贸易开放背景下中国食物进口市场格局研究*

李国景，韩昕儒，陈永福

(1.中国农业科学院农业资源与农业区划研究所，北京 100081； 2.中国农业科学院农业经济与发展研究所，北京 100081； 3.中国农业大学经济管理学院，北京 100083)

0 引言

入世以来，中国农业逐步融入到世界农业经济体系中，食物进口持续快速增长，呈现常态化、全面性特点。特别是2010年以来，主要粮食作物全部呈现净进口，大豆和植物油进口持续高位增长，乳制品净进口大幅度增加的同时肉类进口加速增长。从进口市场来看，中国食物进口来源地进一步扩展。2017年首批匈牙利牛肉运抵中国，蒙古国熟制牛羊产品允许进入中国市场，首次允许智利油桃出口中国，第一批波兰苹果进入中国市场等。中国食物进口限制程度也在降低。2015年解除巴西牛肉进口禁令， 2017年全面解除持续13年之久的美国牛肉进口禁令，同年解除对美国、加拿大和墨西哥猪肉产品的进口禁令，同时解除了菲律宾香蕉进口禁令等。这一系列表现和举措表明相比从前中国食物市场的开放程度不断加大。

我国人多地少、水缺资源有限。随着工业化和城镇化水平继续提高、居民收入不断增长和食物消费不断升级以及农业生产成本持续上升，未来我国食物对外依存度将持续提高。目前，我国正在积极稳妥地利用国际农产品市场和国外农业资源，适度进口国外农产品以及深化同主要贸易伙伴国的农业合作，进一步加强食物安全战略布局[1]。2008年以来，中国与牛羊肉生产大国新西兰、澳大利亚签订自贸协定，并逐步与更多的国家开展谈判或签订自贸协定。而且，随着“一带一路”倡议的进一步实施，上海合作组织命运共同体的逐步构建，开放了内陆地区进口食物的指定口岸，加强了与国外农业的合作。可以预见，随着经济增长和城镇化，中国食物市场会进一步扩张，不同进口来源的食物之间的竞争将会加剧，中国食物进口市场结构将会相应地发生变化[2]。因此，有必要区分食物的来源，采用来源区分模型开展中国食物进口需求分析，研究进口来源地在中国食物进口市场上的相互关系。

中国食物进口需求弹性估计是以往文献的研究重点。从研究对象上看，多数研究涉及中国大豆进口需求弹性的估计[3-6]，另外一些研究开展了粮食进口需求弹性的估计[7-8]，也有研究估计了中国肉类进口需求弹性[9]。从实证模型上看，有学者利用来源区分模型从不同来源地去分析商品进口的需求弹性，其中，运用Rotterdam 模型进行的研究相对较多[4， 10]，也有学者利用来源区分AIDS模型进行了研究[5， 9]； 另一方面，有学者通过马歇尔需求函数直接将粮食进口需求表示为其相对价格和收入的函数，通过估计弹性分析收入、价格对粮食进口需求的影响[6-7]。总结来看，关于食物进口需求弹性的研究多数集中在粮食特别是大豆方面，对于其他食物品种的研究相对较少，将所有食物综合考虑在一起的研究则更为少见。

对中国来说，准确地估计食物进口需求弹性，无论是对学术界还是政府都显得尤为重要，这有助于相关政府部门和食物进口商更加清晰地了解中国食物市场的内部竞争关系，从而制定出更切合实际的产业和企业发展战略。鉴于此，文章分析中国食物进口需求现状，并运用Rotterdam模型，通过估计进口需求弹性开展中国食物进口需求实证分析，理清进口来源地在中国食物进口市场上的相互关系。

1 中国食物进口现状

1.1 中国食物进口量分析

图1 中国食物进口量变化资料来源：UNcomtrade数据库

根据中国农产品贸易发展报告对农产品所做的分类和统计口径[11]，将进口食物分为7类：谷物(小麦、玉米、稻谷、粮食制品、薯类等)、油籽、植物油(食用植物油、其他植物油)、蔬菜、水果、水产品、畜产品(猪肉、牛肉、羊肉、禽肉、其他动物肉类、蛋类、奶类及其制品、动物油脂及其肉类制品)。

