中国农产品关税内生化与进口的理论经验分析，本文主要内容关键词为：关税论文,中国论文,农产品论文,化与论文,内生论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F740文献标识码：A文章编号：1671-9301(2007)02-0035-06
一、引言
中国经济在国际扮演越来越重要的角色，与中国经济高速增长保持一致，中国农产品贸易也列身于这种成长演变之中，并且已成为世界农产品贸易大国。1992～2004年中国农产品出口由99.4亿美元，增长到162.8亿美元，年均增长率4.20％；进口相应由46.1亿美元增加到248.2亿美元，年均增长率达15.05％。此期间农产品出口基本稳步增长，最高增长率为22.47％，最大下降幅度为10.43％；而进口则大幅波动，如1994、1995和2003年进口额快速增长，达到60％以上；1993、1996、1998年进口又大量减少(见图1)。从离散系数① 的对比来看，农产品出口离散系数为0.15，进口为0.66，同时农产品进口离散系数也高于中国总体进口的离散系数，从侧面反映了农产品进口的内在不稳定性。
图1 1992～2004年中国农产品进、出口贸易额单位：亿元
资料来源：历年《海关统计年鉴》，并经作者整理。
中国经历了“入世”五年多的考验，对中国农产品贸易所产生的影响也已逐步显现，特别是2004年中国农产品大量进口[1]。关于中国农产品大量进口的原因存在多种观点，如中国经济的持续增长、对农产品原材料进口需求的急剧扩张等，但本研究从关税水平与进口的相互依存角度来分析两者之间的弹性参数，探究关税水平变动在多大程度上促进进口；同时，大量的进口又如何影响关税水平变动。关税水平是指一个国家进口关税的平均税率，用以衡量关税对一国经济整体或某一经济部门的保护程度。一国关税水平的变动会影响该国进口贸易额，两者一般呈负相关，即关税水平下降则进口会增加。姚蕾[2] 探讨了关税下调的影响机理，关税税率的调整改变产品进口价格，从而使进口量发生相应的变化，进口价格和进口量共同作用使生产者、消费者以及政府三个利益集团的经济效应发生变化，然后通过各利益集团的社会经济效应变化来判断、评价关税调整的效果。Edward B.Barbier[3] 利用局部均衡模型考量关税减让对推进贸易自由化的影响；Jostein Lind land[4] 认为关税变化将通过保护率、产业结构调整、供需结构以及农产品价格等方面影响经济，这些结果都假设关税是外生决定的。国外经济学家的内生化保护理论改变了传统贸易理论中关税作为一个外生变量的假设，认为面对进口竞争的加强，国内的生产者对提高贸易保护的游说也加强，保护的程度会随着进口的增加而增加，关税保护的水平和结构是需求方(多数利益集团按照行业来组织)和供给方(政府和行政主管部门)相互行动的结果[5]。因此，在估计关税减让对进口的影响时，就不能简单地用进口单方程回归，而应将关税和进口额都视为内生变量，用联立方程进行估计。尽管盛斌[6] 运用关税内生化理论对中国贸易保护现状进行了实证分析，但文中是对工业内各行业的分析。
本研究将对中国农产品关税和进口的关系进行理论研究和计量分析。理论方面主要建立农产品进口单方程和进口内生、关税内生联立方程，探讨中国农产品进口、关税受哪些因素的影响。计量方面将上述方程进行计量检验，同时把联立方程与单一方程估计的结果进行对比。
二、研究方法
(一)面板数据(Panel data)[7]
对农产品进口与关税之间的弹性参数进行估计，但如采用该时间序列方程估计时，样本少、自由度不足。因此，在以下计量分析中，我们采用Panel data进行回归。Panel data又称面板数据，指在时间序列上取多个截面，在这些截面上同时选取样本观测值所构成的样本数据。
(二)联立方程
联立方程(Simultaneous equation)是相对于单方程计量经济学模型而言的，以经济理论为基础，揭示经济理论系统中各部分、各因素之间的数量关系和模型的数值特征。一般的联立方程系统形式为：
是一个可能存在序列相关的扰动项向量，T表示样本容量。估计的任务是寻找未知参数向量Δ的估计量。联立方程分为结构式(structural-form)和简化式(reduced-form)两种。简化式联立方程系统并不反映经济系统中变量之间的直接关系，并不是经济系统的客观描述。因此本文采用的结构式联立方程系统。
三、变量选取与模型构建
农产品进口需求、关税减让会因循一定的模式，但这一模式也并非一成不变，尤其在加入WTO外部经济环境发生变化后，中国农产品进口需求、关税减让也会做出反应。
(一)变量选取
1.农产品进口方程变量
