中国棉花虚拟土地资源进口影响因素研究

葛秋颖 曹 冲



中国棉花虚拟土地资源进口影响因素研究

葛秋颖 曹 冲

摘 要：本文在分析中国棉花进口贸易变化的基础上，运用分位数回归方法，利用1978～2013年时间序列数据，对中国棉花虚拟土地资源进口的影响因素进行研究。结果得出：国内棉花需求对棉花虚拟土地资源进口有推动作用，短期尤为明显，但在85%分位点上不显著；棉花播种面积和单产抑制了中国棉花虚拟土地资源的进口；市场化改革在65%和85%分位点上显著，并促进了棉花虚拟土地资源进口；国际经济关系在85%分位点上显著，有助于棉花虚拟土地资源的进口。

关键词：棉花；进口；虚拟土地资源进口；影响因素

一、前言及文献综述

改革开放以来，中国棉花贸易发展迅速，在农产品贸易中占有重要地位。2001年中国“入世”之后，中国棉花贸易发展进入了一个新阶段。截至2013年，中国棉花进出口总量分别为414．8万吨和1．1万吨。由于国内和国外纺织品需求的不断加大，根据联合国粮农组织和美国农业部数据统计，中国棉花积累了大量的贸易逆差，其中，2012年棉花贸易逆差最高，为441．6万吨，1987年棉花贸易逆差最小，为1．99万吨，到2013年中国棉花贸易逆差仅次于2012年，为413．7万吨。

然而，伴随着社会经济的高速发展、城镇化水平进程的加快、工业化速度的不断提升和粮食安全对土地资源的刚性需求，致使中国可用于棉花种植面积的土地资源日趋紧张，棉花生产难以得到保障，并且中国棉花需求以高于棉花生产0．4%的速度增加，导致其缺口越来越大，供求矛盾也越来越突出。

棉花虚拟土地资源进口对于缓解棉花供求矛盾和土地资源供求缺口应该来说是理想选择，但是在分析棉花虚拟土地资源进口时，找出其影响中国棉花虚拟土地资源进口的因素也就变得尤为迫切，这也是本文着重需要研究的问题。

从国外看，对于虚拟土地资源的研究较少，而且虚拟土地资源的概念主要来源于虚拟水的概念。Allan（1993，2003）指出，20世纪70年代粮食进口缓解了中东水资源短缺问题，并提出了“虚拟水”的概念。程国栋（2003）首先将“虚拟水”的概念引入中国，并由龙爱华（2003）、王新华等（2005）开展了一系列研究。关于虚拟土地资源，Sarah（2003）指出通过虚拟土地资源可以提高粮食自给的安全性。罗贞礼等（2004）首先提出了虚拟土地资源的概念。成丽等（2008）选取大米、玉米、小麦和大豆4种主要粮食类产品，核算其虚拟耕地贸易量，并测算粮食国际贸易对耕地可持续的影响。Thomas（2010）提出对虚拟土地资源量进行核算。杨玉蓉等（2011）运用虚拟耕地方法和对比方法对中国区域粮食生产空间布局进行了研究。孙才志（2012）从国际和区际两个层面上对中国粮食贸易导致的虚拟资源要素、虚拟生态要素流动量进行计算。Laura（2006）评价不同国家关于虚拟土地资源对社会经济及环境发展的影响。刘红梅等（2007）采用多元回归模型，对1978～2004年中国粮食虚拟土地资源进口的影响因素进行了分析。马博虎等（2010年）评价中国粮食对外贸易中虚拟耕地对本国耕地资源的贡献。

从研究方法上看，早先的研究主要使用最小二乘法（OLS）进行研究，后来多采用分位数回归方法。分位数回归方法是为了弥补普通最小二乘法在回归分析中的缺陷，由Koenker和Bassett于1978年提出来的。分位数回归相比普通最小二乘法回归，更能精确地描述自变量X对于因变量Y的变化范围以及条件分布形状的影响。吴建南和马伟（2006）指出分位数回归采用加权残差绝对值之和的方法估计参数，它对模型中的随机扰动项不需做任何分布的假定，当被解释变量的条件分布是非标准分布时，如非对称分布、厚尾分布或截段分布，采用分位数回归进行分析能得出更加合理的结论。近年来，分位数回归方法由于其结构的稳健性、应用前提条件的宽松性、给出信息的丰富性等特性在许多领域得到了普遍应用。

