農產品進出口對農業(yè)經濟的影響

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一、問題的提出

中國在入世后的第三年已經成為世界第三貿易大國,對外貿易總量從2001起,連續(xù)多年以兩位數(shù)的百分比增長,對外貿易推動著經濟的高速發(fā)展。然而,與此同時,伴隨著出口量的大幅擴張,我們與主要貿易伙伴之間的貿易摩擦正在不斷升級;由于外匯儲備增長引發(fā)的人民幣升值的壓力也日益加劇,特別是近來一些學者通過運用計量經濟學工具分析證實了進口對于國民經濟增長的貢獻,于是不少學者和政府官員主張改變過去出口導向型的經濟發(fā)展策略,代之以平衡的對外貿易戰(zhàn)略,進口的作用越來越受到重視。如果從中國對外貿易整體的角度或從工業(yè)制成品的角度看,上述的觀念轉變已經被普遍的接受,然而在農業(yè)領域卻另當別論。其實,中國自從改革開放以來,加快進出口貿易的發(fā)展就已成為全國的共識,但是在農業(yè)領域,尤其是糧食生產上卻一直存在爭議。究竟我國的農產品國際貿易政策如何在自由與保護之間的抉擇?我們是否還需要對農產品進口實行控制,對國內農業(yè)生產進行支持和保護?此問題從理論研究到政策制定上,意見都難以統(tǒng)一。而本文試圖從另一角度著手,運用計量經濟學方法進行分析,期望能得到一些啟示,找到論證農產品貿易保護可行性的另一條路徑。

二、相關研究綜述

目前,我國農產品國際貿易政策的取向問題上的爭議在于:一部分學者提出應當順應比較優(yōu)勢原則,促進農產品貿易自由化,大量進口糧食,更多的依靠國際市場保證國內的糧食安全。而另一部分學者則強調糧食安全的重要性,主張進行適度保護以控制進口。前一種觀點的支持者認為對農產品的貿易保護將造成市場扭曲、福利損失,從而對國內經濟發(fā)展不利。事實上,所有的貿易保護政策都會具有這樣的副作用,這也正是所有貿易保護理論的一大硬傷,使其一直以來都只能成為居于自由貿易理論之后的“次優(yōu)選擇”。然而,支持農產品貿易保護的研究卻多是傾向于從經濟學理論中尋找支持農產品保護的正面的理由,如農業(yè)的弱質性理論、基礎地位論、多功能性論、工業(yè)反哺農業(yè)理論、改造傳統(tǒng)農業(yè)理論,使得現(xiàn)階段對于農業(yè)保護的正面支持和論證已較為充分,但對于反面觀點,即保護將會對經濟增長造成的不利影響,卻缺乏有力的解釋和辯護。本文則試圖對此種福利損失進行回應,即換一個角度論證保護的可行性,分析的思路如下:用Granger因果檢驗考察農產品進口是否是經濟增長的Granger原因,如果結論肯定,那么農產品貿易保護限制進口,也就是限制了經濟的增長,將導致一國福利的損失。相反,如果農產品進口不是經濟增長的原因,那么可以推斷:農產品貿易保護在維護國家經濟安全的同時,并沒有帶來明顯的副作用和福利的凈損失。在計量經濟學中,格蘭杰因果檢驗用于從統(tǒng)計意義上檢驗變量之間的因果性,對于經濟現(xiàn)象中因果關系不明確的事物,可以通過這種方法進行統(tǒng)計意義上的檢驗。這種計量方法在研究外貿與經濟增長的因果關系中已有運用。Kwan和Cotsomitis(1991)以及Kwan和Kwok(1995)最早使用Granger因果檢驗方法對中國的情況進行研究,檢驗了產出增長方程中出口增長變量的內生性假設。他們得出的結論認為,在產出增長方程中出口變量是外生的,并且存在由出口到增長的單向因果關系,因此支持中國出口導向假設。[1]JordanShan和FionaSun(1998)以1987年5月至1996年5月的月度時間序列數(shù)據為樣本,使用時間序列的因果概念檢驗了中國出口和經濟增長的因果關系。他們以工業(yè)產出、出口、進口、投資、勞動力以及能源消耗6個變量建立向量自回歸(VAR)模型,在對變量進行ADF單整檢驗的基礎上使用Granger因果檢驗。結果發(fā)現(xiàn)出口和工業(yè)產出之間存在雙向的因果關系。[2]高峰(2005)用Johansen的極大似然估計法檢驗1951-2002年的GDP、出口額和進口額三者,發(fā)現(xiàn)存在唯一的協(xié)整關系。再建立三者的誤差修正模型,發(fā)現(xiàn)進口比出口對GDP的增長具有更強的促進作用。然后剔除出口項,在短期內僅考察進口對GDP增長的促進作用,發(fā)現(xiàn)進口增長率每增加1%,GDP的增長率將增加0.307%。[3]以上研究選取的數(shù)據為進出口總量,或工業(yè)品進出口量,而非農產品的進出口,因而結論并不適用于農業(yè)領域。陳龍江(2004)建立了回歸方程,試圖分析中國農產品對外貿易對農業(yè)經濟增長的影響。為避免出現(xiàn)偽回歸導致錯誤的結論,對回歸方程中所涉及的變量進行相關性、變量的平穩(wěn)性、協(xié)整性進行檢驗,在此基礎上再進行回歸分析,但是沒有進行Granger因果檢驗。[4]鄭云(2006)對我國農產品出口貿易與農業(yè)經濟增長進行協(xié)整分析和Granger因果檢驗,得出結論:農產品出口是農業(yè)經濟增長的Granger原因。其中勞動密集型農產品的出口與農業(yè)GDP之間存在雙向Granger因果關系,而土地密集型農產品的出口與農業(yè)GDP之間不存在任何Granger因果關系。但是,文章沒有對進口進行相應的分析,農產品進口是否是經濟增長的Granger原因仍然不得而知。[5]本文將通過分析農產品進口與農業(yè)經濟增長的因果關系,考查農產品貿易保護措施對經濟增長的實際影響,以衡量其在經濟上是否基本的可行性和可取性。