图1为分品种的中国食物进口量变化。2001年之前，中国食物进口数量增速缓慢。2001年中国加入世界贸易组之后，食物进口数量增长迅速， 2015年增长到1.67亿t，是2001年的5.42倍， 2016年有所下降，为1.55亿t。

中国食物进口表现出如下特征：首先，中国油籽进口量远大于其他各类食物进口量，占食物进口总量的比重相对最大。在进口量变化上， 2000年以来，油籽进口量呈快速递增趋势， 2016年达到8 970万t，是2000年的6.6倍。在进口量占食物进口总量的比重上，油籽进口量占比从1996年的6.37%增长到2000年的53.6%，呈快速增长趋势，之后基本保持在50%以上， 2016年占比达到57.76%。其次，中国谷物进口量占比位居次席， 2011年以来谷物进口占比保持相对稳定， 2016年为20.71%。最后，蔬菜、植物油、水果和畜产品进口量总体均呈不同程度的递增趋势，但各类食物进口量占比的变化存在较大差异。1996—2016年蔬菜占比从0.95%增长到6.55%。同期植物油和畜产品的进口量占比分别从15.48%和8.8%下降到5.04%和5.35%。2010年以来水果进口量占比基本保持稳定， 2016年为2.83%。2011年以来水产品进口量基本保持相对稳定， 2016年为273.17万t，进口量占比从2011年的3.01%下降到2016年的1.76%。

1.2 中国食物进口格局分析

根据出口中国农产品的国家排名、地理位置、对外发展战略，将中国食物进口的国家或地区分为美国、巴西和阿根廷、澳大利亚、加拿大、一带一路沿线国家(1)一带一路沿线国家的选择来自于一带一路官方网站(https：//www.yidaiyilu.gov.cn/)、其他国家或地区。表1为出口中国农产品金额排在前五位的国家，依次是美国、巴西、澳大利亚、加拿大、阿根廷。农产品中食物占绝大部分，因此，以上国家出口中国的食物也应排在前列，他们是中国重要的食物进口来源地。根据地理位置和出口食物的相似性将巴西和阿根廷合并。近年来，中国与一带一路沿线国家之间的贸易进一步加强，他们是中国食物进口重要的来源地之一，因此将剩余的国家和地区分为一带一路沿线国家和其他国家或地区。

表1 中国农产品进口额排名前列的国家亿美元

年份美国巴西澳大利亚阿根廷加拿大2015247.40198.8580.6250.9452.222010—2015年平均值251.58181.7471.0151.4146.802005—2015年平均值184.41125.4550.3448.4832.45 资料来源:国际农产品贸易统计年鉴2016[12]

图2 中国从不同国家或地区进口的食物数量变化资料来源：UNcomtrade数据库

图2为中国从不同国家和地区进口食物的数量变化，可以看出中国食物进口贸易集中度较高。从进口数量上看， 2001年以来，美国、巴西和阿根廷、一带一路沿线国家均占据中国食物进口的较大比重。以2016年为例，中国从以上国家和地区进口的食物数量占中国食物进口总量的比重分别为28.07%、30.76%、24.29%。从进口比重变化上， 2002年，中国从以上国家或地区进口的食物数量比重合计达到79.69%，此后，保持在80%以上。可见，中国对美国、巴西和阿根廷、一带一路沿线国家的食物进口依赖程度相对较高。

中国从各个国家或地区进口食物表现出如下特征：第一，美国是中国重要的食物进口来源地之一。1996—2016年从美国进口食物的数量占比基本在20%～30%的范围内波动，进口数量总体上均呈递增趋势，从1996年的393.42万t增长到2016年的4 358.63万t。第二，中国从巴西和阿根廷进口食物的数量总体呈递增趋势， 2016年增长到4 776.76万t。在进口量占比上， 1996—2003年，从8.14%增长到35.87%，此后在25%～35%之间波动。第三， 1996—2015年中国从一带一路沿线国家进口食物的数量总体呈递增趋势， 2016年有所下降。在进口量占比上表现出相对稳定的态势， 2010年以来进口量占比保持在24%～27%。第四， 2008年以来中国从澳大利亚和加拿大进口的食物数量总体呈上升趋势，分别从2008年的121.08万t和199.41万t，增长到2016年的635.23万t和799.18万t，分别增长了4.25倍和3.01倍，但是从加拿大和澳大利亚进口的食物份额相对较小。

