中國木質林產品進口波動特征及影響因素

劉 學，胡明形

(北京林業大學經濟管理學院)

全球爆發新冠肺炎疫情以來，世界經濟受到嚴重的沖擊。我國也提出要加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。林產品貿易是我國對外貿易的重要組成部分，不僅對我國現代林業產業的發展具有重大意義，也對我國生態安全產生重要影響。隨著中國經濟的迅猛發展以及中國成為世界木質林產品貿易大國，中國木質林產品貿易受到越來越多的關注。木質林產品貿易面臨的國際環境復雜多變，其發展也受多種因素的影響。因此，分析中國木質林產品的貿易波動，對提升我國林業的國際競爭力、應對國內外環境變化具有一定的理論和實踐意義。國內外學者主要運用恒定市場份額模型（constant market share analysis，簡稱CMS）及其修正模型，結合描述性統計分析法從市場需求、商品結構和競爭力3個角度分析中國木質林產品出口[1-3]的特征與成因，發現中國木質林產品出口波動受市場規模效應影響較大，受產品結構效應影響相對較小。結合顯性比較優勢指數分析得到結構效應是中國對美國木質林產品出口波動的最主要動因[4-7]。而中國進口俄羅斯木質林產品貿易波動呈現出明顯的階段性[8]，其中進口結構和國內市場需求是貿易波動的主要因素。可以發現在現有研究中對中國木質林產品進口波動的研究較少。本文基于聯合國貿易統計數據庫中1992?2020年的木質林產品進口貿易數據，對中國木質林產品進口波動的周期進行測算，分析波動的統計特征，并從需求和供給的角度探究影響中國木質林產品進口波動的因素，提出平抑中國木質林產品進口波動、促進國內木質林產品市場健康發展的對策建議。

一、產品范圍與數據來源

綜合《2016中國林業發展報告》[9]和《中國林業年鑒（2017）》[10]，本文所指的木質林產品包括：原木（HS4403）、鋸材（HS4406 ～HS4407）、人造板（包括膠合板 HS4408、HS4412，刨花板 HS4410、纖維板HS4411）、木制品（HS4414 ～HS4421）、紙類（包括木漿 HS4701 ～HS4705、紙和紙制品 HS48 ～HS49）、木家具（HS940161、HS940169、HS940330、HS940340、HS940350、HS940360）等 6 類。

各類木質林產品的進口貿易數據來源于聯合國貿易統計數據庫（UN Comtrade）和《中國林業發展報告》，并根據《中國林業發展報告》的折算系數，將各類木質林產品進口量折合為原木當量。各影響因素數據來自《中國林業統計年鑒(2017)》[11]、《中國林業和草原統計年鑒(2017)》[12]和《中國統計年鑒》[13]。

二、波動周期與特征分析

（一）波動周期

速度法是用所考察變量的年際環比增長率來衡量波動的強度，考察一定時期內經濟變量波動的程度，通過分析增長率的波峰、波谷等指標來研究波動的規律，用公式表示為： I Ft=(yt?yt?1)/yt?1×100%。式中： I Ft代表第t年中國木質林產品進口貿易波動指數，yt和yt?1分別代表第t年和第t?1年中國木質林產品的進口貿易量。根據速度法，從一個波峰到相鄰的另一個波峰（“峰-峰”法），或從一個波谷到相鄰的另一個波谷（“谷-谷”法）稱為一個周期，或者按波動中相鄰的同一狀態來劃分[14]。國民經濟波動常采用“谷-谷”法，本文研究木質林產品波動規律也采用此方法。1993?2020年中國木質林產品進口周期劃分結果如圖1所示。

圖1 1993?2020年中國木質林產品進口貿易量及國內生產總值增長率

圖1表明，1993?2020年中國木質林產品進口波動呈現8個完整的波動周期：1993?1995年，長度為3年；1996?1998年，長度為3年；1999?2000年，長度為2年；2001?2005年，長度為5年；2006?2010年，長度為5年；2011?2013年，長度為3年；2014?2016年，長度為 3年；2017?2019年，長度為3年；2020年開始進入新的周期。

