农产品进出口对农业经济的影响

前言：想要写出一篇引人入胜的文章？我们特意为您整理了农产品进出口对农业经济的影响范文，希望能给你带来灵感和参考，敬请阅读。

一、问题的提出

中国在入世后的第三年已经成为世界第三贸易大国,对外贸易总量从2001起,连续多年以两位数的百分比增长,对外贸易推动着经济的高速发展。然而,与此同时,伴随着出口量的大幅扩张,我们与主要贸易伙伴之间的贸易摩擦正在不断升级;由于外汇储备增长引发的人民币升值的压力也日益加剧,特别是近来一些学者通过运用计量经济学工具分析证实了进口对于国民经济增长的贡献,于是不少学者和政府官员主张改变过去出口导向型的经济发展策略,代之以平衡的对外贸易战略,进口的作用越来越受到重视。如果从中国对外贸易整体的角度或从工业制成品的角度看,上述的观念转变已经被普遍的接受,然而在农业领域却另当别论。其实,中国自从改革开放以来,加快进出口贸易的发展就已成为全国的共识,但是在农业领域,尤其是粮食生产上却一直存在争议。究竟我国的农产品国际贸易政策如何在自由与保护之间的抉择?我们是否还需要对农产品进口实行控制,对国内农业生产进行支持和保护?此问题从理论研究到政策制定上,意见都难以统一。而本文试图从另一角度着手,运用计量经济学方法进行分析,期望能得到一些启示,找到论证农产品贸易保护可行性的另一条路径。

二、相关研究综述

目前,我国农产品国际贸易政策的取向问题上的争议在于:一部分学者提出应当顺应比较优势原则,促进农产品贸易自由化,大量进口粮食,更多的依靠国际市场保证国内的粮食安全。而另一部分学者则强调粮食安全的重要性,主张进行适度保护以控制进口。前一种观点的支持者认为对农产品的贸易保护将造成市场扭曲、福利损失,从而对国内经济发展不利。事实上,所有的贸易保护政策都会具有这样的副作用,这也正是所有贸易保护理论的一大硬伤,使其一直以来都只能成为居于自由贸易理论之后的“次优选择”。然而,支持农产品贸易保护的研究却多是倾向于从经济学理论中寻找支持农产品保护的正面的理由,如农业的弱质性理论、基础地位论、多功能性论、工业反哺农业理论、改造传统农业理论,使得现阶段对于农业保护的正面支持和论证已较为充分,但对于反面观点,即保护将会对经济增长造成的不利影响,却缺乏有力的解释和辩护。本文则试图对此种福利损失进行回应,即换一个角度论证保护的可行性,分析的思路如下:用Granger因果检验考察农产品进口是否是经济增长的Granger原因,如果结论肯定,那么农产品贸易保护限制进口,也就是限制了经济的增长,将导致一国福利的损失。相反,如果农产品进口不是经济增长的原因,那么可以推断:农产品贸易保护在维护国家经济安全的同时,并没有带来明显的副作用和福利的净损失。在计量经济学中,格兰杰因果检验用于从统计意义上检验变量之间的因果性,对于经济现象中因果关系不明确的事物,可以通过这种方法进行统计意义上的检验。这种计量方法在研究外贸与经济增长的因果关系中已有运用。Kwan和Cotsomitis(1991)以及Kwan和Kwok(1995)最早使用Granger因果检验方法对中国的情况进行研究,检验了产出增长方程中出口增长变量的内生性假设。他们得出的结论认为,在产出增长方程中出口变量是外生的,并且存在由出口到增长的单向因果关系,因此支持中国出口导向假设。[1]JordanShan和FionaSun(1998)以1987年5月至1996年5月的月度时间序列数据为样本,使用时间序列的因果概念检验了中国出口和经济增长的因果关系。他们以工业产出、出口、进口、投资、劳动力以及能源消耗6个变量建立向量自回归(VAR)模型,在对变量进行ADF单整检验的基础上使用Granger因果检验。结果发现出口和工业产出之间存在双向的因果关系。[2]高峰(2005)用Johansen的极大似然估计法检验1951-2002年的GDP、出口额和进口额三者,发现存在唯一的协整关系。再建立三者的误差修正模型,发现进口比出口对GDP的增长具有更强的促进作用。然后剔除出口项,在短期内仅考察进口对GDP增长的促进作用,发现进口增长率每增加1%,GDP的增长率将增加0.307%。[3]以上研究选取的数据为进出口总量,或工业品进出口量,而非农产品的进出口,因而结论并不适用于农业领域。陈龙江(2004)建立了回归方程,试图分析中国农产品对外贸易对农业经济增长的影响。为避免出现伪回归导致错误的结论,对回归方程中所涉及的变量进行相关性、变量的平稳性、协整性进行检验,在此基础上再进行回归分析,但是没有进行Granger因果检验。[4]郑云(2006)对我国农产品出口贸易与农业经济增长进行协整分析和Granger因果检验,得出结论:农产品出口是农业经济增长的Granger原因。其中劳动密集型农产品的出口与农业GDP之间存在双向Granger因果关系,而土地密集型农产品的出口与农业GDP之间不存在任何Granger因果关系。但是,文章没有对进口进行相应的分析,农产品进口是否是经济增长的Granger原因仍然不得而知。[5]本文将通过分析农产品进口与农业经济增长的因果关系,考查农产品贸易保护措施对经济增长的实际影响,以衡量其在经济上是否基本的可行性和可取性。