2 概念框架、模型设定与数据说明

2.1 概念框架

该研究利用Rotterdam 模型对中国食物进口来源地之间的相互关系进行分析，该模型是通过消费者的效用最大化得出。根据消费理论，消费者的效用是在既定资源约束下的效用，即

U=Max[U(Q)，PQ≤Y]

(1)

式(1)中，Y为预算约束，P为商品的价格。需求函数为消费者在既定收入Y和商品价格P的条件下，满足最大化效用时选择的最大消费量Q。因此，利用式(1)的效用函数和约束条件，引入拉格朗日乘子构造拉格朗日函数，从而求解最大化问题，得出需求函数，即

Q=Q(P，Y)

(2)

根据以上分析可知，在开放经济环境中，一国对某种商品的进口需求是该国国民商品总支出和商品价格的函数，可表示为：

Qt=f(Yt，Pt)

(3)

式(3)中，Qt是t时期某种商品的进口需求，Yt为t时期的商品总支出，Pt为t时期的商品价格，即各来源地的商品价格组成的价格向量。在既定的国民收入水平下，任一来源地的商品不仅受自价格的影响，同时还受交叉价格的影响。因此，某来源地的商品需求可通过其自价格弹性来识别，而其与他国同类商品间的相互关系则可通过交叉价格弹性加以分析[10]。当两个来源地的商品之间的交叉价格弹性大于0，说明它们存在替代关系，否则存在互补关系。

2.2 Rotterdam模型

为了能够准确识别中国食物进口市场不同来源地的食物之间的相互关系，选用Rotterdam模型来测度不同来源地食物的支出弹性、自价格弹性和交叉价格弹性。该模型能在样本数量不太理想的情况下，较为合理地估计出进口需求的支出弹性和价格弹性，在农产品进口需求研究中得到广泛应用。其具体形式为：

widlnqi=bidlnQ+∑ijcijdlnpi

(4)

式(4)中，wi表示从第i个来源地进口食物的金额占进口国进口食物总额的比重，qi表示从第i个来源地进口食物的进口量，pj表示从j个来源地进口食物的进口价格。dlnqi表示进口食物量的增比，dlnpi表示进口食物价格的增比，bi为食物进口的边际支出份额，cij为食物进口价格的净效应。定义dlnQ=∑jwjdlnqj，为对数形式表示进口数量。bi、cij为待估计参数。式(4)需要满足的需求性质为：加总性：∑ibi=1，∑icij=0； 齐次性：∑jcij=0； 对称性：cij=cji，i≠j。支出、希克斯、马歇尔弹性公式分别为：ei=bi/wi，θij=cij/wi，eij=θij-eiwj，i，j=1， 2，…，n。希克斯弹性为剔除收入效应之后的价格弹性。运用似不相关回归法对模型进行估计。

2.3 数据说明

中国食物进口额(美元)和进口量(kg)数据来源于联合国商品贸易(UNcomtrade)数据库，数据区间为1996—2016年。用进口额除以进口量获得单位值替代食物进口价格。与前文的中国食物进口来源地划分保持一致，分为美国、巴西和阿根廷、澳大利亚、加拿大、一带一路沿线国家、其他国家或地区。

表2 1996—2016年中国食物进口额比重和价格的统计描述

国家均值标准差最小值最大值支出比重美国0.2310.0260.1790.273巴西+阿根廷0.2330.0700.1180.358澳大利亚0.0440.0260.0180.126加拿大0.0590.0310.0280.155一带一路沿线国家0.2420.0280.2030.308其他国家或地区0.1910.0410.1220.265价格(美元/kg)美国0.4430.1270.2940.658巴西+阿根廷0.4380.1480.2010.686澳大利亚0.4020.1840.1990.795加拿大0.4780.2170.2220.870一带一路沿线国家0.4610.1290.2460.724其他国家或地区1.1490.5330.4822.057