1993?2020年國民經濟大體經歷了1993?1999年 、2000?2009年 、2010?2016年 、2017?2020年（不完整周期）共4個周期，中國木質林產品進口波動周期和國民經濟波動周期并不完全一致。與國民經濟波動相比，中國木質林產品進口貿易波動更為頻繁，波動幅度更大，且中國木質林產品進口波動的谷值與國民經濟波動同步或滯后一年。同時，依據“谷-谷”法所得到的周期劃分結果與1998年天然林保護工程開始試點、2001年底中國加入世界貿易組織、2013年“一帶一路”倡議提出等重要事件的時間節點基本吻合。

（二）波動特征

我國木質林產品進口波動呈現以下特征：

1）周期長度約3年，呈“波長穩定”型。1993?2020年中國木質林產品進口貿易量的波動中，波長最長為 5年，頻數為 2次，最短為2年，頻數為1次，波長為3年出現頻數最高，為5次，頻率為62.5%。平均周期波長約為3.4年，即中國木質林產品進口貿易量的波動是以3年左右為一個周期，呈“波長穩定”型特征，表明中國木質林產品進口貿易量的年際波動周期具有較明顯的穩定性。

2）擴張期小于收縮期，呈“波形右偏”型。一個完整的周期應該由擴張期與收縮期兩個階段組成。擴張是指在一個周期內，該年增長率大于上一年增長率，收縮則是指在一個周期內，該年增長率小于上一年增長率。表1顯示，中國木質林產品進口貿易量在1993?2020年的8個波動周期中，擴張共出現了13年，其中長度為1年的擴張期出現頻數最高，為5次，占總擴張長度的38.46%，擴張期的平均長度為1.625年；收縮共出現了14年，其中長度為2年的收縮期出現頻數最高，為4次，占總收縮長度的57.14%，收縮期的平均長度為1.75年。擴張與收縮比為0.93，說明中國木質林產品進口貿易波動處于收縮期階段的時間較長，波動的形式為擴張期小于收縮期，呈現“波形右偏”型特征。

表1 1993?2020年中國木質林產品進口貿易量波動周期特征 年

3）峰位幅度遠大于谷位幅度，呈現明顯的“尖峰平谷”型特征。峰位是指在每個波動周期內波峰的值，反映貿易量的增長程度；谷位是指在每個波動周期內波谷的值，反映貿易量的降低程度。峰位過高或谷位過低都會對市場的穩定產生不利影響。從表2可以看出，1993?2020年中國木質林產品進口波動的8個周期中，峰位最高達49.28%，最低為9.34%，平均值為23.68%；谷位有正有負，最高達9.65%，最低為?13.05%，平均值為?0.15%。這表明我國木質林產品進口波動中擴張力大于收縮力。

表2 1993?2020年中國木質林產品進口貿易量波動特征 %

4）波動幅度持續下降，呈“波幅收斂”型。波幅是每個波動周期內峰位與谷位之差，用于衡量每個周期內波動的強度。由表2得， 8個周期中波幅最高達39.64%，最低為3.48%，平均值為23.83%。從波峰變化看，與第1個周期相比，第8個周期峰位下降了15.91個百分點，說明中國木質林產品進口貿易的擴張能力明顯減弱。從波谷變化看，第2至第5個周期，谷位呈下降趨勢，第6至第7個周期，谷位呈上升趨勢。與第1個周期相比，第8個周期谷位上升了7.93個百分點，表明中國木質林產品進口貿易量波動的抗衰退能力有所增強。從波幅變化看，與第1個周期相比，第8個周期的波幅下降了23.83個百分點，呈“波幅收斂”型特征，說明中國木質林產品進口貿易市場的穩定性持續提高。

5）平均位勢上升，呈“增長波動”型。平均位勢是指在每個波動周期內所考察指標的平均值，用每個周期內各年增長率的算術平均值來表示。由表2得，在整個考察期內，中國木質林產品進口額波動的平均位勢為10.01%。與第1個周期相比，第8個周期的平均位勢上升了0.70個百分點，呈“增長波動”型特征。表明中國木質林產品進口貿易量呈上升趨勢，總體增長水平在提高。

綜上，1993?2020年我國木質林產品進口貿易波動的特征表現為：波長穩定，波形右偏，峰位下降，谷位上升，波幅減小，平均位勢上升。表明雖然中國木質林產品進口貿易的擴張能力明顯減弱，但總體增長水平有所提高，同時，市場的抗衰退能力和穩定性都呈持續增強態勢。

