肯定列表制度对日本福利和中国农产品对日本出口的影响 - 谭晶荣 - 下载本文

2011.2

肯定列表制度对日本福利和中国农产品对日本

出口的影响*

谭晶荣 夏 幸

内容提要:本文由不变替代弹性效用函数推导出贸易设限情况下进口国国内福利变化的理论模型,计算了取消肯定列表制度后日本国内福利的变化;同时也估测了农药最大残留限量(MRLs)变化对中国农产品向日本出口的影响。实证检验表明:若日本取消肯定列表制度,日本国内生产者的福利水平会下降,但日本国内消费者的福利水平会上升,由于消费者福利水平提高远高于生产者福利水平下降,因而日本国内净福利水平是上升的。同时,肯定列表制度的实施,对中国农产品出口产生了不利的影响。由此得出结论,取消肯定列表制度,对日本有益,但实施肯定列表制度,肯定对中国不利。

关键词:肯定列表制度 不变替代弹性效用函数(CES) 农药最大残留限量(MRLs) 日本福利

一、引言

日本是世界农产品进口大国之一。由于日本自身地理气候条件的因素,其国内需求农产品的60%都要依靠进口。但是,在WTO框架下,日本对进口农产品不能再采用像高关税这样的限制,因此,类如肯定列表制度等贸易保护措施便应需要及时闪现。日本以保护本国国民身体健康、增进本国国民福祉为理由,自2006年5月实施肯定列表制度。日本实施肯定列表制度,使得中国农产品出口受到很大影响。那么,日本频繁运用肯定列表制度之类的保护措施是否运用得合理,却屡屡遭到质疑,是否真正给日本国内民众带来福利也没有准确的定论。与此同时,需要考虑的是,日本取消肯定列表制度,是否会增进日本国民(主要是消费者)的福利呢?这正是本文所要研究并试图给出答案的问题。

二、文献综述

国外学者有关非关税贸易壁垒方面的研究多集中在对技术性贸易壁垒(technical barriers to trade,简称“TBT”)和《实施卫生与植物卫生措施协议》(Agreement on The Application of Sanitary and Phytosanitary Measures,简称“SPS”)的分析上, 对肯定列表制度中农药最大残留限量(Maximum Residue Limits ,简称“MRLs”)变化对贸易影响的研究比较少。Essaji(2008)实证分析了美国TBT措施对发展中国家贸易的影响,研究表明:由于发展中国家技术水平的差距难以达到TBT的要求,因此,其出口受到TBT的冲击很大,并建议WTO在对发展中国家援助方面应当重点关注如何提高

本文研究得到教育部人文社会科学一般项目“农畜产品市场主体行为特征及农畜产品安全管理问题研究”(批准号:09YJA90184)和浙江省重点软科学课题“浙江省农产品贸易边际及增长潜力研究”(编号:2010C25052)的资助。

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*

肯定列表制度对日本福利和中国农产品对日本出口的影响

发展中国家适应TBT规则的能力。Jongwanich(2009)认为,SPS的初衷是致力于推动发达国家和发展中国家贸易的透明化、和谐化以及防止歧视性的法律法规,但是,由于发达国家对SPS的滥用以及发展中国家自身发展的局限性,SPS阻碍了贸易的发展。Calvin & Krissoff(1998)用成本—收益分析方法研究了TBT对总体社会福利的影响,将日本对从美国进口的苹果实施SPS措施引起的成本增加等同于征收一定数量的关税,进而得出SPS措施虽然保护了日本国内生产者,但并不一定使社会福利最大化的结论。

国内有关肯定列表制度中MRLs变化对贸易影响的研究成果也较少,主要集中在以下几个方面:诸如,孙东升、孙雯静(2007)以成本方程作基础,在对Larson和Scatasta模型进行改进的基础上,估算了欧盟MRLs对中国茶叶出口的经济影响。顾国达、牛晓婧(2007)在引力模型中加入了日本有关农药残留标准的法规颁布与实施情况的虚拟变量,考察日本MRLs对中国茶叶出口日本的影响。结果表明,日本有关茶叶农药残留标准法规的颁布意味着技术性壁垒的加强,对中国茶叶出口贸易有着显著的负面影响,而国内标准的提高未能对茶叶出口贸易形成显著的推动作用。许海清(2008)在引力模型中以MRLs值作为变量,得出日本蔬菜农药残留标准的严格程度对中国蔬菜出口具有显著影响的结论。王柏玲、王野啸(2010)采用OLS回归设定虚拟变量的方法考察长短两个时期肯定列表制度的影响。结果显示,肯定列表制度对中国水煮笋对日出口造成短期冲击;但是,由于中国水煮笋对日本市场的垄断以及其绿色环保的特性,肯定列表制度在之后未转化成为结构性的影响。