三、实证分析

(一)变量选取与数据处理

本论文选取农产品进口总量(IM)来反映农业进口贸易状况;农产品出口总量(EXP)来表示进口贸易状况;使用农业生产总值(NGDP)反映农业经济增长。由于我国农产品进口中,粮食占据相当大的份额,粮食进口问题对我国粮食经济安全起着重要作用,并且已成为我国农产品贸易政策“自由”和“保护”之争的核心,所以本文选取粮食进口数据代替农产品进口总量,以求得到更加鲜明和有针对性的结论。论文分析所使用的样本取自1990—2005年的年度数据。各年度的农业生产总值(NGDP)数据来源于《中国统计年鉴》(2006)。农产品进口总量(IM)数据来自《2006年中国农业发展报告》。农产品出口总量(EXP)数据来源为“联合国统计司数据库”。NGDP数据用消费价格指数(1978=100)进行平减,以消除物价变动的影响。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差现象,所以对实际NGDP、进口量、出口量进行自然对数变换,分别用LNGDP、LIM、LEXP表示。

(二)平稳性检验

Granger(1988)指出:如果变量之间是协整的,那么至少存在一个方向上的Granger原因;在非协整情况下,任何原因的推断将是无效的。”由这段话可以看出一个完整的格兰杰因果检验过程可描述为时间序列的单位根检验、变量的协整检验和格兰杰因果关系检验。[6]由于本文所采用的农业生产总值、农产品对外贸易数据是时间序列数据,这些时间序列数据往往是不平稳的。而不平稳的时间序列变量之间可能是不协整的,进而导致格兰杰因果关系检验的失效。本文采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)单位根检验方法对各变量进行平稳性检验。时间序列LNGDP、LIM、LEX、LEXP均为非平稳序列,但经过一阶差分平稳,所以是一阶单整序列。

(三)协整检验

协整检验的基本思想是:两个(或两个以上)非平稳的时间序列,若它们是同阶单整的,则变量之间的某种线性组合可能是平稳的,即变量之间可能存在着长期稳定的均衡关系(协整关系)。通常有两种方法用来检验变量之间的协整关系,一种是EG两步法,一种是Johansen极大似然估计。若采用EG两步法,则样本容量必须充分大,否则得到的协整参数估计量将是有偏的,而且样本容量越小,偏差越大。[7]因为本文中用于分析的有效样本相对较小,故为克服小样本条件下EG两步法参数估计的不足,本文采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整检验。Johansen检验是从向量自回归(VAR)出发,先确定合理的滞后期数,再通过Johansen的似然比统计量检验协整向量的个数r,从不存在协整关系(r=0)这一零假设(H0)开始逐步检验,若接受H0表明无协整关系,若拒绝H0,从r=1再依次做下去。若在r=r0-1拒绝H0,而在r=r0处接受,则协整关系的个数为r0。对LIM、LEXP和LNGDP的长期关系进行检验。协整检验从检验不存在协整关系这一零假设开始逐步检验(见表2)。从零假设H0:r=0开始,似然比统计量的值为43.31733,不仅大于5%显著水平的临界值29.68,还大于1%显著水平的临界值35.65,表明应拒绝零假设H0:r=0,接受备择假设H1:r≥1。在接下来的检验中,零假设H0:r≤1在5%的显著水平上被接受,说明存在1个协整关系。对应的协整方程为:LNGDP=-2.530751+1.307817LEXP(7.867250)+0.175139LIMP(1.771368)+μt对残差μt进行单位根检验的结果说明:ADF统计量小于5%显著性水平的临界值,序列项μt是平稳的,因此变量LIM、LEXP和LNGDP之间存在长期稳定的均衡关系。并且通过Eviews3.1计算得出:变量LIM和LEXP之间的相关系数为0.672332,小于0.8,不具有显著的相关性。因此,无须再对LIM和LNGDP、LEXP和LNGDP分别做协整检验,以上的协整方程可以代表农业的进、出口与农业经济增长之间的长期均衡关系。在这种均衡关系中,农产品出口对农业经济增长的贡献弹性是1.31,即农产品出口每增加1%,农业经济增长1.31%;而农产品进口对农业经济增长的贡献弹性是0.175139,即农产品进口每增加1%,农业经济增长0.175139%。很明显,在农业领域,出口比进口对农业经济增长具有更强的促进作用。而且进口量前的系数未通过t检验,即在统计上是不显著的,说明农产品进口对农业经济增长的影响力微弱。