三、實證分析

(一)變量選取與數(shù)據處理

本論文選取農產品進口總量(IM)來反映農業(yè)進口貿易狀況;農產品出口總量(EXP)來表示進口貿易狀況;使用農業(yè)生產總值(NGDP)反映農業(yè)經濟增長。由于我國農產品進口中,糧食占據相當大的份額,糧食進口問題對我國糧食經濟安全起著重要作用,并且已成為我國農產品貿易政策“自由”和“保護”之爭的核心,所以本文選取糧食進口數(shù)據代替農產品進口總量,以求得到更加鮮明和有針對性的結論。論文分析所使用的樣本取自1990—2005年的年度數(shù)據。各年度的農業(yè)生產總值(NGDP)數(shù)據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2006)。農產品進口總量(IM)數(shù)據來自《2006年中國農業(yè)發(fā)展報告》。農產品出口總量(EXP)數(shù)據來源為“聯(lián)合國統(tǒng)計司數(shù)據庫”。NGDP數(shù)據用消費價格指數(shù)(1978=100)進行平減,以消除物價變動的影響。由于數(shù)據的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關系,并能使其趨勢線性化,消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象,所以對實際NGDP、進口量、出口量進行自然對數(shù)變換,分別用LNGDP、LIM、LEXP表示。

(二)平穩(wěn)性檢驗

Granger(1988)指出:如果變量之間是協(xié)整的,那么至少存在一個方向上的Granger原因;在非協(xié)整情況下,任何原因的推斷將是無效的。”由這段話可以看出一個完整的格蘭杰因果檢驗過程可描述為時間序列的單位根檢驗、變量的協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。[6]由于本文所采用的農業(yè)生產總值、農產品對外貿易數(shù)據是時間序列數(shù)據,這些時間序列數(shù)據往往是不平穩(wěn)的。而不平穩(wěn)的時間序列變量之間可能是不協(xié)整的,進而導致格蘭杰因果關系檢驗的失效。本文采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)單位根檢驗方法對各變量進行平穩(wěn)性檢驗。時間序列LNGDP、LIM、LEX、LEXP均為非平穩(wěn)序列,但經過一階差分平穩(wěn),所以是一階單整序列。

