负值，除了阿根廷之外，所 有估计参数都在 1%的显著性水平下通过了统计检验。边际成本系数的估计值均大于零，说明当中 国的大豆进口总量增加的时候，从所有国家进口的数量都有所增加。另外，除了其他国家之外，所 有国家边际成本系数均在 10%的显著性水平下通过了统计检验。 交叉价格系数显示，美国与巴西、阿根廷之间的大豆出口为替代关系，美国与其他国家之间的 大豆出口为互补关系，并但该系数在统计上不显著；巴西与阿根廷以及巴西与其他国家之间的大豆 出口为替代关系，并在 5%的显著性水平下通过了统计检验；阿根廷与其他国家之间的大豆出口也 为替代关系，并在 5%的显著性水平下通过了统计检验。 利用表 2中的价格系数和边际成本系数，根据（12）式推导出来的弹性公式，经计算得到表 3。 表 3 中国大豆进口需求的进口数量指数和条件自价格弹性、交叉价格弹性（月度数据） 条件交叉价格弹性 供给来源 进口数量 指数 条件自价格 弹性 美国 巴西 阿根廷 其他国家 美国 1.7657 -2.04 — 1.125 1.06 -0.14 巴西 0.1989 -2.41 1.79 — 0.50 0.22 阿根廷 0.4578 -2.35 1.66 0.50 — 0.22 其他国家 0.1915 -0.58 -1.47 0.64 1.48 — 进口数量指数的大小反映出中国从各国进口大豆的优先次序。从表 3可以看到，该指数值最大 的是美国和阿根廷，之后是巴西，排在最后的是其他国家。这说明，当中国大豆进口量增加的时候， 受益最大的国家是美国，然后是阿根廷、巴西和其他国家。 中国从美国、巴西、阿根廷和其他国家进口大豆的条件自价格弹性分别是-2.04、-2.41、-2.35 和-0.58，这些弹性值说明，除了从其他国家的进口，中国的大豆进口需求是有弹性的。且中国从美 国、巴西和阿根廷进口大豆的数量对价格的变化非常敏感。可能是由于同质产品替代性较强，因而 需求主要受价格竞争力的影响，即中国消费者对大豆进口来源的选择主要是基于经济因素。 中国大豆进口的条件交叉价格弹性除美国和其他国家之外都大于 0，这说明，除其他国家外， 中国从各大豆进口来源国进口的大豆之间是替代关系。其中，美国对巴西大豆出口的条件交叉价格 弹性为 1.125，而巴西对美国大豆出口的条件交叉价格弹性为 1.79，说明美国大豆出口价格的变化对 巴西大豆出口数量的影响更大。美国对阿根廷大豆出口的条件交叉价格弹性为 1.06，阿根廷对美国 大豆出口的条件交叉价格弹性为 1.66，同样表明美国大豆出口价格的变化对阿根廷大豆出口数量的 影响更大。这可能与美国在世界大豆出口中占的份额最大有关。 2.利用年度数据估计大豆进口需求函数的结果。由于无法获得中国大豆的月度供给数据，在前 中国大豆进口需求分析 -39- 面对中国大豆进行进口需求分析时，为了不影响模型估计效果，没有将中国供给考虑在内。本节利 用中国大豆的年度进口和供给数据以及进口需求模型分进口来源地估计中国大豆的需求函数，在此 基础上判断中国大豆的供给与进口之间的关系。本文用年度数据再次估计中国大豆进口需求函数主 要有以下两点原因：一是做一个初步尝试，用进口需求函数判断中国自产自销大豆和进口大豆之间 的数量和价格关系；二是将估计结果和利用月度数据估计出来的结果进行比较，判断模型估计的准 确性。 考虑到中国的大豆进口来源地较为集中，从美国、巴西和阿根廷进口的大豆占到进口总量的 99%，为了节省 样本 保单样本pdf木马病毒样本下载上虞风机样本下载直线导轨样本下载电脑病毒样本下载 估计的自由度，在大豆进口需求模型中，将中国大豆的来源地分为以下四个： 美国、巴西、阿根廷和中国，从其他国家的大豆进口没有包括在内。模型估计结果如表 4所示。 表 4 中国大豆进口需求函数参数估计（年度数据） 价格系数（ ijπ ） 供给来源 美国 巴西 阿根廷 中国 边际成本系数 （ iθ ） 美国 -0.307** （-2.41） 0.426 （1.07） 0.451 （0.99） 0.146** （2.01） 0.246 （1.28） 巴西 — -0.141** （-2.62） 0.879 （0.47） 0.058 （1.34） 0.0545 ** （2.69） 阿根廷 — — -0.120 （-0.58） 0.075 （1.65） 0.120** （2.49） 中国 — — — -0.307* （-1.72） 0.319** （2.12） 注：括号中的数值为 t值；*、**、***分别表示 10%、5%和 1%的显著性水平。 表 4列示了利用年度数据的中国大豆进口需求函数的估计结果。R2为 0.17。