基于CMS模型下的中国棉花进口增长因素研究

葛秋颖, 曹　冲

(1. 安徽财经大学 商学院, 安徽 蚌埠　233041;

2. 新疆农业大学 经济与贸易学院, 新疆 乌鲁木齐　830052)



基于CMS模型下的中国棉花进口增长因素研究

葛秋颖1, 曹冲2

(1. 安徽财经大学 商学院, 安徽 蚌埠233041;

2. 新疆农业大学 经济与贸易学院, 新疆 乌鲁木齐830052)

摘要:运用CMS模型,利用1992—2012年时间序列相关数据,对中国棉花进口增长因素进行实证分析。研究发现:稳定阶段,竞争力效应和结构效应对中国棉花进口增长起推动作用,结构与竞争力交互效应起相反作用;增长阶段,竞争力效应、结构效应、结构与竞争力交互效应共同促进了中国棉花进口的增加;衰退阶段,结构效应拉动增长,竞争力效应和结构与竞争力交互效应共同抑制进口,并且效果明显大于结构效应;回升阶段,强势的竞争力效应、结构效应、结构与竞争力交互效应共同促进进口贸易。

关键词:棉花; 进口波动; CMS模型

一、 文献综述

中国不仅是棉花生产和消费大国,也是棉花的进口大国[1]。中国棉花在全世界棉花进口市场中的比重由1992年的13.92%增加到2012年的44.09%。棉花进口量年均增长率也高出世界5.8个百分点。研究中国棉花进口增长波动的成因,对于深入探讨中国棉花贸易的发展及完善棉花产业安全政策具有重要的现实意义。

近年来,国内学者主要研究大豆、植物油、原油、木材和服务贸易等的影响因素。孔祥智等[2]认为资金流动不畅、消费需求减少、贸易保护主义加剧、人民币升值等不利因素对中国农产品进出口贸易产生影响。易行健等[3]指出,人均国民收入、进出口额、外商直接投资、国内对服务业的投资、服务业发展水平、人力资本、服务贸易开放度和汇率对服务贸易进出口均有显著影响。陈玉明[4]研究发现,对外直接投资、储蓄、固定资产投资、出口等因素与进口成正相关关系,而GDP 与进口贸易呈负相关关系。还有相关学者认为需求、价格、产量、市场开放程度等因素对其产品的贸易变化状况产生影响(徐海滨等[5]、宣亚南等[6]、杨锦莲[7]、佘莉等[8])。对于棉花进口波动的影响因素研究而言,目前的文献还较少,谭砚文等[9]和常昕等[10]的研究认为,棉花的供求失衡状况以及市场价格是其贸易波动的主要原因。

在国际上,恒定市场份额是分析一国市场份额变动原因的最常用方法之一。国内学者主要从出口角度来分析,如温思美和苏国宝[11]、郑思宁和黄祖辉[12]、胡求光和邱晓红[13]、章家清和张磊[14]、张秋利[15]、汪 琦和William Wei等[16]、杨春艳等[17]。而基于进口角度,国内学者主要从葡萄酒、乳品、出版业和农产品等方面对进口波动的影响因素进行分析,如钟钰等[18]、周力等[19]、刘艺卓[20]、蒋兴红和王征兵等[21]。

综上所述,运用CMS模型对中国相关产品贸易方面影响因素的研究已取得了可观成效,但是对于棉花进口增长波动成因的研究还较少。本文从棉花进口角度,运用CMS模型对中国棉花进口增长波动的影响因素进行分析。

二、 中国棉花进口贸易概述

1. 中国棉花进口波动大

中国棉花进口波动年际幅度较大,最高值为114.60%(1994年),最低值为-43.60%(1998年)。1993—2001年间,中国棉花进口波动幅度每年在-45.6%～114.60%之间,以负为主;2002以来,中国棉花进口波动幅度每年在-31.58%～94.53%之间,波幅绝对值全部超过10%。由此可以说明中国棉花进口整体波动幅度较大,稳定性较差。