(三)協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的基本思想是:兩個(或兩個以上)非平穩(wěn)的時間序列,若它們是同階單整的,則變量之間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的,即變量之間可能存在著長期穩(wěn)定的均衡關系(協(xié)整關系)。通常有兩種方法用來檢驗變量之間的協(xié)整關系,一種是EG兩步法,一種是Johansen極大似然估計。若采用EG兩步法,則樣本容量必須充分大,否則得到的協(xié)整參數(shù)估計量將是有偏的,而且樣本容量越小,偏差越大。[7]因為本文中用于分析的有效樣本相對較小,故為克服小樣本條件下EG兩步法參數(shù)估計的不足,本文采用Johansen極大似然估計法對變量進行協(xié)整檢驗。Johansen檢驗是從向量自回歸(VAR)出發(fā),先確定合理的滯后期數(shù),再通過Johansen的似然比統(tǒng)計量檢驗協(xié)整向量的個數(shù)r,從不存在協(xié)整關系(r=0)這一零假設(H0)開始逐步檢驗,若接受H0表明無協(xié)整關系,若拒絕H0,從r=1再依次做下去。若在r=r0-1拒絕H0,而在r=r0處接受,則協(xié)整關系的個數(shù)為r0。對LIM、LEXP和LNGDP的長期關系進行檢驗。協(xié)整檢驗從檢驗不存在協(xié)整關系這一零假設開始逐步檢驗(見表2)。從零假設H0:r=0開始,似然比統(tǒng)計量的值為43.31733,不僅大于5%顯著水平的臨界值29.68,還大于1%顯著水平的臨界值35.65,表明應拒絕零假設H0:r=0,接受備擇假設H1:r≥1。在接下來的檢驗中,零假設H0:r≤1在5%的顯著水平上被接受,說明存在1個協(xié)整關系。對應的協(xié)整方程為:LNGDP=-2.530751+1.307817LEXP(7.867250)+0.175139LIMP(1.771368)+μt對殘差μt進行單位根檢驗的結果說明:ADF統(tǒng)計量小于5%顯著性水平的臨界值,序列項μt是平穩(wěn)的,因此變量LIM、LEXP和LNGDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。并且通過Eviews3.1計算得出:變量LIM和LEXP之間的相關系數(shù)為0.672332,小于0.8,不具有顯著的相關性。因此,無須再對LIM和LNGDP、LEXP和LNGDP分別做協(xié)整檢驗,以上的協(xié)整方程可以代表農業(yè)的進、出口與農業(yè)經濟增長之間的長期均衡關系。在這種均衡關系中,農產品出口對農業(yè)經濟增長的貢獻彈性是1.31,即農產品出口每增加1%,農業(yè)經濟增長1.31%;而農產品進口對農業(yè)經濟增長的貢獻彈性是0.175139,即農產品進口每增加1%,農業(yè)經濟增長0.175139%。很明顯,在農業(yè)領域,出口比進口對農業(yè)經濟增長具有更強的促進作用。而且進口量前的系數(shù)未通過t檢驗,即在統(tǒng)計上是不顯著的,說明農產品進口對農業(yè)經濟增長的影響力微弱。

(四)格蘭杰(Granger)因果關系檢驗

既然都存在長期穩(wěn)定的均衡關系(協(xié)整關系),那么對其進行Granger因果檢驗是有效的。協(xié)整檢驗結果證明了LIM與GDP、NGDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系,還需進一步檢驗。本文借助Granger(1969)提出的因果關系檢驗方法對這一問題進行分析。從Granger因果關系檢驗的結果可以看出:20世紀90以來,中國農產品出口與農業(yè)經濟增長之間是一種單向的因果關系:即農產品出口促進了農業(yè)經濟的增長,而后者并不是農產品出口增長的原因。然而,對于農產品進口量而言,情況剛好相反,雖然農產品進口與農業(yè)經濟增之間,同樣存在一種單向的因果關系,但這種因果關系的指向是:農業(yè)經濟的增長導致了我國農產品進口量的增加;而農產品進口的增加對農業(yè)經濟增長的推動作用卻沒有得到經驗證據的支持。

