中国进口需求函数研究_基于边界协整的实证分析_张鲁青

《国际贸易问题》2010年第8期 经贸论坛 中 国 进 口 需 求 函 数 研 究 ——基于边界协整的实证 张鲁青 王微微 摘要：本文采用边界协整检验方法对传统进口需求函数和收入分解的进口需求函数进行了实证研 究。结果显示，我国进口需求与其影响因素之间存在协整关系，进口相对价格对中国进口需求的影响 较小，收入对中国进口需求的影响较大，而收入的不同部分对中国进口需求的影响是不同的，其中投 资和出口对进口需求的影响较大，而消费对进口需求的影响较小。 关键词：进口需求函数；边界检验；协整；投资；出口；消费 一、引言 改革开放以来，我国对外贸易发展迅速，在经济发展中起着举足轻重的作用。2001年加入WTO 后，我国对外贸易进入新的发展阶段，截至到2008年，我国的进出口额分别为11330.9亿美元和14285.5 亿美元。由于外贸的迅速发展，我国积累了大量的贸易顺差，1978-2008 年间除了 1978-1980、 1984-1989和1993年为贸易逆差外，其它年份均为顺差，2008年我国贸易顺差为2954.6亿美元①。 大量贸易顺差导致我国同一些贸易伙伴国的贸易摩擦增多，WTO秘书处最新发布数据显示，2008 年全球35%的反倾销、71%的反补贴涉及中国。我国已连续14年成为遭遇反倾销调查最多的成员，连 续3年成为遭遇反补贴调查最多的成员。同时人民币饱受升值压力，一些国家一再对我国政府施加人 民币升值压力，试图通过人民币升值来减少出口和增加进口。 贸易伙伴国要求我国增加进口从而减少贸易顺差，然而进口是由哪些因素决定的，人民币升值能 否增加进口，这是需要研究的问题。本文主要从总体进口需求函数的角度来进行分析。 二、文献综述 由于进口需求函数对一个国家预测进口和制定合理的进口政策有重要作用，对进口需求函数的研 究一直是国际经济领域的一个重要课题。在进口需求函数的实证分析中，学者们分别从不同的角度进 行分析，得出的结论也有所不同。 从研究的样本国家上看，大部分是针对发达国家进行的，对发展中国家研究较少。如Bahmani和 Niroomand（1998）利用1960-1992年的数据对30多个发达国家的进出口需求函数进行Johansen协整分 析，发现有22个国家的进口需求与收入、相对价格之间存在协整关系，借助于协整方程，他们进一步 发现大部分发达国家进口需求的收入弹性较高，而对价格则相对缺乏弹性。Carone（1996）对美国 1970-1992年的全部进口商品需求和非石油商品进口需求进行检验，发现进口需求、收入和进口相对 价格间存在长期稳定关系，短期和长期收入弹性较大，价格弹性相当小。Hamori 和Matsubayashi （2001）考察了日本1973-1998年进口需求函数的稳定性，发现进口需求、GDP和相对价格的增长并不 一定会导致进口增加或贸易顺差减少。Dutta和Ahmed（199）研究了孟加拉国的进口需求函数，发现 了进口需求函数的各变量这宰存在唯一的协整关系。 从研究方法上看，早期的一些研究多使用普通最小二乘（OLS）方法，后来多采用E-G和Johan- [基金项目]教育部人文社会科学重点研究基地（中国WTO研究院）项目基金资助，编号：2009JJD790007。 张鲁青：首都师范大学管理学院 100089 电子信箱：zhangluqing9966@163.com；王微微：中国青年政治学院经济系。 -- 13 《国际贸易问题》2010年第8期经贸论坛 sen协整检验方法，2001年后有些研究开始采用边界协整检验方法。Awang（1988）使用OLS方法估计 了马来西亚的进口需求函数，发现马来西亚的进口需求相对于收入和价格的短期弹性分别为0.29 和-0.28。Sihna（1997）采用Johansen协整方法，利用1953-1990的年度数据，研究了泰国的进口需求 函数，发现泰国进口需求量与其影响因素之间存在协整关系，而且价格弹性和收入弹性分别为-0.77 和2.14。Tang和Nair（2002）利用边界协整检验的方法研究了马来西亚的进口需求函数，发现协整关 系存在，且长期进口收入弹性和价格弹性分别为1.5和-1.3。 专门研究中国进口需求函数的实证文献相对较少，Moazzami 和 Wong （1988） 最早对中国 1970-1986年的年度的数据进行OLS回归，得出中国的短期和长期进口收入弹性为0.87和3.78，短期 和长期进口价格弹性为-0.52和-2.26。