三、木質林產品進口波動影響因素的實證分析

木質林產品的國內供給（生產+庫存）和需求是影響進口貿易波動的直接因素。在國內供給一定的前提下，需求增加會促進進口量增長；在總需求一定的前提下，國內供給增加，進口貿易量則會相應減少。因此，研究木質林產品進口貿易波動的影響因素，需要考慮以下幾個方面：①原木價格。原木價格是影響木質林產品供求的直接因素。②匯率。匯率變動會促使一國進出口商品的相對價格發生變動。人民幣升值，進口木質林產品相對于本國產品更便宜，進口木質林產品具有價格上的競爭優勢，從而降低進口成本[15]。③建筑業產值。經濟增長是影響木質林產品需求的重要因素。尤其是建筑業的蓬勃發展會帶動木質林產品的消費。隨著人民生活水平的提高，對裝修、家具等的要求也隨之提高[15-17]。④木材產量。木材是重要的生產和生活資料，主要應用于建筑、家具生產和造紙等部門。建筑、家具和造紙行業生產規模的變化引起木質林產品需求的變化，進而影響木質林產品進口量的變化。因此，需求側因素選取建筑業產值，供給側則選取木材產量作為衡量木質林產品進口貿易的影響因素。

從圖2可以看出，各影響因素的波動與中國木質林產品進口波動并不完全一致，存在滯后。滯后期的建筑業產值、價格和匯率可能會影響對當期需求及價格的預期，滯后期的木材產量即庫存也決定著木質林產品的供給。因此各因素的滯后期也會對中國木質林產品進口貿易波動產生影響。具體實證分析如下。

圖2 1993?2020年中國木質林產品進口貿易量及建筑業產值增長率

（一）理論模型

通過構建自回歸分布滯后模型（autoregressive distributed lag model，簡稱 ARDL），從需求和供給的角度對影響中國木質林產品進口貿易波動的因素進行分析，探究中國木質林產品進口貿易波動與各影響因素間關系的均衡性和穩定性。ARDL模型由因變量的滯后項和自變量的當期及滯后項組成，通過這種方法可以直接估計出變量間的長期和短期效應的平衡關系。與傳統的協整檢驗相比，ARDL方法具有以下幾點優勢：①可以有效地克服由于內外生變量的確定、協整方程形式以及模型滯后階數的選擇造成的不確定性。即使解釋變量為內生變量，ARDL也能得出無偏且有效的估計量。②ARDL不要求協整檢驗的變量必須同階單整，無論是平穩變量I(0)還是一階單整變量I(1)，亦或是兩種變量的混合，均適用于該方法。③ARDL模型突破了傳統方法大樣本的限制，在小樣本的情況下也能夠保證模型結果的穩健性。④ARDL模型可以通過簡單的線性轉換導出動態誤差修正模型(error correction model，簡稱ECM)，從而將短期效應與長期效應結合起來[18-20]。

因此，本研究構建ARDL模型如下：

式中：M代表中國木質林產品進口貿易量的發展速度；V代表建筑業產值的發展速度；E代表人民幣對美元匯率的變化幅度；T代表木材產量的發展速度；L代表原木進口價格的變化幅度；i為最大滯后階數；t為年份；C為常數項；μt代表白噪聲序列。

對模型（1）進行線性變換即可得到相應的長期均衡模型（2）及短期ARDL-ECM模型（3）：

式（2）、（3）中：εi，α，β，γ，θ ,η為系數；a，b，c，d，e是最大滯后階數；誤差修正因子ecm前的參數 φ代表了當中國木質林產品進口貿易波動和各影響因素的關系偏離均衡系統后的調整力度，C為常數項，μt為白噪聲序列。

（二）模型擬合結果

1. 平穩性檢驗

利用Stata軟件分別將木質林產品進口貿易量、建筑業產值、匯率、木材產量和原木價格的發展速度進行單位根檢驗。表3顯示，在5%的顯著性水平下，只有V是平穩的，為I（0）序列，M、E、T和L都是非平穩的，一階差分后都是平穩的，為I（1）序列，符合ARDL方法單整階數不超過1的應用要求。