2. 中国棉花进口量增加快

图1中国棉花进口贸易变动

资料来源: 根据联合国粮农组织(FAO)、中国统计年鉴和中国棉花网资料整理所得。

第一阶段(1992—2001年),中国棉花进口较为稳定,基本维持在40～100万吨之间。第二阶段(2002—2006年),中国棉花进口快速增加,由2002年的61.05万吨增加到2006年的400.40万吨,净增加339.35万吨。一方面是因为加入世贸组织以后,良好的外部环境提高了生产力水平,增加了市场竞争力,刺激了需求的快速增加;另一方面是因为全球纺织品配额取消,更大程度开放了市场,进一步刺激了市场需求。第三阶段(2007—2009年),中国棉花进口快速减少,由2007年的273.96万吨减少到2009年的180.41万吨,净减少93.55万吨,减少了34.15%。主要因为中国实行的政策效应的波及以及世界金融危机的涉及。第四阶段(2010—2012年),中国棉花进口开始逐步回升,2010年增加到312.34万吨,2012年进一步增加到541.60万吨,较2010年增加了73.40%。

三、 测算方法及数据来源

1. 恒定市场份额模型(CMS)

恒定市场份额模型(CMS)由泰森斯基(Tyszynski)[22]1951年最先提出,后由利墨(Leamer)和斯特恩(Stern)[23]等多次修改完善,成为研究贸易波动和出口产品国际竞争力的重要模型之一。该模型在学术界主要运用于出口贸易波动和出口竞争力的测算上,近年来,在进口贸易波动等相关领域的应用逐渐增多。

本文为了使棉花进口增长波动因素分解的解释程度提高,在一级分解的基础上进行二级分解。

一级分解公式:

二级分解公式:

如果只考虑单一的进口商品,那么模型在实际运用中可以不考虑商品结构效应,模型如下:

(1) 热力型氮氧化合物。澳斯麦特炉熔炼时，空气中氮在高温下氧化产生，随反应温度的升高，其反应速率按指数规律增加。当温度<1 500 ℃时，NO生成的量很少，而当温度>1 500 ℃时，每增加100 ℃，反应速率增加到6～7倍。反应方程式见式(1)和式(2)。

式中:q为中国棉花进口总值;S是中国棉花进口在世界棉花进口中的市场份额;Si为中国对i类棉花进口总额占该类棉花世界进口总额的比重;Sj为中国对j国棉花的进口总额占世界向该国进口棉花总额的比重;Sij为中国对j国i类棉花的进口总额占世界向该国该类棉花进口总额的比重;Q为世界棉花进口总值;Qi为世界上i类棉花的进口总值;Qj为世界市场上j国棉花出口总值;Qij为世界对j国i类棉花的进口总额。上标“0”表示期初年份,下标i和j表示商品和地区,Δ表示两个时期之前的变化量。

2. 中国棉花进口CMS模型分解效应说明

(1) 结构效应。①增长效应:反映中国棉花进口随着世界棉花总体进口的变动而变动。结果为正,说明世界棉花进口的增加拉动了中国棉花进口的增长;结果为负,说明世界棉花进口需求的减少将阻碍中国棉花的进口。②市场结构效应:反映中国棉花进口市场结构变动所带来的棉花进口值的变动。结果为正,表明中国进口棉花的市场结构较为集中;结果为负,表明中国进口棉花的市场结构较为分散。

(2) 竞争力效应。①综合竞争力效应:反映中国对世界棉花总体出口市场竞争力的变化,而带来中国棉花进口额的变化。结果主要是用来说明中国棉花整体进口竞争力的大小。②商品竞争力效应:反映中国对世界棉花出口竞争力的变化,所带来的中国棉花进口值得变化。其数值主要是用来说明中国棉花具体竞争力的大小。