Senhadji（1998）采用FM-OLS方法对包括中国在内的66个国家 进行结构进口需求函数的估计，结果发现中国进口需求函数的各个变量之间不存在长期相关关系。以 上两篇文献由于使用的样本数量较少，采用的分析方法不恰当，因此结论的有效性值得怀疑。Tang （2003）采用边界协整方法，利用中国1970-1999年的数据对进口需求函数的四种形式进行检验，发现 中国的进口需求量和各种因素之间存在协整关系，且长期进口需求对收入和价格都缺乏弹性。邵军和 徐康宁（2006）采用边界协整检验对中国1980-2002的进口贸易与GDP和进口相对价格之间的关系进 行分析，结果明无论是长期还是短期，中国的进口需求相对于价格缺乏弹性，但相对于收入具有较 高的弹性。韦军亮（2008）利用1979-2006年间52个国家（包括中国）的年度数据，通过边界协整检 验方法，对中国对外贸易的长期趋势进行了弹性分析。研究表明，中国真实进口与真实GDP、真实汇 率和真实FDI流入量存在协整关系。以上对我国进口需求与其影响因素之间关系的分析都采用了边界 协整检验的方法，这种方法相对于其它方法更适合。 三、计量方法与模型构建 1.计量方法 近年来，学者们主要利用协整方法来分析非平稳时间序列变量之间的长期关系。常用的协整方法 有E-G法和Johansen法等。但上述方法在做协整检验时不仅要求变量具有同阶单整性，而且在小样本 情况下会出现估计偏误。针对这些不足，Pesaran等（2001）提出一种建立在无约束误差修正模型基础 上的边界协整检验方法。这种方法的好处在于：（1）该方法比较简单，可采用OLS进行估计。（2）不 用预先检验相关变量的单整性，即不论变量是I（0）、I（1）还是二者的混合，都可以使用这种方法。 （3）该方法对小样本也很有效。 首先建立向量自回归模型（VAR） （1） 其中 是由 个变量组成的向量，即 ， ， 是常数项向量， 为线性时间趋势 的系数向量， 是变量滞后项系数矩阵，误差项 ， 为正定矩阵。则式（1）可以写成如式（2）所表示的向 量误差修正模型（VECM）。 （2） -- 14 《国际贸易问题》2010年第8期 经贸论坛 其中长期乘数矩阵 ，本文主要研究标量 在给定的 个向量 和 的过去值的 条件模型，由于 （3） 其中， ， ，且 独立于 。把（3）代入（2）中得 的 条件ECM为 （4） 下面做出一个假定，即假定 的水平值对 没有影响，也就是说 的发展变化不影响 ，该假 定在某些经济情况下是成立的。在该假定下可得到： （5） 由于式（5）中不存在 对 影响，因此可以把 看作 的长期决定因素。把式（5）代入式 （4）得： （6） 式（6）就是边界协整检验用到的无约束误差修正模型（UECM）。Pesaran等（2001）认为在变量 平稳性未知时，普通最小二乘法（OLS）下的 统计量和 统计量没有的渐进分布，但一般情况 下 统计量和 统计量的渐进临界值有一个区间范围，上界为所有变量为一阶单整I（1）时的渐进临 界值，下界为所有变量为零阶单整I（0）时的渐进临界值。为了检验 与 之间的长期关系，Pesa- ran等（2001）用到的虚拟假设 为 且 ，备则假设 为 或 。如果 计算出的 统计量的值大于其渐进临界值区间的上界，则拒绝虚拟假设，说明变量之间存在协整关 系；如果计算出的 统计量的值小于其渐进临界值区间的上界，则不能拒绝虚拟假设，说明变量之间 不存在协整关系；如果计算出的 统计量的值在其渐进临界值区间范围内，则无法得出确定性结论。 由于在检验 与 之间的长期关系时用到 统计量的边界值，所以这种检验方法被称为边界检验法 （bounds test） ②。 2.模型构建 Carone（1996）指出，最简单的和使用最广泛的进口需求函数模型是马歇尔需求函数，即一个国 家的进口需求量是其真实收入与进口相对价格的函数。因此，传统的进口需求函数可写为式（7）： （7） 其中， 是进口需求量， 是真实收入，用真实GDP表示， 为进口的相对价格，即进口价 格指数与国内价格指数的比值。传统进口需求函数有个重要假定，即收入的各种宏观经济部分对进口 的影响相同，但是Abbott和 Seddighi （1996）指出，如果收入的各种宏观经济部分对进口的影响不 同，这种函数形式就存在总体偏误。