(四)格兰杰(Granger)因果关系检验

既然都存在长期稳定的均衡关系(协整关系),那么对其进行Granger因果检验是有效的。协整检验结果证明了LIM与GDP、NGDP之间存在长期稳定的均衡关系,但这种均衡关系是否构成因果关系,还需进一步检验。本文借助Granger(1969)提出的因果关系检验方法对这一问题进行分析。从Granger因果关系检验的结果可以看出:20世纪90以来,中国农产品出口与农业经济增长之间是一种单向的因果关系:即农产品出口促进了农业经济的增长,而后者并不是农产品出口增长的原因。然而,对于农产品进口量而言,情况刚好相反,虽然农产品进口与农业经济增之间,同样存在一种单向的因果关系,但这种因果关系的指向是:农业经济的增长导致了我国农产品进口量的增加;而农产品进口的增加对农业经济增长的推动作用却没有得到经验证据的支持。

(五)结论及分析

第一,20世纪90以来,中国的农产品出口额、进口量、农业产值这三者有着共同之处:都是具有向上趋势的时间序列变量,因而是非平稳的。但出口额、进口量、分别与农业产值之间都是协整的,即具有长期稳定的均衡关系。第二,从协整方程可知,中国的农产品出口额无论与农业经济增长之间存在明显的正相关关系。而农产品进口对经济增长的影响力不仅明显小于农产品出口,而且其对农业经济增长的贡献系数没有通过t检验,说明影响效果不显著。第三,农产品出口是农业经济增长的Granger原因,可推断农产品出口对经济增长具有促进作用。这种增长缘于农业出口创汇促进资金积累,有利于生产者将利润再投资于农业生产,改进生产方法,更新机器设备,促进农业机械化生产水平的提高和生产效率的提升。同时,由于我国的农业经济在国民经济中的基础性地位,并且农民收入增加、生活水平提高,购买力增强将有利于社会的稳定和对内需的拉动,于是农产品出口对整体国民经济的增长的带动作用也是容易理解的。第四,农业经济增长和整体经济增长是我国农产品进口的Granger原因,但是农产品进口不是经济增长的Granger原因,可见农产品进口对农业经济增长的促进作用不能从对统计量的因果检验中得到证实。由于影响整体国民经济的增长的因素相比于影响农业经济的增长的因素而言更加繁多复杂,既然农产品进口对农业经济增长的推动作用尚不显著,其对于整体经济增长的影响更加可以忽略不计。这里就出现了与以工业品进口或整体外贸进口为研究对象时完全不同的结论,这就涉及到农业和工业的区别。近年来,进口对经济增长的促进作用越来越受到关注,但主要讨论的是工业品及原材料的进口,其对经济增长的贡献主要体现在以下三个方面,而这三方面并不适用于农产品的进口。

1.工业品进口可以促使国内企业为了应对竞争而提高效率。但是,无论从抵御风险的能力还是从业者的受教育程度来看,粮食大量进口对中国农业的冲击速度一定是大于其适应速度的。如果进口得不到控制,农业本身的脆弱性加上国际竞争力的缺乏,将使得中国农业经不起与狼共舞。