表2为中国从6个不同国家或地区进口食物的金额比重和进口价格的统计描述，可以看出，美国、巴西和阿根廷、一带一路沿线国家对应的食物进口额比重均值相对较大，分别为0.231、0.233、0.242，表明这些国家或地区在中国食物进口市场上占据主导地位。澳大利亚和加拿大对应的食物进口额比重相对较小，分别为0.044和0.059。不同国家或地区的进口额比重的标准差均相对较小，表明这21年，他们在中国食物进口市场上的支出比重较为稳定。从进口价格来看，中国从其他国家或地区进口的食物单位价值相对较高，为1.149美元/kg，可能的原因是其他国家或地区进口了单位价值较高的畜产品，中国从剩余的国家或地区进口的食物单位价值范围在0.4～0.5范围内，且标准差相对较小，表明价格相对稳定。

3 结果分析

3.1 参数估计结果

表3为中国食物进口需求函数的参数估计结果。(1)从进口数量指数的参数估计来看，进口数量指数系数bi的估计值全部大于零，且显著性水平均为1%，表明当中国的食物进口总量增加时，从6个国家或地区的食物进口数量都会有所增加，但增加的幅度有所不同。具体来看，中国食物进口支出增长一个单位时，从美国进口食物的增长幅度最大(0.290)，增幅最小的是巴西和阿根廷(0.059)。(2)从自价格系数的估计值来看，所有的自价格系数都为负值，且除了美国和其他国家或地区对应的自价格系数不显著之外，其余国家或地区对应的自价格系数的显著性水平均为小于或等于5%。(3)从交叉价格系数的估计值来看，美国与加拿大的交叉价格系数为-0.046，显著性水平为10%，表明美国与加拿大出口中国的食物之间有显著的互补关系。美国与一带一路沿线国家的交叉价格系数为0.089，显著性水平为5%，表明美国与一带一路沿线国家出口中国的食物之间有显著的替代关系。从其他交叉价格系数的估计结果还可以看出，澳大利亚与巴西和阿根廷出口中国的食物之间有显著的替代关系，加拿大与一带一路沿线国家、其他国家或地区出口中国的食物之间有显著的替代关系。

表3 中国食物进口需求函数的参数估计

国家或地区bi价格系数cij美国巴西+阿根廷澳大利亚加拿大一带一路其他美国0.290∗∗∗-0.0810.030-0.023-0.046∗0.089∗∗0.031(0.046)(0.062)(0.020)(0.022)(0.024)(0.036)(0.040)巴西+阿根廷0.059∗∗∗-0.077∗∗∗0.020∗∗0.0080.0050.014(0.017)(0.015)(0.009)(0.012)(0.015)(0.016)澳大利亚0.069∗∗∗-0.035∗∗0.0070.0050.026(0.025)(0.015)(0.012)(0.015)(0.018)加拿大0.119∗∗∗-0.096∗∗∗0.062∗∗∗0.066∗∗∗(0.030)(0.020)(0.018)(0.022)一带一路0.153∗∗∗-0.245∗∗∗0.083∗∗∗(0.036)(0.031)(0.027)其他0.287∗∗∗-0.226(0.051)(0.042) 注:括号内为标准误; ∗∗∗、∗∗、∗分别表示显著性水平为1%、5%、10%