为了更好地分析收入对进口需求的影响，可以将收入进行分解， -- 15 《国际贸易问题》2010年第8期经贸论坛 收入主要包括三部分：消费、投资和出口，进口需求函数又可以表现为式（8）： （8） 其中， 是最终消费支出， 是投资支出， 是出口。Gafar（1998）指出，实证研究显示对数 线性函数形式要优于线性函数形式，Carone（1996）认为进口需求函数采用对数线性形式会更简单且 更有利于解释。因此对式（1）和式（2）采用对数形式，见式（9）和式（10）： （9） （10） 为了进行边界协整分析，把式（9）和式（10）转化为UECM形式，记为式（11）和式（12），这 就是为进行实证检验而构建的模型，即模型I和模型II。本文主要通过对这两个模型进行比较，来分 析中国进口需求与其影响因素之间的关系。 模型I： （11） 模型II： （12） 四、实证结果 本文的样本时间为1978-2007年，采用年度数据， 数据来源于世界银行历年的世界发展指标（WDI）。其 中，进口量采用以2000年价格水平为基准的真实值， GDP、消费支出、投资支出和出口额都用GDP平减指数 转换成以2000年价格水平为基准的真实值，进口相对价 格用进口价格指数与GDP平减指数的比值来表示。 1.边界协整检验 首先来确定模型I和模型II滞后项期数，根据样本容 量，首先设定滞后项的最大期数为3。然后，根据AIC和 SC信息准则以及Hendry提出的从一般到具体的原则，最 终确定滞后1期对模型I和模型II是合适的。对模型I和 模型II进行OLS回归，结果见表1。 边界协整检验就是对UECM中滞后变量系数的显著 性进行Wald检验。具体来说，对模型 I设定虚拟假设 H0： α? = α? = α? = ? ， 对 模 型 II 设 定 虚 拟 假 设 H0： β? = β? = β? = β? = β?? = ?，Wald检验结果见表2。根据表2 可知，模型I的F检验值是6.81，大于Pesaran给出的1% 显著性水平下的临界区间的上限6.36，虚拟假设被拒 绝，这意味着在1%显著性水平下，进口需求与收入、进 口相对价格之间存在协整关系。模型 II的 F检验值为 4.39，大于Pesaran给出的5%显著性水平下的临界区间的 表1 中国进口需求函数的UECM回归结果 自变量 常数项 D ?? ?? D ?? ?? - ? D ?? ?? D ?? ?? - ? D ?? ?? D ?? ?? - ? D ?? ??? D ?? ??? - ? D ?? ??? D ?? ??? - ? D ?? ?? - ? ?? ?? - ? ?? ?? - ? ?? ?? - ? ?? ?? - ? ?? ??? - ? ?? ??? - ? 调整的R2 F统计量值 模型I -6.61***（1.56） 2.49***（0.72） 0.43（0.93） -0.50**（0.23） 0.75***（0.22） 0.36**（0.16） -0.58***（0.14） 0.83***（0.19） -0.36***（0.11） 0.64 7.02 模型II -2.02（2.20） -0.47（0.85） 0.05（0.77） 1.18***（0.34） 0.20（0.41） 0.50*（0.24） -0.04（0.29） -0.90*（0.37） 0.67（0.40） 0.28（0.20） -0.92***（0.24） 0.11（0.27） 0.69*（0.40） 0.29*（0.21） -0.76***（0.21） 0.78 7.71 注：①括号内的数值为系数检验的t值，②*、**、***分 别代表90%、95%和99%的置信度。 -- 16 《国际贸易问题》2010年第8期 经贸论坛 上限4.01，虚拟假设被拒绝，这同样意 味着在5%显著性水平下，进口需求与 消费、投资、出口、进口相对价格之间 存在协整关系。 为了确保回归分析的可靠性，下面 对回归方程的统计特性进行诊断分析， 诊断结果见表3。从表3可以看出，对 于模型I和模型II，Breusch-Godfrey LM检验值均显示 残差项不存在自相关性；Jarque-Bera检验值均显示残 差项服从正态分布；ARCH检验值均不能拒绝残差项无 ARCH效应的虚拟假设；Ramsey回归方程设定误差检 验RESET的统计值均表明回归方程不存在设定误差。 此外，还利用递归残差累积和（CUSUM）与平方累积 和 （CUSUM- SQ） 来对参数 的稳定性进行分 析，CUSUM 和 CUSUMSQ 的图 形见图 1 和图 2。