综上所述:已有的就TBT、SPS等非关税壁垒对出口国影响方面的研究成果比较丰富,但就MRLs对出口国出口影响的研究相对较少。对MRLs贸易影响的研究多集中在对出口国造成的影响方面,而较少有人就MRLs对制定国福利的影响进行研究。已有的研究成果多采用多元回归模型,在对MRLs变量的处理上,一种是将其设为虚拟变量(分为“实施”设为1,“没有实施”设为0),另一种是采用实施标准中的农药浓度值来考察其值变化对贸易量的影响。本文所采用的方法不同于以上两种。本文研究集中于若日本取消肯定列表制度对日本国内消费者福利将产生怎样的影响,以及日本实施肯定列表制度对中国农产品出口将产生怎样的影响。

三、贸易设限情况下进口国国内福利变化的理论模型阐释

假设某国国内生产某类农产品数量为D,进口同类农产品数量为I,国内农产品价格PD由国内市场均衡水平决定,进口产品价格为PI,设定CES形式效用函数如下:

U=[aD(b?1)/b+(1?a)I(b?1)/b]b/(b?1)s.t.PDD+PII=M

T

(1)

(1)式中,参数a表示消费者对本国国内产品的偏好,参数b表示国内产品和进口产品之间的替代弹性。MT代表对某种农产品的总支出,包括对本国国内生产的某种农产品的支出和对进口的同种农产品的支出。

由此可以推出间接效用函数:

U=M

以及相应的支出函数:

T

??aP

b

1?bD

b

1?bD

+(1?a)bP

1?bI

??

1b?1

(2)

e=U??aP

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+(1?a)P

b

1?b

I

??

11?b

(3)

肯定列表制度对日本福利和中国农产品对日本出口的影响

(3)式中,U代表对某种农产品的总效用。

消费者福利的计算将通过等价变化EV(equivalent variation)来实现:

EV=m

(P0,U1)?m(P1,U1) (4)

(4)式中,m(P1,U1)指当价格变动时为达到新的效用水平所必需的最小支出,m(P0,U1)指在原来的价格水平下为达到新的效用水平所必需的最小支出。

根据Yue et al.(2006)的研究,可以将马歇尔需求函数写为:

b

MT??D(PD,PI)=?a?b1?b (5.1)

?PD?aPD+(1?a)bPI1?bb

MT??I(PD,PI)=?1?a?b1?b (5.2) b1?bPI?aP?+(1?a)PID

将(5.1)/(5.2)后整理得:

?1?a??D?

PI=PD???? (6)

?a??I?

将(6)式代入(1)式中,整理后得到:

(1?1/b)

1/b

MT?1?a??I?

?1=????PDD?a??D?

(7)式为包含非线性回归参数a、b的数学表达式:

定义进口农产品价格如下:

(7)

PI=PE+TB+Tr+Tariff (8)

(8)式中,PE为出口国国内价格,TB表示因进口国贸易设限所引起的出口成本的增加,Tr代表所需的运费,Tariff则表示关税。

将(6)式代入(8)式得:

?1?a??D?

TB=PD????

?a??I?

(9)式为贸易设限的量化公式。 给出进口国国内的供给函数如下:

1/b

?PE?Tr?Tariff (9)

εS(PD,λ)=λPD (10)

S(PD,λ)=D来决定。

的供需达到平衡,即:

(10)式中,ε表示国内农产品对价格PD的弹性,λ为系数。进口国国内的均衡价格PD就由假设进口国国内对某一种农产品的支出水平不变,即MT不变。当(5.1)=(10)时,进口国

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εD0=λPD (11) 0

(11)式中,下标0表示原来的价格水平,根据(11)式可以求出系数的值,加上本文只考察长期的影响,因此国内农产品对价格PD的弹性值为1。

TB变动后,首先改变的是PI的值,由PI0变为PI1,根据供需平衡就可以求得PD1。由(2)

式、(3)式、(4)式得新的价格水平下的效用为:

U1=MT??aP

因此,净福利为:

b

1?b

D1

+(1?a)P

1b

1?bI1

??

1b?1

(12)

EV=U1??aP

b

1?b

D0

+(1?a)P

1b?1

b

1?bI0

??

b?1

?U1??aP

b

1?b

D1

+(1?a)P

1b?1

b

1?bI1

??