经济发展水平(GDP) 发达的经济水平一般会导致大量的进口，进口长期地与经济水平有着确定的相依关系，进口是经济发展水平的增函数。
农产品出口额(EX) 出口对进口的影响会出现两种情形：出口较多的产品是具有比较优势的，进口应该越少；如果行业内贸易作用较大，出口较多的同时，进口也较多。
关税水平(TF) 关税税率通过价格变动对进口产生逆向调节作用。一般说来，关税水平上升，进口量下降；关税下降，进口上升。
2.农产品关税方程变量
农业税占地方财政收入比重(TAX) 农业上缴的税费越多，政府收入来源越多，尽管保护农业会损害广大消费者的利益，但保护了农业生产者的利益，政府自身也会从这样的保护中受益，关税水平与农业上缴税费正相关。
耕地劳动比(LAND) 用来表示农业比较利益的选择变量，是生产要素赋予量比率，这个比率越高则一个经济中的农业比较优势就越大。农业劳动力人均耕地面积较小，会导致农业总体就缺乏竞争力；人均耕地面积大，农业总体具有竞争优势。农业越不具有竞争优势，其关税水平就应越高，这样本国农产品才能与外国同类产品相竞争。由于农业科研的发展，农业比较利益与生产要素赋予量比率的关系存在被弱化的趋势。
进口额(IM) 在估计关税变化对进口影响的同时，也应该注意到进口对关税的作用，因为农产品进口太多将冲击本国农业，政府应对进口进行一定的抑制，促使关税水平回升。
财政支农比重(FINA) 国家加强对农业支持具有积极的、战略的作用，有利于提高中国农业整体素质和国际竞争力。财政支农与关税保护在一定程度上可相互替代，其比重增加可推动关税减让。
综合考虑农产品进口的主要因素及数据的可获性，本研究构建中国农产品进口单方程为：
(二)数据说明
目前在农产品贸易研究中广泛存在的问题就是农产品统计范围的多样性，本研究中的农产品统计口径与WTO《农业协定》界定的农产品范围相一致，从《中国农业年鉴》获取各省份农产品进出口额；经济发展水平采用各省份GDP代表，并对其平减得到真实GDP②；关税采用的是用途最广的，适用于GATT/WTO各缔约方之间的最惠国从价税率，非从价税经非从价税等值③(Ad Valorem Equivalent)换算，最终的农产品关税水平是采用加权算术平均法计算得出，该关税水平反映的是农产品实际进口时的关税税率，因此农产品关税水平并非连续下降；由于各省农业税改革政策不同，本研究选用农业税占地方财政收入比重的指标，西藏处于特殊的政治、经济环境中，并未实施农业税政策，即地方财政收入中无农业税收项；财政支农比重是指各地区农业支出占地区财政支出的比重，2000～2002年的农业支出为支援农村生产支出和农业综合开发支出之和。耕地劳动比是指第一产业中劳动力的人均耕地面积，本研究中劳动力仅指第一产业劳动力，并非全国劳动力④。
四、模型结果分析
(一)农产品进口单方程估计结果
通过构造F检验，选择固定效应模型，舍弃混合OLS模型。然后根据Hausman检验结果，在1％的水平上拒绝了零假设，即Cov(x[，it]，a[，i])=0，因此采用固定效应应当是合适的。从表2的固定效应回归可以看出，农产品关税水平、各省GDP农产品出口额对进口的影响都与预期判断相符，且影响显著。从弹性看，关税弹性为0.10，说明关税每下降1％，农产品进口额将提高0.10％；GDP促进进口弹性为2.12，GDP每增长1％，农产品进口额将提高2.12％；出口弹性为0.21，农产品出口每提高1％，农产品进口额将提高0.21％。农产品进口单方程为：
(二)联立方程估计结果
两个方程都为过度识别，二阶段最小二乘法(2SLS)可以估计过度识别方程，所以在以后的估计中我们采用2SLS。方程组采用对数形式：
上述2SLS回归结果中，关税弹性为0.8，关税下降1％，进口额上升0.8％，联立方程估计的关税弹性比单方程估计结果高0.7。联立方程的结果表明，关税对进口的影响是很大的，中国长期以来对农产品实行的关税保护政策并非如单方程估计的那样小，也就是说考虑到关税是内生的，使我们更准确的估计了关税保护对进口的抑制作用；另一方面，当关税保护降低时，对进口的促进作用也更为明显。
农产品进口额越大将推动关税水平回升，但上述计量回归结果中，与我们预期的符号相反，一方面农产品关税面临WTO市场准入政策强制性机制约束，另一方面农产品贸易中有显著的“关税升级”(Tariff Escalation)现象，关税水平随着农产品加工程度的深化而上升，如2004年谷物税率为1.3％，谷物制品为10.8％；蔬菜为5.5％，蔬菜制品为13.7％。因此，我们在衡量保护程度的时候不仅要看到关税水平，更应该考虑其有效保护率。农产品进口虽然增长非常快，但多已初级原料为主，这些初级品的制成品、加工品不多。农业税对农产品关税的影响符合预期但不显著，主要是近两年中国进行了农业税改革，各省份都在减、免农业税，甚至取消。财政支出中用于农业的份额每上升一个百分点，将促进关税下降13.68％。耕地劳动比每上升1个百分点，关税将下降0.05个百分点⑤。