二、中国棉花虚拟土地资源进口状况

（一）虚拟土地资源核算方法

Chapagain和Hoekstra（2003）分别从生产者和消费者两方面对虚拟耕地贸易进行核算。根据本文的研究目标，文中核算方法只从消费者角度来核算中国棉花虚拟土地资源进口。具体计算公式如下：

式中，NVLIt表示第t年中国棉花进口中的虚拟土地资源，It表示第t年中国棉花的进口量，Wt表示第t年中国棉花单位面积产量。

（二）中国棉花进口量

根据联合国粮农组织数据，中国棉花进口总体呈快速增长趋势。棉花进口总量由1978年的98．33万吨增加到2013年的414．8万吨，累计增加了316．47万吨，年均增加量为9．04万吨，年均增长率为4．20%。期间呈现“稳定—增长—减少—回升”4个阶段。第一阶段（1978～1998年），中国棉花进口总体较稳定，但是略有波动。21年间中国棉花进口除了1980年、1981年、1989年、1995年、1996年和1997年这6年超过100万吨之外，其他年份中国棉花进口一直在40～100万吨之间。第二阶段（1999～2006年），中国棉花进口快速增加。由1999年的43．31万吨增加到2006年的400．4万吨，8年间中国棉花进口共增加357．09万吨，年均增加了51．01万吨，翻了三番有余，这主要是因为中国实行棉花流通体制改革的政策效应和世界棉纺织品配额取消的刺激效应所造成的。第三阶段（2007～2009年），中国棉花进口快速下滑。2007年减少到273．96万吨，2009年进一步减少到180．41万吨，这一阶段棉花进口下滑归因于世界金融危机的波及，导致世界纺织品需求下降，进而致使中国进口萎缩。第四阶段（2010～2013年），中国棉花进口缓慢回升。中国棉花进口由2010年的312．34万吨增加到2013年的414．8万吨，累计增加了102．46万吨，增加了7．51%，年均增加了9．92%，其中2012年是中国棉花历史进口最高值，为442．6万吨，2013年略少于2012年，为414．8万吨。

（三）中国棉花虚拟土地资源进口量

1．中国棉花虚拟土地资源进口量变动趋势 1978～2013年中国棉花虚拟土地资源进口量根据公式（1）计算得出（如表1所示）。

改革开放以来，中国棉花虚拟土地资源进口量总体呈波动增加趋势，由1978年的220．82万公顷增加到2013年的273．13万公顷，累计增加了52．31万公顷，年均增长率为0．61%。中国棉花虚拟土地资源进口波动幅度较大。1999年棉花流通体制改革以前，中国棉花虚拟土地资源进口除了1978年和1980年超过200万公顷、1984年低于60万公顷之外，其他年份都在60～200万公顷之间，20年间年际波动幅度净增长的有8年，净减少的有12年，其中净增长波动幅度最高为114．62%，最低为2．99%；净减少最高幅度为43．60%，最低幅度为3．03%。之后，中国棉花虚拟土地资源进口逐步增长，由1999年的42．14万公顷增加到2013年的273．13万公顷，增加了6倍多，翻了两番，其中2006年中国棉花虚拟土地资源进口最多，为309．13万公顷，2013年中国棉花虚拟土地资源进口为273．13万公顷，相比2012年减少了10．19%。

2．中国棉花虚拟土地资源进口量占棉花播种面积比重变动趋势 1978～2013年中国棉花虚拟土地资源进口总量共计5,281．15万公顷，约是2013年中国棉花实播面积（43．5万公顷）①2013年中国棉花种植面积数据主要来自于2013年国民经济和社会发展统计公报。的12．14倍，而2013年中国棉花虚拟土地资源进口量约是棉花实播面积的0．63倍。其中，2010年以前，中国棉花虚拟土地资源进口占棉花播种面积的比例波动幅度较大，1980年占比最高，为51．41%，2001年占比最低，为7．96%；2010年以来，棉花虚拟土地资源进口占棉花播种面积之比基本在50%以上，平均占比为58．57%，2012年占比最高，为64．87%，2013年占比略微下降，为62．79%。