(3) 结构与竞争力交叉效应。反映中国棉花进口竞争力的变化和世界棉花进口需求的变化在相互交叉作用下所引起的棉花进口额的变化。

3. 数据来源

利用1992—2012年的时间序列数据,选取棉花进出口国家以及进口金额等相关数据对中国棉花进口波动增长因素进行分析。数据主要来自于世界粮农组织(FAO)统计数据库、美国农业部(USDA)、联合国贸发会议数据库(http:∥comtrade.org.db)等。

四、 中国棉花进口增长波动因素分解

基于中国棉花进口波动情况,利用贸易市场的变化和贸易额等相关信息,研究中国棉花进口波动因素,并依此为依据,采用CMS模型对中国棉花进口变动情况进行分解,具体结果如表1所示。

表1　中国棉花进口波动因素分解结果

资料来源: 根据联合国贸发会议数据库(http:∥comtrade.org.db)整理所得。

1. 棉花进口增长因素一级分解

(1) 稳定阶段(1992—2001年)。竞争力效应是促进中国棉花进口增长最主要的因素,进口额净增加5.32亿美元,贡献率81.91%;其次是结构效应,增加1.73亿美元,贡献率26.64%;再次是结构与竞争力交互效应净减少0.56万亿,贡献率减少8.55%,结构与竞争力交互效应阻碍了中国棉花进口。这一时期进口的增长主要是由竞争力效应所引起的,结构与竞争力交互效应起到了反作用。测算增长只有6.50亿美元,基本处于稳定态势。

(2) 增长阶段(2002—2006年)。竞争力效应为25.28亿美元,贡献率54.65%,较第一时净减少27.26%;结构与竞争力交互效应由负值转向正值11.59亿美元,贡献率为25.06%,较第一时期净增加33.61%,即对棉花进口额增长起到了一定促进作用;结构效应为9.39亿美元,贡献率为20.28%,较第一时期略有下降。在这一时期,竞争力效应仍然是进口的增长最重要的因素,竞争力效应、结构效应和结构与竞争力交互效应共同促进了中国棉花进口的额的增加,测算增长达到46.26亿美元。

(3) 衰退阶段(2007—2009年)。由于受到全球金融危机的影响,这一时期竞争力效应、结构与竞争力交互效应均为负值,对中国棉花进口存在抑制作用;结构效应为为9.39亿美元,贡献率164.95%,较第二时期净增加144.65%,成为这一时期影响进口增长的主导因素。这一时期,中国棉花的进口额的增加主要是由结构效应带来,而竞争力效应和结构与竞争力交互效应的反作用超过结构效应,棉花进口额大幅减少,测算值5.69亿美元。

(4) 回升阶段(2010—2012年)。中国棉花进口额逐步回升,测算值71.81亿美元,较第三时期增加66.12亿美元。竞争力效应和结构与竞争力交互效应由负值转为正值,促进了中国棉花进口额的增加,竞争力效应为34.36亿美元,贡献率为47.85%,相比第三时期净增加了85.66%,逐渐恢复到了主导地位,但还是明显低于第一时期和第二时期的竞争力效应;这一时期的结构效应为24.95亿美元,贡献率为34.74%,较第三时期显著减少130.21%,但是明显高于第一时期和第二时期。而结构与竞争力交互效应为12.50亿美元,贡献率为17.41%,高出第三时期,超出第一时期,但低于第二时期。竞争力效应、结构效应和结构与竞争力交互效应共同促进了中国棉花进口额的增长,测算增长值为71.81亿美元。