(三)内生性检验
1.关税内生性检验
TF与所有外生变量普通最小二乘回归得到残差项；将TF的残差项代替TF代入进口方程中，进行普通最小二乘回归，观察残差项的系数是否拒绝参数t检验的零假设。
从表5中看出，TF的残差项系数的参数t检验显著，表明其具有内生性。
2.进口内生性检验
IM与所有外生变量普通最小二乘回归得到残差项；将IM残差项代替IM代入关税决定方程中，观察IM残差项的系数是否拒绝单参数t检验的零假设。
从表6中看出，IM的残差项系数的参数t检验显著，表明其具有内生性。
五、结论与政策建议
本研究利用面板数据估计进口单方程，得到关税弹性0.10。然后我们改变假设条件，将关税视为内生变量，考虑关税对进口影响的同时也注意到进口对关税的作用，并且根据中国的情况探讨其他影响关税的因素，通过联立方程组对上述理论进行计量检验，得到联立方程的关税弹性0.8，联立方程的估计结果大于单方程。关税方程中，影响关税决定的主要因素有财政支农、耕地劳动比。对农产品进口和关税进行内生性检验，证明两者具有内生性，改变了以往研究中关税外生的假定，即关税由政府主观决定。农产品关税内生于财政支农程度和人均耕地变化，为多哈农业谈判中国农产品关税减让提供了参考。
通过对农产品关税与进口的理论经验分析，可得出如下政策建议：调整农业贸易政策，根据不同产品的保护要求调整进口关税结构和税率，建立农产品动态化、多样化进口关税调节机制；完善土地征用制度，加强现有耕地的保护和改造。同时，积极推动多哈回合农业谈判，建成一个更公平、更符合中国利益的国际农业贸易新秩序。由于数据的限制，缺乏2000年以前各省份进口农产品数据，只有5年的年度数据无法再进行滞后分析。因此，在今后的研究中如果数据允许，可以进一步将模型扩展为多期影响的动态模型，以期更加全面、科学地把握中国农产品关税与进口的动态变化。
注释：
①离散系数(Coefficient of variation)是测度离散程度的相对指标，主要是为了消除变量值水平高低和计量单位不同对离散程度测度值的影响。通常离散系数超过0.5，被认为数据的离散程度很大。本研究中的各离散系数经作者测算得出。
②由于使用的是不同时间的价格数据，所以我们需要换算价格。价格平减有利于一段时间内交易成本的比较，并可以让我们忽略通货膨胀导致的交易成本增加。
③市场准入涉及一个重要问题是关税复合化，农产品关税的设置有从价税(Ad Valorem Tariff)、从量税(Specific Tariff)、复合税(Compound Tariff)和选择税(Alternative Tariff)等多种形式。从价税等值(Ad Valorem Equivalent,AVE)将从量税、复合税和选择税等非从价税按照一定的方法换算为从价税，通过AVE的换算可以将较为隐蔽的非从价税换算为透明度较高的从价税形式。AVE转换的方法是单位价值法，即：AVE=(SP*100)/UV*EXR，SP-进口品单位非从价税价值、UV-进口品单位价格、UV=V/Q、V-进口金额、Q-进口数量、EXR-汇率(WTO Committee On Agriculture," Draft Guidelines For The Conversion of Final Bound Non-Ad Valorem Duties into Ad Valorem Equivalents" ,10 May 2005.)。
④耕地数据来源于国土资源部、国家统计局、全国农业普查办公室“关于土地利用现状调查数据成果的公报”，数据为1996年10月31日时点数。2000～2004年期间得到的耕地面积均来自1996年的调查结果。因此，耕地劳动比的变化仅缘由于劳动力数量的变化。另外，重庆耕地面积来源重庆农业信息网，同时对四川省的耕地面积作出相应调整。
⑤本研究中的耕地面积为静态数据，实际耕地劳动比应小于本研究中的数据。据国家统计局统计，“六五期间”净耕地减少3529万亩，平均每年减少706万亩；“七五”期间净耕地减少1486万亩，平均每年减少369万亩；“八五”期间净耕地减少1053万亩，平均每年减少211万亩。实际上耕地减少的速度要高出统计数。农业劳动力转移扩大了农业劳动力的人均耕地面积，但耕地面积非农化也在起着逆向作用，本研究所采用的统计资料并没有考虑耕地流失的情况，所以本研究的农产品关税方程可能会高估了这一结果。