表 1 1978～2013年中国棉花虚拟土地资源进口量 （单位：万公顷和%）

三、影响中国棉花虚拟土地资源进口因素的模型原理及实证分析

（一）模型原理

理论上，分位数回归是对普通最小二乘法的扩展。由于采用多个分位对模型函数进行估计，因而能够测度每个分位条件下的边际效应。从概率与数理统计角度来说，对于一个连续随机变量y，如果y≤Qτ的概率是τ，则就称为y的第τ分位数。对于F(y)=prob(Y≤y)而言,被解释变量y的τ分位数函数Qτ可以定义为（李育安，2006）：

如果我们把被解释变量y表示成一系列解释变量x的线性表达式，并使得该表达式满足≤Qτ的概率是τ，我们则称其为分位数回归。

分位数回归的参数估计原理实际上是使一个关于y与其拟和值之差的绝对值表达式最小，即加权绝对残差最小。考虑一般模型：

其中，τ（0＜τ＜1）表示所取得的各分位点，βτ表示各分位系数的估计值，ατ表示各分位截距项的估计值。根据分位数回归思想，我们把位于回归线上方的点赋予权重为τ，对于回归线以下的点赋予权重为（1-τ），然后求误差绝对值的加权和。

在这里尤其要说明的是，当τ=0．5时，意味着求绝对离差的最小值，这就是中位数回归。所以，我们可以通过改变分位数的数值来执行上述的绝对离差最小化过程。通过不断调整分位数，可以得到在给定的解释变量条件下的被解释变量的条件分布轨迹，这样我们才能够得到解释变量对被解释变量更为全面的影响。

（二）变量选择和研究假设

由于影响中国棉花虚拟土地资源进口量（用Y表示）的因素诸多，因此我们选取棉花播种面积X1、棉花单产X2、棉花出口量X3、国内棉花需求X4、市场化程度X5、国际经济关系X6、国内生产总值指数X7为解释变量，并对解释变量和被解释之间的关系作出假设。

1．反映棉花播种面积和单产的指标 棉花播种面积指实际播种或者移植有棉花的面积，凡是实际种植有棉花的面积，不论种植在耕地上还是非耕地上，均包括在棉花播种面积中。在播种季节基本结束之后，因遭灾而重新改种和补种的棉花面积也包括在内。如果国内棉花播种面积扩大，那么国内棉花在技术水平不变的前提下，产量也相应增加，棉花虚拟土地资源进口则相应减少；反之亦然。可见，棉花播种面积与棉花虚拟土地资源进口之间呈反向关系。棉花单产是反映土地生长能力和棉花生产水平的一种指标，指平均每单位土地面积上所收获的棉花产品产量。一般来说，棉花单产在棉花播种面积不变的前提下，棉花单产提高也会增加国内棉花产量，进而减少棉花虚拟土地资源进口；反之亦然。

2．反映棉花需求的指标 棉花需求一般分为国内需求和国外需求。一般来说，国内需求在国内棉花供给有限的情况下，进口则成为必然选择，与棉花虚拟土地资源进口呈正相关。国外需求与国内需求恰好相反，由于国外需求的指标难以衡量，故文中采用国内棉花出口来作为国外需求，并认为棉花出口与棉花虚拟土地资源进口呈反向关系。

3．市场化程度和经济发展水平 随着改革开放和棉花体制的逐步改革，棉花的市场化水平不断提高，棉花价格得到相应提升，并调动了棉农的积极性。因此，国内棉花市场的改革对棉花虚拟土地资源进口有正向作用。本文以1999年棉花流通体制改革为基点，1978～1998年变量取值为0，1999～2013年变量取值为1。一国的经济发展水平往往用国内生产总值指数来表示，该指数越高，表明该国的经济发展水平越高，那么对于棉花的需求可能会减少，故认为其与棉花虚拟土地资源进口呈负相关。