(五)結論及分析

第一,20世紀90以來,中國的農產品出口額、進口量、農業(yè)產值這三者有著共同之處:都是具有向上趨勢的時間序列變量,因而是非平穩(wěn)的。但出口額、進口量、分別與農業(yè)產值之間都是協(xié)整的,即具有長期穩(wěn)定的均衡關系。第二,從協(xié)整方程可知,中國的農產品出口額無論與農業(yè)經濟增長之間存在明顯的正相關關系。而農產品進口對經濟增長的影響力不僅明顯小于農產品出口,而且其對農業(yè)經濟增長的貢獻系數(shù)沒有通過t檢驗,說明影響效果不顯著。第三,農產品出口是農業(yè)經濟增長的Granger原因,可推斷農產品出口對經濟增長具有促進作用。這種增長緣于農業(yè)出口創(chuàng)匯促進資金積累,有利于生產者將利潤再投資于農業(yè)生產,改進生產方法,更新機器設備,促進農業(yè)機械化生產水平的提高和生產效率的提升。同時,由于我國的農業(yè)經濟在國民經濟中的基礎性地位,并且農民收入增加、生活水平提高,購買力增強將有利于社會的穩(wěn)定和對內需的拉動,于是農產品出口對整體國民經濟的增長的帶動作用也是容易理解的。第四,農業(yè)經濟增長和整體經濟增長是我國農產品進口的Granger原因,但是農產品進口不是經濟增長的Granger原因,可見農產品進口對農業(yè)經濟增長的促進作用不能從對統(tǒng)計量的因果檢驗中得到證實。由于影響整體國民經濟的增長的因素相比于影響農業(yè)經濟的增長的因素而言更加繁多復雜,既然農產品進口對農業(yè)經濟增長的推動作用尚不顯著,其對于整體經濟增長的影響更加可以忽略不計。這里就出現(xiàn)了與以工業(yè)品進口或整體外貿進口為研究對象時完全不同的結論,這就涉及到農業(yè)和工業(yè)的區(qū)別。近年來,進口對經濟增長的促進作用越來越受到關注,但主要討論的是工業(yè)品及原材料的進口,其對經濟增長的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面,而這三方面并不適用于農產品的進口。

1.工業(yè)品進口可以促使國內企業(yè)為了應對競爭而提高效率。但是,無論從抵御風險的能力還是從業(yè)者的受教育程度來看,糧食大量進口對中國農業(yè)的沖擊速度一定是大于其適應速度的。如果進口得不到控制,農業(yè)本身的脆弱性加上國際競爭力的缺乏,將使得中國農業(yè)經不起與狼共舞。

2.進口刺激國內需求,引發(fā)國內企業(yè)的模仿,進而促進新產業(yè)的成長,是進口推動經濟發(fā)展的一條常見路徑。然而在農業(yè)領域,由于氣候、土壤、水質條件是不同,從他國進口的農產品未必能夠在本國被有效的模仿。所謂“橘生淮南為橘,生淮北為枳”,很多農產品(如茶葉)只有產自原產地時,味道才最為正宗。而“技術差距模型”和“產品生命周期模型”中的模仿和標準化的過程只有對工業(yè)品才是普遍的。

3.通過進口設備帶來的技術外溢和彌補資源短缺也將促進整體經濟的發(fā)展,但農產品進口的技術外溢效果不明顯。雖然進口國外低價糧食可以降低工業(yè)生產的成本,似乎促進經濟發(fā)展,但其代價是農民的福利損失。這與“剪刀差”如出一轍,相當于回到了“以農補工”的老路,使得“工業(yè)反哺農業(yè)”成為空話,這樣的經濟發(fā)展方式在今天已經不可取。