表3 指標的平穩性檢驗結果

2. 協整檢驗與參數估計

使用Microfit 5.5軟件，利用ARDL邊限檢驗判斷變量間是否存在協整關系。計算得出F統計量為7.111 8，在5%顯著性水平下，拒絕變量間不存在長期均衡關系的原假設，即中國木質林產品進口貿易量與建筑業產值、匯率以及木材產量之間存在長期的穩定關系，說明中國木質林產品進口波動偏離均衡點只是“臨時性”的，均衡機制會在下一期進行調整使其重新回到均衡狀態。根據SBC（schwarz's bayesian criterion，簡稱 SBC）準則選擇的模型為ARDL(1,0,0,1,0)，說明木質林產品進口貿易量自身及木材產量的滯后一期均對中國木質林產品進口貿易波動有影響。ARDL長期系數和短期ECM的估計結果如表4、5所示。

表4 ARDL長期系數估計結果

表5 ARDL-ECM估計結果

由表4、5可以看出，建筑業產值、匯率、木材產量和原木價格4個變量在長期和短期對中國木質林產品進口貿易波動都有顯著影響。建筑業產值增加1%，木質林產品進口貿易量長短期分別增加0.24%和0.12%；匯率上升1%，木質林產品進口貿易量長短期分別增加0.08%和0.04%；木材產量增加1%，木質林產品進口貿易量長期增加0.05%，短期減少0.02%，說明在長期木質林產品需求增加的程度大于供給增加的程度；原木價格提高1%，木質林產品進口貿易量長短期分別減少0.17%和0.08%。ARDL-ECM方程的誤差修正系數值約為?0.49，且在1%的顯著性水平下成立，說明當因受到某種沖擊，中國木質林產品進口貿易波動偏離均衡狀態時，會在下一期迅速地向均衡狀態調整[21]，調整的程度接近49%。

3. 穩定性檢驗

可利用估計方程遞歸殘差累計和CUSUM（cumulative sum ，簡稱CUSUM）或遞歸殘差平方累計和（cumulative sum of squares，簡稱 CUSUMSQ）對模型系數的穩定性進行檢驗。本文采用CUSUMSQ穩定性檢驗方法，檢驗得出本文構建的中國木質林產品進口貿易量與各影響因素之間的長期方程，即模型（2）是穩定可靠的，估計的系數是可信的。

四、結論與建議

根據以上分析結果，得到如下結論：①1993?2020年中國木質林產品進口波動共呈現出8個波動周期，波動的平均周期波長為3年左右。波動處于收縮期階段的時間較長，波動的特征為擴張期小于收縮期。②中國木質林產品進口貿易波動呈現出的特征為峰位下降、谷位上升、波動幅度下降、平均位勢上升。雖然中國木質林產品進口貿易的擴張能力明顯減弱，但總體增長水平是提高的，同時，波動的抗衰退能力和穩定性都有所增強。③建筑業產值、匯率、木材產量及原木價格波動在長期和短期對中國木質林產品進口貿易都有顯著影響，且長期影響大于短期。當中國木質林產品進口貿易波動受到某種沖擊偏離均衡狀態時，會在下一期以約為49%的程度迅速地向均衡狀態調整。

根據上述結論，筆者提出以下建議：

第一，中國木質林產品進口年際波動周期較穩定，因此平抑波動具有可預期性。對管理部門和生產經營企業而言，采取逆周期調節措施的前提是掌握木質林產品進口波動周期的現行預警信息。建議依托相關行業組織，建立林產品進口貿易監測預警系統，及時發布市場相關信息，為政府管理和企業的生產經營決策提供依據，避免出現大幅波動。同時，由于木材產品進口貿易周期波動中，上升期長于下降期，逆周期調節措施應重點關注周期波動的上升期，同時根據上升期與下降期的特征，合理把握不同階段調節措施的持續時間和實施強度。

第二，發揮政府政策引導和市場資源配置的作用，逐步構建起木材行業“雙循環”發展新格局。國內木材供給的長期增長和短期調整是平抑木材產品進出口波動的根本途徑。從短期看，需要根據經濟發展形勢和國際木材市場狀況，合理制定和靈活調整國內木材采伐計劃；從長期看，木質林產品供不應求的態勢未變。因此有必要在重視通過營造人工林增加森林資源數量的同時，加強現有森林資源經營，提高森林質量，增加森林蓄積，提高木材國內供給的穩定性，緩解國內木材供需矛盾，進而降低木質林產品進口依存度和國際木材市場波動的影響。

第三，建立企業的匯率波動對沖機制。木質林產品企業應樹立外匯風險防范意識，通過選擇合理的貿易方式、結算方式、貿易融資方式及使用金融衍生產品等措施，對沖匯率波動對木材產品進出口的影響，減少木材產品進出口的波動。