从图中可以 看出，回归方程 的参数具有良好 的稳定性。 2.我国进口 需求的弹性分析 从上面的分 析中可以看出， 我国的进口需求 与其各影响因素 之间存在协整关 系，因此可以通 过计算我国进口 需求相对于各影 响因素的短期弹 性和长期弹性来 进一步分析它们 之间的关系。根 据经济理论和边界协整检验的原理，短期弹性为各影响因素一阶差分项的系数，长期弹性为各影响因 素一阶滞后项系数与进口一阶滞后项系数的比值的负数。我国进口需求的短期弹性和长期弹性见表4。 下面对我国进口需求的弹性进行分析： （1）在模型I中，我国进口需求的短期收入弹性是2.49，长期收入弹性是1.43，说明我国进口需求 相对于收入是有弹性的，但长期弹性小于短期弹性。从中可以看出，无论短期还是长期，收入对进口 表2 边界协整检验结果 虚拟假设 F检验值（Wald检验） 渐进临界区间：下界I（0），上界I（1） 1% 5% 10% 模型I α? = α? = α? = ? 6.81 K=2 （5.15, 6.36） （3.79, 4.85） （3.17, 4.14） 模型II β? = β? = β? = β? = β?? = ? 4.39 k=4 （3.74, 5.06） （2.86, 4.01） （2.45, 3.52） 注：K表示自变量的个数。 表3 模型统计特性的诊断结果 Breusch-Godfrey LM检验值 Jarque-Bera检验值 ARCH检验值 Ramsey’s RESET检验值 模型I 0.0078（0.93） 1.70（0.43） 2.40（0.13） 0.25（0.62） 模型II 0.38（0.55） 0.60（0.74） 0.86（0.36） 0.11（0.75） 注：括号内的数值为系数检验的P值。 图1 模型I的CUSUM和CUSUMSQ图 图2 模型II的CUSUM和CUSUMSQ图 -- 17 《国际贸易问题》2010年第8期经贸论坛 需求的影响较大，收入的增加会带来进口需求更大 比例的增加。相对而言，我国进口需求的短期价格 弹性和长期价格弹性分别为-0.50和-0.62，说明我 国进口需求相对于价格是缺乏弹性的，即进口相对 价格对进口需求的影响较小，即使进口产品相对价 格上升也不会带来进口需求的大量减少。 （2）模型II的调整的R2系数为0.78，比模型I 的调整的R2系数0.64高，说明模型II的解释力比模 型I强。模型II中，收入被分解成消费、投资和出 口三部分，可以分别来考察各部分对进口需求的影响。从表4的数据的可以看出，收入的不同部分对 进口需求的影响是不同的。其中，进口需求相对于投资的弹性（短期弹性为1.18，长期弹性为0.75） 最大，相对于出口的弹性（短期弹性为0.50，长期弹性为0.32）次之，相对于消费的弹性（短期弹性 为-0.47，长期弹性为0.12）最小。而且进口需求相对于投资和出口的短期弹性和长期弹性都在本文设 定的显著性水平下是显著的，而进口需求相对于消费的短期弹性和长期弹性都不显著。进口需求相对 于价格的短期弹性和长期弹性分别为-0.90和-0.83，虽然比模型I要高，但仍然是缺乏弹性的。 投资对我国进口需求的影响较大，这与我国近30年来经济发展的情况是一致的。改革开放以来， 我国为了快速发展经济，加大投资力度，1980年中国全社会固定资产投资仅为911亿元，2007年猛增 到137324亿元，年均增长20.2%。同时1979-2007年间，我国累计利用外资达到7945.7亿美元，其中 吸引外商直接投资6702.2亿美元，利用外资则在全社会固定资产投资资金来源中占5%以上。投资的 迅速发展会带动进口需求的增长，一些国内短缺或无法生产的原材料、中间产品等只能通过进口来弥 补国内缺口，同时通过进口还可以引进一些高新技术，提升中国的技术水平，促进经济发展。而且我 国通过利用外资，也引进了大量先进的技术和设备。这些都造成了投资对进口需求的影响较大。 出口对我国进口需求的影响也较大，这与我国加工贸易在进口贸易中的地位有关。加工贸易是利 用进口原材料和零部件，在国内加工，然后再出口的贸易方式。1995年后，加工贸易超过一般贸易成 为中国的第一大贸易方式。加工贸易进口额由1981年的15.04亿美元增长到2007年的3684亿美元，由 于加工贸易是“大进大出”，它的发展必定带动了进口需求的增加。 