可以看到，所有的 自价格系数均为负值，除了阿根廷之外，所有估计参数均在 10%的显著性水平下通过了统计检验。 边际成本系数的估计值均大于零，这说明，当中国的大豆消费总量增加的时候，从所有国家进口大 豆的数量都有所增加，中国自产大豆的消费量也会增加。另外，多数交叉价格系数的估计值都没有 通过统计检验，估计结果不理想。这很可能与样本量小有关系。 同样，利用表 4中的价格系数和边际成本系数，并根据（12）式推导出来的弹性公式，经计算 得到表 5。 表 5 中国大豆进口需求的进口数量指数和条件自价格弹性、条件交叉价格弹性（年度数据） 条件交叉价格弹性 供给来源 进口数量 指数 条件自价格 弹性 美国 巴西 阿根廷 中国 美国 2.05 -2.55 — — — 1.21 巴西 0.85 -2.01 — — — 1.16 阿根廷 1.55 -2.21 — — — 1.41 中国 0.42 -0.41 0.197 0.07 0.06 — 注：因为美国、巴西和阿根廷之间的交叉价格系数没有通过检验，所以，它们之间的条件交叉价格弹性没有列示 在表中。 中国大豆进口需求分析 -40- 从表 5可以看到，进口数量指数值最大的是美国和阿根廷，之后是巴西，排在最后的是中国， 进口数量指数值分别是 2.05、1.55、0.85和 0.421。这说明，当中国大豆消费量增加的时候，出口量 增加最大的国家是美国，然后是阿根廷、巴西，中国国内大豆供给数量增加的幅度最小。这对中国 国内大豆生产者来说是一个警示信号，即中国大豆加工企业对国产大豆的偏好弱，国内大豆需求增 长主要通过进口来满足。 中国从美国、巴西、阿根廷和中国自身“进口”大豆的条件自价格弹性分别是-2.55、-2.01、-2.21 和-0.41。这些弹性值说明，中国的大豆进口需求是有弹性的。且中国从美国、巴西和阿根廷进口大 豆数量对价格的变化非常敏感，但国内消费对自产大豆价格的变化并不敏感。 中国自产大豆与从美国、巴西、阿根廷进口大豆的条件交叉价格弹性都大于 0，说明中国自产 大豆与从各大豆进口来源国进口的大豆之间是替代关系。其中，美国大豆对中国自产大豆的交叉价 格弹性为 1.21，而中国自产大豆对美国大豆的交叉价格弹性为 0.197，说明美国大豆出口价格的变化 对中国自产大豆消费数量的影响不大，而当中国国内自产大豆价格发生变化时，从美国进口大豆的 数量会有较大程度的增加。巴西和阿根廷对中国的交叉价格弹性分别为 1.16和 1.41，而中国对巴西 和阿根廷的交叉价格弹性分别为 0.07和 0.06，同样表明中国自产大豆消费价格的变化对巴西和阿根 廷大豆出口数量的影响更大。另外，交叉价格弹性说明，当中国自产自销大豆价格发生变化时，受 到影响最大的是阿根廷，其次是美国和巴西。这说明，提高中国本国大豆的价格竞争力是抑制进口 规模的根本出路。 从估计结果的概率统计中可以看出，用月度数据估计出来的需求函数的效果更好，原因可能在 于：用年度数据样本量小，不能更好地反映进口之间的关系。但是，两次模型估计得到的参数在方 向上大体是一致的。这说明，本文估计得到的参数和弹性都具有一定的参考价值。 三、主要结论和建议 对大豆进口需求的估计结果表明，在其他条件不变的情况下，当中国的大豆需求增加以后，美 国大豆出口的增加幅度最大，受益最大的可能是美国；其后是阿根廷，巴西；中国自产大豆在国内 消费数量中增加幅度最小。对于中国国内大豆生产者来说，这是一个警示信号，即中国大豆加工企 业对国产大豆的偏好弱，国内大豆需求增长主要通过进口来满足。 从进口的弹性上看，中国从美国、巴西、阿根廷和其他国家进口大豆的自价格弹性较大，说明 中国的大豆进口需求是有弹性的。且中国从美国、巴西和阿根廷进口大豆的数量对价格的变化非常 敏感。可能是由于同质产品替代性较强，因而需求主要受价格竞争力的影响，即中国消费者对大豆 进口来源的选择主要基于经济因素。因此，降低中国大豆的生产成本，提高中国本国大豆的价格竞 争力，是抑制进口规模的根本出路。 参考文献 1.王永刚：《中国植物油产业增长研究》，中国农业大学，博士论文，2006年 2.Huang, Yueqiu: Estimating United States Import Demand Functions for Textiles and Cloting from EC, 1994. 3.Chavas, Jean-Paul: The Theory of Mixed Demand Functions, Eropean Economic Review, 24: 321-344, 1984. （作者单位：中国农业大学经济管理学院） （责任编辑：黄慧芬）