3.2 弹性结果分析

表4为中国食物进口需求的支出弹性和马歇尔弹性。(1)从支出弹性来看，各国家或地区对应的食物支出弹性均为正，且显著性水平均为1%。从具体数值来看，美国、澳大利亚、加拿大、其他国家或地区的食物支出弹性大于1，分别为1.256、1.557、2.026和1.625，表明富有弹性； 而巴西和阿根廷、一带一路沿线国家的食物支出弹性小于1，分别为0.251和0.633，表明缺乏弹性。上述结果表明，当中国食物需求总量增加时，中国从加拿大进口的食物数量增幅会相对最大，其次是其他国家或地区、澳大利亚、美国、一带一路沿线国家、巴西和阿根廷。(2)从马歇尔弹性来看，不同来源食物的自价格弹性均为负值，且显著性水平都在5%以上，表明当来源地食物价格增加时，进口来源地食物的数量会相应减少。从具体数值上看，加拿大、一带一路沿线国家、其他国家或地区的自价格弹性绝对值大于1，表明富有弹性，其中，加拿大的自价格弹性绝对值最大，为1.750； 美国、巴西和阿根廷、澳大利亚的自价格弹性绝对值小于1，表明缺乏弹性，其中，巴西和阿根廷的自价格弹性绝对值最小，为0.387。上述结果表明，来源于巴西和阿根廷的食物进口量受价格变化的影响相对最小，其次是美国、澳大利亚，可见，中国食物进口对这些国家的依赖性更强一些； 相反，来源于加拿大的食物进口量则相对最易受到价格冲击，其次是其他国家或地区、一带一路沿线国家，表明中国从这些国家或地区进口的食物数量相对不稳定。可以推出，当各个食物出口国采取价格竞争策略同时降价时，中国对加拿大、一带一路沿线国家的食物进口额会随之激增，而对巴西和阿根廷、美国、澳大利亚的进口额却不会显著增长。反之，当价格同时上涨时，中国从巴西和阿根廷、美国、澳大利亚进口的食物量受影响最小。

表4 中国食物进口需求的支出弹性和马歇尔弹性

国家或地区支出弹性价格美国巴西+阿根廷澳大利亚加拿大一带一路其他美国1.256∗∗∗-0.642∗∗-0.164∗-0.155-0.273∗∗∗0.082-0.104(0.198)(0.265)(0.099)(0.097)(0.105)(0.162)(0.184)巴西+阿根廷0.251∗∗∗0.070-0.387∗∗∗0.073∗0.018-0.0380.014(0.074)(0.085)(0.066)(0.039)(0.051)(0.063)(0.071)澳大利亚1.557∗∗∗-0.878∗0.077-0.855∗∗0.056-0.2540.297(0.569)(0.504)(0.248)(0.339)(0.272)(0.362)(0.433)加拿大2.026∗∗∗-1.249∗∗∗-0.3440.022-1.750∗∗∗0.565∗0.731∗(0.504)(0.422)(0.238)(0.210)(0.336)(0.320)(0.401)一带一路0.633∗∗∗0.223-0.126∗-0.0060.220∗∗∗-1.165∗∗∗0.221∗(0.151)(0.152)(0.071)(0.065)(0.074)(0.131)(0.117)其他1.625∗∗∗-0.212-0.304∗∗∗0.0660.249∗∗0.040-1.465∗∗∗(0.299)(0.216)(0.107)(0.096)(0.115)(0.154)(0.254) 注:括号内为标准误;∗∗∗、∗∗、∗分别表示显著性水平为1%、 5%、 10%

表5为中国食物进口需求的希克斯弹性。不同于马歇尔价格弹性，希克斯价格弹性剔除了收入效应而仅反映替代效应的影响结果，因此能够更加准确地揭示不同来源地产品之间的替代关系或互补关系。表5显示，有2/5的交叉价格弹性统计显著性水平在10%以下。

中国食物进口需求的希克斯交叉价格弹性总结为以下特点：

(1)进口美国食物与进口加拿大食物之间存在互补关系。进口美国食物的价格与来源于加拿大的食物进口量的交叉价格弹性为-0.781，显著性水平为10%，表明当进口美国食物的价格上升1%时，来源于加拿大的食物进口量将减少0.781%。而进口加拿大食物的价格与来源于美国的食物进口量的交叉价格弹性为-0.199，且显著性水平为10%，表明当进口加拿大食物的价格上升1%时，来源于美国的食物进口量将减少0.199%。由此可见，表明来源于美国的食物与来源于加拿大的食物之间存在互补关系。(2)进口澳大利亚食物与进口巴西和阿根廷食物之间存在竞争关系。从弹性结果来看，进口澳大利亚的食物价格与来源于巴西和阿根廷的食物进口量的交叉价格弹性为0.084，且显著性水平为5%，而进口巴西和阿根廷食物价格与来源于澳大利亚的食物进口量的交叉价格弹性为0.441，且显著性水平为5%。(3)进口一带一路沿线国家食物与进口美国、加拿大食物之间存在竞争关系。从弹性结果来看，一带一路沿线国家食物价格与来源于美国、加拿大的食物进口量的交叉价格弹性分别为0.386、1.055，且显著性水平为5%以下； 而美国、加拿大的食物价格与来源于一带一路沿线国家的食物进口量的交叉价格弹性分别为0.369、0.257，且显著性水平为5%以下。上述结果表明，一带一路沿线国家食物价格影响着来源于美国、加拿大的食物进口，当一带一路沿线国家食物价格上升时，来源于上述国家的食物的中国的市场地位将有所上升。(4)从交叉价格弹性还可以看出，来源于一带一路沿线国家和其他国家或地区的食物进口量对进口加拿大的食物价格的希克斯交叉价格弹性分别为0.257和0.345，且显著性水平都在1%时，表明当受到加拿大食物价格冲击时，来源于其他国家或地区的食物进口量反应相对较强烈，而来源于一带一路沿线国家的食物进口量受影响相对较小。