消费对我国进口需求的影响较小，这与我国长期以来的高储蓄、低消费的情况有关。中国消费需 求发展速度较慢，1992-2007年社会零售商品销售总额从1.1万亿增加到8.9万亿元，大约增长了7 倍，年均增长15%，较同期出口年均增长率低4.8个百分点。近30年来，我国的消费率总体上呈不断 下降的趋势，2007年居民消费率只有35.4%。与国际消费率相比，中国较发达国家低20个百分点左 右，较许多发展中国家低10个百分点左右。低消费导致由消费引致的进口需求较少，而且消费主要由 国产品来满足，因此消费对进口需求的影响较少。 我国进口需求相对于价格是缺乏弹性的，这是因为我国大部分的进口产品是资本密集型的工业制 成品和经济发展所必需的一些初级产品，由于资源及技术等方面的因素，这些产品对中国来说是必需 品，可替代性差，因而需求价格弹性小。 五、结语 本文采用边界协整检验的方法对传统进口需求函数和收入分解的进口需求函数进行了比较分析， 与以往对我国进口需求函数的研究存在区别。Tang（2003）采用中国改革开放以前的数据作为样本， 由于改革开放前的进口行为往往不是市场化行为，这就对使用市场经济条件下的进口需求函数的效力 有所降低，而本文采用中国改革开放以后的数据，数据的解释力更强。邵军和徐康宁（2006）、韦军 亮（2008）只是用传统的进口需求函数进行分析，而本文对传统进口需求函数和收入分解的进口需求 表4 中国进口需求的短期弹性和长期弹性 收入弹性 消费弹性 投资弹性 出口弹性 相对价格弹性 模型I 短期弹性 2.49 -0.50 长期弹性 1.43 -0.62 模型II 短期弹性 -0.47 1.18 0.50 -0.90 长期弹性 0.12 0.75 0.32 -0.83 -- 18 《国际贸易问题》2010年第8期 经贸论坛 函数进行了比较，能够更好地分析收入的不同部分对进口需求的影响。 本文的主要结论如下：（1）边界协整检验方法显示中国进口需求与收入（消费、投资和出口）、进 口相对价格之间存在长期稳定关系。（2）从传统的进口需求函数看，收入对我国进口需求的影响较大， 进口相对价格对我国进口需求的影响较小。从收入分解的进口需求函数看，收入的各分解部分对我国 进口需求的影响是不同的，其中投资和出口对进口需求的影响较大，而消费对进口需求的影响较小。 从本文的分析中可以看出，我国进口需求相对于价格是缺乏弹性的，即进口相对价格对我国进口 需求的影响较小，那么影响进口相对价格的汇率政策也就不会对进口需求产生重要影响。因此某些国 家要求人民币升值，通过升值来降低进口相对价格，进而增加中国进口贸易的做法是站不住脚的。我 国要根据自身经济发展状况和承受能力，维护汇率主权的独立性。 收入对我国进口需求的影响较大，说明随着我国GDP的增加，进口需求会提高。改革开放以来， 我国经济快速发展，GDP从1978年的3624.1亿元增长到2007年的249529.9亿元，进口贸易从1978年 的108.9亿美元增长到2007年的9559.5亿美元。中国与其他国家的贸易关系越来越密切，我国的贸易 伙伴国将从中国快速发展的经济中获得更大的好处。然而收入的各分解部分对我国进口需求的影响是 不同的，投资和出口对进口需求影响较大，这与中国近30年来致力于通过扩大投资规模、大力发展出 口贸易，进而带动经济发展的情况是一致的。随着我国投资结构的优化，由投资而带动的进口需求结 构也会优化。以前实行的鼓励出口的外贸政策可以适时调整，而且随着加工贸易的优化调整，那么由 出口带动的进口需求会有所减少。虽然从实证分析来看，目前消费对我国进口需求的影响较小，但是 我国政府目前正在实施扩大内需、增加消费的政策，消费对进口需求的影响将会增大。 注释： ①以上数据来源于《中国统计年鉴㈰〸 》和中华人民共和国商务部网站。 ②中文文献对这种方法的翻译不一致，称为“有界检验”、“门限检验”、“界限检验”和“边限检验”等。 [参考文献] 邵军、徐康宁，（2006）“基于有界协整方法的中国进口需求弹性研究，”《财贸研究》第5期。 韦军亮，（2008）“中国对外贸易的弹性分析：基于UECM模型的边限协整研究，”《世界经济文汇》第3期。 胡小娟、龙国旗，（2008）“我国中间产品进口与经济增长的相关分析，”《国际商务——对外经济贸易大学学报》第5期。 ?慮? 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