2. 棉花进口因素二级分解

(1) 结构效应分解。①1992—2001年,结构效应增加1.73亿美元,商品结构效应影响较大,贡献率为26.66%,表明中国棉花进口的增长同世界棉花进口市场结构相一致。增长效应贡献率为-0.01%,表明世界棉花进口需求的减少阻碍了中国棉花进口额的增加。这一时期中国棉花的市场结构效应是影响中国棉花进口额增加的主要因素。②2002—2006年,结构效应中商品结构效应的影响依然比较大,贡献率为20.29%,但与上一时期相比略有减少;增长效应贡献率为0.01%,与上期相比有所上升,但对中国棉花进口额增加的贡献还是相当有限。二者共同促进中国棉花进口商品结构效应额增加9.38亿美元增长效应额增加0.01亿美元。③2007—2009年,商品结构效应依然最为显著,且大幅上升,贡献率为165.12%,较上一时期净增加144.83%。增长效应贡献率-0.18%,较上期减少,对中国棉花进口额的增加起到阻碍作用。④2010—2012年,商品结构效应为24.89亿美元,相比上期大幅下降,贡献率为34.67%,较上期减少130.45%;增长效应0.06亿美元,贡献率0.08%,较上期增加0.26%。总体上讲,商品结构效应虽然各时期变化不一,但是结果均为正值,并且一直是中国棉花进口额增加的主要因素,而增长效应则反复无常,有时起促进作用,有时起阻碍作用,作用范围也相当有限。

(2) 竞争力效应分解。①1992—2001年,商品竞争力效应5.33亿美元,贡献率81.99%,具有商品竞争优势,有助于中国棉花进口额的增长;综合竞争力效应-0.01亿美元,贡献率-0.08%,不具有综合竞争优势,阻碍了中国棉花进口额的增加。二者对比发现,商品竞争力效应对中国棉花进口额增加的贡献明显大于综合竞争力效应。②2002—2006年,商品竞争力效应贡献率为54.60%,相比上期略有下降,但商品竞争力效应25.26亿美元,较上期明显增加;综合竞争力效应转为正值,但是贡献率较低,仅为0.04%。③2007—2009年,综合竞争力效应和商品竞争力效应全部转为负值,中国棉花进口受到了阻碍。综合竞争力效应-2.15亿美元,贡献率-0.1%,综合优势消失,阻碍中国棉花的进口;商品竞争力效应-0.01亿美元,贡献率-37.72%,竞争力较低,对中国棉花进口的阻碍作用较大。④2010—2012年,综合竞争力效应和商品竞争力效应较上期都出现了不同程度的增长。商品竞争力效应贡献率47.85%,较上期贡献率增加85.57%,而综合竞争力效应34.36亿美元,贡献率较上期也有增加。

参考文献:

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[20] 刘艺卓. 基于恒定市场份额模型对我国乳品进口的分析[J]. 国际商务-对外经济贸易大学学报, 2009(4):36-40+46.

[21] 蒋兴红,王征兵. 基于CMS模型的中国农产品进口波动分析[J]. 统计与决策, 2013(6):136-139.

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[23] Leamer E E, Stern R M. Quantitative International Economic[M]. New York: Aldine Transaction Publishers, 2006.

【责任编辑孙立】

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Growth Factors of China’s Cotton Import Based on CMS Model

GeQiuying1,CaoChong2

(1. Business Institute, Anhui University of Finance and Economics, Bengbu 233041, China; 2. College of Economics and Business, Xinjiang Agricultural University, Urumchi 830052, China)

Abstract:Applying CMS model, using the time-series data from 1992 to 2012, empirical analysis on the growth factors of China’s cotton import is made. The results show that, in the stable stage, competitive effect and structure effect promote the growth of cotton import of China, the interaction effect of structure and competitiveness is counterproductive; in the growth stage, the competitive effect, structure effect and interaction of structure and competitive jointly promote the cotton import of China; in the decline stage, the structure effect stimulate the growth of cotton import of China, while the competitive effect and the interaction effect of structure and competitive inhibited the cotton import of China, and significantly greater than the structure effect; in the recovery phase, the strong competitive effect, structure effect and interaction effect jointly promote the cotton import trade of China.

Key words:cotton; import fluctuation; CMS model

文章编号:2095-5464(2015)01-0023-04

作者简介:苏剑(1978-),男,辽宁沈阳人,沈阳大学副教授,博士。

基金项目:辽宁省教育厅人文社会科学研究项目(W2013262)。

收稿日期:2014-03-14

中图分类号:F 222.3

文献标志码:A