4．国际经济关系 中国加入世界贸易组织以后，中国国内市场和国外市场的一体化水平也不断提高，中国能够用更少的成本获得世界上更优质的棉花来解决国内棉花需求的不足，因此认为国际经济关系与棉花虚拟土地资源进口呈正相关。本文以中国加入世界贸易组织为界限来表示这一种状况，1978～2000年变量取值为0，2001～2013年变量取值为1。

（三）模型构建

计量分析的样本取值范围为1978～2013年，其中，1978～2011年中国棉花进口量、出口量、单产和播种面积数据分别来自于联合国粮农组织数据库和中国国家统计局；2012年和2013年中国棉花进出口量和单产数据来源于中国海关数据监测统计，棉花播种面积数据来自于2012年和2013年中国国民经济和社会发展统计公报；1978～2009年中国国内棉花需求数据来源于联合国粮农组织数据库，2010年和2011年数据来源于中国统计年鉴和中国棉花网，2012年和2013年数据来源于美国农业部统计数据库；国内生产总值指数（1978年=100）来源于中国国家统计局。

1．ADF检验 为了消除异方差，增加时间序列的平稳性，文中对播种面积X1、棉花单产X2、棉花出口量X3、国内棉花需求X4、国内生产总值指数X7数据分别取自然对数，分别记为lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX7。为了得到变量之间的长期均衡关系，我们借助于 Eviews 7．2软件，运用ADF检验法，对变量lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX7进行水平检验和一阶差分检验。检验结果表明：水平检验都是非平稳序列，而它们的一阶差分不存在单位根，都是平稳序列（见表2）。

表2 ADF单位根检验结果

2．协整检验 根据ADF检验结果，我们得出lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX7是一阶单整序列，对因变量和自变量进行协整检验，回归结果如表3所示。

在对因变量和自变量进行协整检验的过程中，我们发现lnX3和lnX7是不显著的，剔除不显著因素，得到新的回归方程为：

对式（6）方程中的残差进行单位根检验，得出如下方程：

对残差e进行ADF检验，检验结果ADF(C，0，0)的统计量为-5．340579，P值为0．0001，ADF检验统计量在1%的显著水平上小于临界值（-3．639407），表明残差序列在1%的显著水平下为平稳序列，说明了中国棉花虚拟土地资源进口同棉花播种面积、单产和国内需求存在长期的稳定均衡关系。

3．模型构建 应用分位数回归考察棉花播种面积（lnX1）、单产（lnX2）、国内需求（lnX4）、市场化改革程度（X5）和国际经济关系（X6）对中国棉花虚拟土地资源进口的影响，并且以上述回归方程检验为基础，建立本文的分位数回归方程如下：

lnY=α+β1lnX1+β2lnX2+β4lnX4+β5lnX5+β6lnX6+ε (8)

式中，α为常数项，β1、β2、β4、β5和β6为待估系数，ε为残差项。

(四)结果分析

通过对式（8）方程进行OLS回归和分位数回归（分位点分别为0．15、0．35、0．5、0．65和0．85），结果如表4所示。

在OLS回归中，棉花播种面积（lnX1）、单产（lnX2）和国内需求（lnX4）对中国棉花虚拟土地资源进口（lnY）的影响在1%置信水平上显著，市场化改革程度（X5）在10%置信水平上显著，国际经济关系（X6）对棉花虚拟土地资源进口（lnY）的影响不显著。其中，棉花播种面积（lnX1）、单产（lnX2）和市场化程度（X5）与棉花虚拟土地资源进口（lnY）呈负相关，国内需求（lnX4）和国际经济关系（X6）与棉花虚拟土地资源进口（lnY）呈正相关。在分位数回归中，τ=0．15、0．35和0．5时，棉花播种面积（lnX1）、棉花单产（lnX2）和国内需求（lnX4）在1%的置信水平上显著；τ=0．65时，棉花播种面积（lnX1）和棉花单产（lnX2）在1%的置信水平上显著，国内需求（lnX4）在5%的置信水平上显著，市场化改革程度（X5）在10%的置信水平上显著；τ=0．85时，单产（lnX2）和国际经济关系（X6）在1%的置信水平下显著，棉花单产（lnX2）和市场化程度（X5）在5%的置信水平下显著，棉花播种面积（lnX1）在10%的置信水平下显著。其中，棉花播种面积（lnX1）和单产（lnX2）与棉花虚拟土地资源进口成负相关；国内需求（lnX4）与其成正相关；市场化程度（X5）在τ=0．15时呈正相关，在其他分位点均呈负相关；国际经济关系（X6）在τ=0．15时呈负相关，在其他分位点均呈正相关。