表5 中国食物进口需求的希克斯价格弹性

国家价格美国巴西+阿根廷澳大利亚加拿大一带一路其他美国-0.3520.129-0.099-0.199∗0.386∗∗0.135(0.267)(0.086)(0.096)(0.106)(0.156)(0.174)巴西+阿根廷0.128-0.328∗∗∗0.084∗∗0.0320.0230.062(0.086)(0.062)(0.039)(0.051)(0.062)(0.068)澳大利亚-0.5180.441∗∗-0.786∗∗0.1480.1220.594(0.499)(0.204)(0.334)(0.274)(0.347)(0.404)加拿大-0.781∗0.1290.111-1.631∗∗∗1.055∗∗∗1.117∗∗(0.415)(0.202)(0.206)(0.337)(0.305)(0.375)一带一路0.369∗∗0.0220.0220.257∗∗∗-1.012∗∗∗0.342∗∗∗(0.149)(0.060)(0.064)(0.074)(0.129)(0.110)其他0.1640.0750.1380.345∗∗∗0.433∗∗∗-1.155∗∗∗(0.211)(0.083)(0.094)(0.116)(0.139)(0.239) 注:括号内为标准误; ∗∗∗、∗∗、∗分别表示显著性水平为1%、5%、10%

4 结论与启示

该文利用1996—2016年中国食物进口数据，运用Rotterdam模型对中国食物进口需求进行了分析。研究结果如下。

(1)从进口食物种类上看，中国油籽进口量远大于其他各类食物进口量，占食物进口总量的比重相对最大，谷物进口量占比位居次席。从进口格局上看，中国食物进口贸易集中度较高， 2001年以来，美国、巴西和阿根廷、一带一路沿线国家均占据中国食物进口量的较大比重。

(2)中国不同来源食物的需求支出弹性从高到低分别为加拿大、其他国家或地区、澳大利亚、美国、一带一路沿线国家、巴西和阿根廷，表明当中国食物进口需求增加时，中国从加拿大进口的食物数量增幅会相对最大，巴西和阿根廷增幅相对最小。中国不同来源食物的需求自价格弹性绝对值由高到低分别是加拿大、其他国家或地区、一带一路沿线国家、澳大利亚、美国、巴西和阿根廷，表明来源于巴西和阿根廷的食物进口量受自身价格变化的影响相对最小，其次是美国、澳大利亚，中国食物进口对这些国家的依赖性更强。

(3)希克斯弹性结果表明，进口美国食物与加拿大食物之间存在互补关系，进口澳大利亚食物与巴西和阿根廷食物之间存在竞争关系，进口一带一路沿线国家食物与进口美国、加拿大食物之间存在竞争关系。

根据以上结果可知，中国食物进口对美国、巴西和阿根廷的依赖性较强。食物进口来源地之间存在一定的竞争和互补关系，中国在进口食物时应充分利用这些关系，促进食物进口来源地、运输通道、进口口岸和贸易渠道的多元化，以保障食物贸易安全。综合考虑农业资源条件、生产和贸易增长潜力、运输通道、地缘政治等因素，一带一路沿线部分国家可以在中国未来全球食物供应体系多元化中发挥重要作用，应加强对一带一路沿线国家的农业合作战略布局。