2.进口刺激国内需求,引发国内企业的模仿,进而促进新产业的成长,是进口推动经济发展的一条常见路径。然而在农业领域,由于气候、土壤、水质条件是不同,从他国进口的农产品未必能够在本国被有效的模仿。所谓“橘生淮南为橘,生淮北为枳”,很多农产品(如茶叶)只有产自原产地时,味道才最为正宗。而“技术差距模型”和“产品生命周期模型”中的模仿和标准化的过程只有对工业品才是普遍的。

3.通过进口设备带来的技术外溢和弥补资源短缺也将促进整体经济的发展,但农产品进口的技术外溢效果不明显。虽然进口国外低价粮食可以降低工业生产的成本,似乎促进经济发展,但其代价是农民的福利损失。这与“剪刀差”如出一辙,相当于回到了“以农补工”的老路,使得“工业反哺农业”成为空话,这样的经济发展方式在今天已经不可取。

四、对论证农产品贸易保护可行性的启示

(一)农产品贸易保护的副作用不宜夸大

回到开始时的问题,既然没有证据表明农产品进口是经济增长的原因,那么对粮食的进口限制就不会造成对经济增长的抑制。因而,这也就对贸易保护必然带来的福利损失的观点做出了一定程度上的解释和回应,即这种损失其实没有想象的那样严重。这是基于以下两方面理由:第一,农产品的进口对于经济增长的之间的正向关联性性明显小于出口,而农产品贸易保护限制的仅是进口量,而对于出口仍然是鼓励的,这意味着农产品贸易保护对经济发展带来的副作用可以忽略不计。第二,农产品的进口对于经济增长的贡献,相比于其他进口产品对经济增长的贡献而言有所不及,这意味着同样是贸易保护政策,实施在农业领域时带来的福利损失较之实施在工业领域时轻。所以,尽管在进口对经济增长的贡献被普遍接受的今天,开放市场、扩大进口的趋势越来越明显,但这样的开放政策未必适用于农业。

(二)农产品贸易保护的“隐性”正效应不应忽略

所谓贸易保护带来的福利损失指的是:其负的消费者剩余超过正的生产者剩余,从而形成的“净损失”。但在农业领域,这样的“净损失”未必存在,主要是缘于对生产者剩余存在两方面的低估:一方面,农业生产对社会具有较强的正外部性,它除了供给产品之外,还发挥着保障国家粮食经济安全,保证防止洪涝灾害、涵养水源、防止土壤侵蚀和水土流失、处理有机废弃物、净化空气、提供绿色景观和自然景观等多方面的作用,而这些难以在生产者剩余中反映出来。另一方面,贸易保护对生产者(农民)的就业和收入提供重要保障。由于我国农业国际竞争力缺乏,自由贸易很可能导致农业生产者失业,而不合理的户籍制度又阻碍了这些失业劳动力流向高收入的行业从事非农就业,最终影响社会稳定和经济持续发展;相反地,贸易保护避免了这种情况的发生。但对损失的防范并不表现为直接的收益增加,也就没有计入生产者剩余。而在考虑到这两种隐性的生产者剩余之后,且不说“净损失”是否还存在,至少原本就可以“忽略不计”的副作用又得到了部分“中和”。

五、结语

在传统的国际贸易理论中,贸易保护由于其造成的市场扭曲与福利损失,而一直被认为是劣于自由贸易的次优选择。但是,由于农业产业的特殊性,贸易保护对其造成的影响不同于一般产业,负效应易被高估,而正效应易被低估。经纠正后的净效应如何仍然不得而知,但至少贸易保护带来的福利损失低于其他产业,这也一定程度上解释了多边贸易体制下农产品贸易自由化面临的困境。在其他国家都高筑农产品贸易壁垒,而“农业协定”的充分完善和“多赢”的多边贸易谈判结局目前又遥遥无期的局面下,任何国家都不可能顶着国内各种压力实行单边贸易自由化,于是贸易保护成为各国博弈中“囚徒困境”的纳什均衡解。那么,对于中国来说,实施贸易保护实际上是为了抵消国外农业保护对我国农业生产和对外贸易的负面影响,争取和维护一个国际间农业公平竟争的环境,这是既合理又必然的选择,更何况这种“争取和维护”并不一定会造成多少福利的损失。