四、對論證農產品貿易保護可行性的啟示

(一)農產品貿易保護的副作用不宜夸大

回到開始時的問題,既然沒有證據表明農產品進口是經濟增長的原因,那么對糧食的進口限制就不會造成對經濟增長的抑制。因而,這也就對貿易保護必然帶來的福利損失的觀點做出了一定程度上的解釋和回應,即這種損失其實沒有想象的那樣嚴重。這是基于以下兩方面理由:第一,農產品的進口對于經濟增長的之間的正向關聯(lián)性性明顯小于出口,而農產品貿易保護限制的僅是進口量,而對于出口仍然是鼓勵的,這意味著農產品貿易保護對經濟發(fā)展帶來的副作用可以忽略不計。第二,農產品的進口對于經濟增長的貢獻,相比于其他進口產品對經濟增長的貢獻而言有所不及,這意味著同樣是貿易保護政策,實施在農業(yè)領域時帶來的福利損失較之實施在工業(yè)領域時輕。所以,盡管在進口對經濟增長的貢獻被普遍接受的今天,開放市場、擴大進口的趨勢越來越明顯,但這樣的開放政策未必適用于農業(yè)。

(二)農產品貿易保護的“隱性”正效應不應忽略

所謂貿易保護帶來的福利損失指的是:其負的消費者剩余超過正的生產者剩余,從而形成的“凈損失”。但在農業(yè)領域,這樣的“凈損失”未必存在,主要是緣于對生產者剩余存在兩方面的低估:一方面,農業(yè)生產對社會具有較強的正外部性,它除了供給產品之外,還發(fā)揮著保障國家糧食經濟安全,保證防止洪澇災害、涵養(yǎng)水源、防止土壤侵蝕和水土流失、處理有機廢棄物、凈化空氣、提供綠色景觀和自然景觀等多方面的作用,而這些難以在生產者剩余中反映出來。另一方面,貿易保護對生產者(農民)的就業(yè)和收入提供重要保障。由于我國農業(yè)國際競爭力缺乏,自由貿易很可能導致農業(yè)生產者失業(yè),而不合理的戶籍制度又阻礙了這些失業(yè)勞動力流向高收入的行業(yè)從事非農就業(yè),最終影響社會穩(wěn)定和經濟持續(xù)發(fā)展;相反地,貿易保護避免了這種情況的發(fā)生。但對損失的防范并不表現(xiàn)為直接的收益增加,也就沒有計入生產者剩余。而在考慮到這兩種隱性的生產者剩余之后,且不說“凈損失”是否還存在,至少原本就可以“忽略不計”的副作用又得到了部分“中和”。

五、結語

在傳統(tǒng)的國際貿易理論中,貿易保護由于其造成的市場扭曲與福利損失,而一直被認為是劣于自由貿易的次優(yōu)選擇。但是,由于農業(yè)產業(yè)的特殊性,貿易保護對其造成的影響不同于一般產業(yè),負效應易被高估,而正效應易被低估。經糾正后的凈效應如何仍然不得而知,但至少貿易保護帶來的福利損失低于其他產業(yè),這也一定程度上解釋了多邊貿易體制下農產品貿易自由化面臨的困境。在其他國家都高筑農產品貿易壁壘,而“農業(yè)協(xié)定”的充分完善和“多贏”的多邊貿易談判結局目前又遙遙無期的局面下,任何國家都不可能頂著國內各種壓力實行單邊貿易自由化,于是貿易保護成為各國博弈中“囚徒困境”的納什均衡解。那么,對于中國來說,實施貿易保護實際上是為了抵消國外農業(yè)保護對我國農業(yè)生產和對外貿易的負面影響,爭取和維護一個國際間農業(yè)公平竟爭的環(huán)境,這是既合理又必然的選擇,更何況這種“爭取和維護”并不一定會造成多少福利的損失。