1b?1

(13)

b1?bb1?b

记A0=??aPD0+(1?a)PI0??b1?bb1?b

,B1=??aPD1+(1?a)PI1??

,那么,EV就简化

成为:

EV=MT(A0B1?1) (14)

(14)式为消费者剩余的计算公式。

再来看生产者剩余的计算,它通过(10)式的供给函数来实现。根据局部均衡模型,当进口国国内农产品的价格由PD0变化为PD1时,生产者剩余为:

PS=(λPD1+λPD0)(PD1?PD0)/2 (15)

整理之后即为:

22PS=λ(PDD0)/2 (16) 1?P

进口国国内净福利的变化(NW)包括消费者剩余的变化(EV)、生产者剩余的变化(PS)以及政府关税的变化(?Tariff)。因此,净福利的计算公式为:

NW=EV+PS+?Tariff

22

=MT(A0B1-1)+λ(PDD0)/2+?Tariff1-P

(17)

四、农药最大残留限量变动对日本国内福利影响的实证测算

2006~2009年,中国洋葱对日本的出口额占中国洋葱出口额的70%以上,日本已经成为最大的

洋葱进口国,因此,本文通过中日洋葱贸易数据的变化来分析肯定列表制度对日本国内福利的影响。

1.参数a和b的估计。由于肯定列表制度颁布的时间是2005年11月29日,正式实施的时间为

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肯定列表制度对日本福利和中国农产品对日本出口的影响

2006年5月,所以,本文选取2006~2009年的月度数据进行模型的估计①。

表1是经过整理后的日本本地产洋葱以及从中国进口洋葱情况对比表,其中,PCIF表示每单位进口洋葱的到岸价格(CIF),PCHI表示中国国内洋葱价格。

表1 日本国产洋葱及从中国进口情况对比 年份

D

(吨)

PD

(日元/公斤)

I

PCIF PCHI

I/D

(%)

(吨) (日元/公斤)(日元/公斤)

2006 843767 81.46 207388 44.36 18.17 24.58 2007 918526 75.66 197888 39.60 12.06 21.54 2008 919483 67.45 157343 35.21 10.58 17.11 2009 886561 77.29 173459 38.89 16.33 19.57 数据来源:日本农林水产省:《青果物卸売市場調査》,2010年。

利用SPSS16.0对(7)式进行非线性回归,参数a和b的初始值分别设定为0.55和5,采用顺序二次规划算法进行参数估计,经过19次迭代,一次相邻计算得到的残差平方和的差几乎为零,所得到的最优参数估计值如表2所示。可以看出,参数a和b的估计值分别为0.661和6.295,各自的标准误分别为0.018和2.169,表2还给出了95%置信区间内a和b的取值范围。

表 2 模型参数估计结果

参数

估计值

标准误

最小值

95% 的置信区间

最大值

0.697 10.650

a b

0.661 0.018 0.625 6.295 2.169 1.940

R2 = 1 -(残差平方和)/(修正后的平方和总量)= 0.821

从回归结果的方差分析中可以得到,复相关系数的平方和R2为0.821,也就是说,模型能解释因变量82.1%的变异,这说明,本文对(7)式非线性估计的效果还是不错的。

2. MRLs的量化和敏感度分析。具体到中日两国的农产品贸易,贸易设限主要体现在肯定列表制度的实施上,而肯定列表制度中有关最大农药残留限量MRLs标准极为苛刻。因此,可以将MRLs看作最具有代表性的贸易设限观察值。那么,(9)式中的TB可换成MRLs,即:

1/b

?1-a??D?

MRLs=PD????-PCHI-Tr-Tariff (18)

a???I?

(18)式中,PCHI为中国国内洋葱的价格。

由模型参数估计值可知,a=0.661,b=6.295,通过这一结果可以将不同年度的MRLs进行量化,结果见表3所示。

具体数据来源为:日本洋葱进口量(单位:公斤)以及进口额(单位:日元)关税税率数据均来自日本海关的统计(http://www.customs.go.jp),其中,洋葱的进口关税税率为8.5%,并且征收13%的农产品增值税;运费来自上海航运交易所编制的《航运交易公报》(http://www.chineseshipping.com.cn);日本本地洋葱批发价格(单位:日元/公斤)以及批发量来自日本农林水产省2010年编制的《青果物卸売市場調査》报告;中国产洋葱的月度批发价格由来自全国农产品批发市场价格查询系统的每日数据经过计算得到;日元对人民币汇率来自国家外汇管理局网站(http://www.safe.gov.cn)。

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