表4 分位数回归结果

由表4可知，各分位点的t统计量绝大多数都在1%的水平上显著，估计结果有较高的可信度，接下来依据表4的分位数估计结果，对棉花虚拟土地资源进口的影响因素进行详细分析。

棉花播种面积和棉花单产对棉花虚拟土地资源进口产生了重要影响。棉花播种面积扩大1%，棉花虚拟土地资源进口减少2．27%～3．44%；棉花单产提高1%，棉花虚拟土地资源进口则减少2．23%～4．31%。这进一步验证了中国棉花播种面积不断增加和单产水平不断提高的事实，同时也说明了增加棉花播种面积和提高单产水平可以抑制棉花虚拟土地资源的进口。

国内棉花需求也是影响棉花虚拟土地资源进口的重要因素。在短期内，国内棉花需求对于棉花虚拟土地资源进口的依赖程度较高，在15%的分位点上，国内棉花需求增加1%，需要4．22%左右的棉花虚拟土地资源进口；在35%分位点上，棉花虚拟土地资源进口需求更高，为4．28%。长期观察，国内棉花需求对于棉花虚拟土地资源进口的依赖程度逐步降低，在65%分位点上，国内棉花需求增加1%，棉花虚拟土地资源进口则需要2．68%；在不显著的85%分位点上为1．78%。以上数据表明，中国在短时期内为了满足国内棉花需求现状，会适度进口棉花虚拟土地资源，但是在长时期内中国为了保护国内棉花产业安全，却会限制棉花虚拟土地资源的过度进口，避免出现“大豆风波”。

棉花流通体制改革对棉花虚拟土地资源进口也发挥了重要作用。在65%和85%的分位数水平上，市场化改革对棉花虚拟土地资源进口产生了促进作用，分别增加了5．09%和3．85%。可见棉花流通体制改革有利于棉花虚拟土地资源的进口，这对放活国内棉花市场、提高棉农的积极性发挥了很大的作用。

中国作为棉花生产和消费大国，在国际经济关系中扮演重要角色。在85%的分位数水平上，增加了棉花虚拟土地资源进口，为6．56%。这也表明了由于国际棉花价格比国内低，有利于中国棉花虚拟土地资源进口。

四、结论

本文利用1978～2013年时间序列数据，运用分位数回归方法，分析了各种因素对中国棉花虚拟土地资源进口的影响。结果表明：国内棉花播种面积越大，棉花虚拟土地资源进口越小；棉花单产水平越高，棉花虚拟土地资源进口越小；国内棉花短期内需求越高，对棉花虚拟土地资源进口依赖程度越强，长期内对棉花虚拟土地资源进口依赖程度适度减缓；市场化程度越高，棉花虚拟土地资源进口越多；中国参与国际经济关系程度越高，也会增加棉花虚拟土地资源的进口。

虚拟土地资源进口可能在一定程度上缓解了中国土地资源的压力，但是不能过度依赖于虚拟土地资源进口。因此，我们要正确把握棉花安全，应继续坚持“立足国内供给，适度进口调剂”的方针来优化和调整中国棉花资源配置，从而促进经济发展。

参考文献:

[1] 成丽, 方天堃, 潘春玲． 中国粮食贸易中虚拟耕地贸易的估算[J]． 中国农村经济, 2008, (6)．

[2] 程国栋． 虚拟水——中国水资源安全战略的新思路[J]． 中国科学院院刊, 2003, (4)．

[3] 刘红梅, 王克强, 石芳． 中国粮食虚拟土地资源进口的实证分析[J]． 中国农村经济, 2007, (11)．

[4] 龙爱华, 徐中民, 张志强． 西北四省（区）2000 年的水资源足迹[J]． 冰川冻土, 2003, 25(6)．

[5] 罗贞礼, 龙爱华, 黄璜, 徐中民． 虚拟土战略与土地资源可持续利用的社会化管理[J]． 冰川冻土, 2004, 26(5)．[6] 马博虎, 张宝文． 中国粮食对外贸易中虚拟耕地贸易量的估算与贡献分析——基于1978～2008年中国粮食对外贸易数据的实证分析[J]． 西北农林科技大学学报(自然科学版), 2010, 38(6)．

[7] 孙才志, 汤玮佳, 邹玮． 中国粮食贸易中的虚拟资源生态要素估算及效应分析[J]． 资源科学, 2012, 34(3)．

[8] 王新华, 徐中民, 李应海． 甘肃省 2003 年的水足迹评价[J]． 自然资源学报, 2005, 20(6)．

[9] 吴建南, 马伟． 分位数回归与显著加权分析技术的比较研究[J]． 统计与决策, 2006, 07．

[10] 杨玉蓉, 刘文杰, 邹君． 基于虚拟耕地方法的中国粮食生产布局诊断[J]． 长江流域资源与环境, 2011, 20(4)．

[11] Allan, J． A．Fortunately There Are Substitutes for Water Otherwise Our Hydro-political Futures Would Be Impossible．

[12] Allan, J． A．Virtual Water Eliminates Water Wars? A Case Study from the Middle East． Value of Water Research Report Series, No．11, 2003．

[13] Chapagain A K, Hoekstra A Y． Virtual Water Trade:A Quantification of Virtual Water Flows Between Nations in Relation to International Trade of Livestock and Livestock Products //Hoekstra A Y．Virtual Water Trade:Proceedings of the International Expert Meeting on Virtual WaterTrade”, The Netherlands:IHE Delft．, 2003．

[14] Koenker R．, Bassett Jr． G．Regression Quantiles, Econometrica, 1978, (46)．

[15] Laura W, Thomas K． Virtual Land Use and Agricultural Trade: Estimating Environmental and Socio-economic Impacts[J]． Ecological Economics, 2006, (57)．

[16] Priorities for Water Resources Allocation and Management, London: ODA, 1993．

[17] Sarah, J． C, Stuart P． Localisation of UK Food Production: An Analysis Using Land Area and Energy as Indicators[J]． Agriculture, Ecosystems and Environment, 2003, (94)．

（责任编辑:张建华）

[18] Thomas, K, Sanderine, N． Changes in Land Requirements for Food in the Philippines: A Historical Analysis[J]．Land Use Policy, 2010, (27)．

An Analysis of Factors In fl uencing the Importation of Cotton Virtual Land Resources in China

GE Qiu-ying CAO Chong

Abstract:Based on the analysis of China’s cotton importation and quantile regression method, this paper studies the factors influencing the importation of China’s cotton virtual land resources with time series data from 1978 to 2013． The study reaches the following conclusions: the domestic demand of cotton plays a promoting role in the importation of cotton virtual land resources, it’s significant especially in the short run, but it’s not significant when above 85%; cotton planting area and per unit yield constraint the importation of cotton virtual land resources; market-oriented reform is significant in 65% and 85%, but promotes the importation of cotton virtual land resources; international economic relations is significant when above 85%, which contributes to the importation of cotton virtual land resources．

Key words:cotton; importation; virtual land resources; influencing factors

基金项目：国家社会科学基金项目（项目编号：12BJY102）；新疆维吾尔自治区产学研联合培养研究生示范基地资助项目（项目编号：xjaucxy-yjs-20131038）。

作者简介：葛秋颖，安徽财经大学商学院国际商务系主任，硕士生导师，副教授，研究方向：贸易经济；曹冲，新疆农业大学经济与贸易学院硕士研究生，研究方向：贸易经济和区域经济。

中图分类号：F326．12

文献标识码：A

文章编号：1006-1894（2016）02-0039-00