中国关税保护政策的政治经济学：基于面板数据的分析

统计研究　２００６年第１期　２２　Ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｎｏ．１　２ＯＯ６　中国关税保护政策的政治经济学：　基于面板数据的分析　王元颖　ＡＢＳＴＲＡＣＴ　Ｂａｓｅｄ　ｏｎ　Ｃｈｉｎａ’Ｓ　３６　ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓ　ｐａｎｅｌ　ｄａｔａ　ｉｎ　ｔｈｅ　ｐｅｒｉｏｄ　ｏｆ　１９９２　ａｎｄ　２００２，ｍａｋｉｎｇ　ｕｓｅ　ｏｆ　ｐａｎｅｌ　ｄａｔａ　ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ　ａｎｄ　Ｈａｕｓｍａｎ　ｔｅｓｔ。ｗｅ　ｔｅｓｔｅｄ　ｔｈｅ　ｍｏｄｉｉｆｅｄ　Ｓｈｅｎｇｂｉｎ（２００２）ｍｏｄｅ１．Ｔｈｅ　ｒｅｓｕｌｔ　ｓｕｇｇｅｓｔｓ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ　ｔａｒｉｆｆ　ｔｈｅｏｒｙ　ａｌｓｏ　ｅｘｉｓｔ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ．Ｔｈｅ　ｍｉｘｅｄ　ｍｏｄｅｌ　ｉｓ　ｂｅｔｔｅｒ　ｔｈａｎ　ｔｈｅ“ｎａｔｉｏｎａｌ　ｂｅｎｅｆｉｔ　ｍｏｄｅｌ”ａｎｄ“ｔｈｅ　ｓｐｅｃｉａｌ　ｉｎｔｅｒｅｓｔ　ｇｒｏｕｐ　ｍｏｄｄ”．Ｃｈｉｎａ’Ｓ　ｎｏｍｉｎａｌ　ｔａｒｉｆｆ　ｐｒｏｔｅｓｔ　ｓｔｒｕｃｔｕｒｅ　ｉｓ　ａｆｆｅｃｔｅｄ　ｂｙ　ｂｏｔｈ‘‘ｔｈｅ　ｎａｔｉｏｎａｌ　ｂｅｎｅｆｉｔ”ａｎｄ“ｔｈｅ　ｓｐｅｃｉａｌ　ｉｎｔｅｒｅｓｔ　ｇｒｏｕｐ”．　关键词：关税内生化；国家利益；利益集团影响；面板数据回归　化理论的发展。Ｇｏｌｄｂｅｒｇ　ａｎｄ　Ｍａｇｇｉ（１９９９）、ＭｃＣａｌｍａｎ　一、关税内生化理论及其在中国的适　（２００４）、Ｙａｍａｚａｋｉ（２００４）针对美国的贸易保护模式、澳大利　用性　亚贸易自由化的进程和把关税率作为一种公共产品来看　马歇尔（１９２２）分析了关税保护政策虽然不利于资源　待的角度分别对Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９４）“出售的保护”的模型进行　的配置但是在实践中比自由贸易更易获得成功的原因，　了实证研究。Ｇｏｌｄｂｅｒｇ　ａｎｄ　Ｍａｇ＃（１９９９）发现美国１９８３年　初步有了关税内生化的思想。Ｆｒｅｙ（１９８４）指出。关税是在　的保护模式与模型的估计有广泛的相关性，而且政府目　政治市场里决定的；它值得投入资源以便从贸易保护中　标函数中的福利的权重要比政治捐资的权重大得多。　获得租金。利益集团的组织程度对关税制定具有重要影　ＭａＣａｌｍａｎ（２００４）运用了Ｇｒｏｓｓｍａｎ　ａｎｄ　Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９４）“出售　响。在利益集团的组织程度上。赞成关税的集团主要由　的保护”的模型。对澳大利亚的贸易自由化的过程进行了　进１５１竞争行业组成，其具有强有力的政治地位和明确的　分析。　贸易保护需求，所以其组织化的问题很容易解决。反对　在内生的关税是国家利益战略一种重要表现形式方　关税的集团主要由消费者组成，由于削减关税属于公共　面，近年来，Ｋｒｏｌ（１９９６）、Ｍａｇｅｅ，Ｃ．（２００２）、Ｔｅｒｒｉｂｉｌｅ　ａｎｄ　产品。其中存在搭便车的效应，所以有效的组织起来是相　Ｔｈｏｒｎｔｏｎ（２００２）都从不同的角度进行了相关研究分析。　当困难的。贸易保护的水平和结构是需求方和供给方相　Ｋｒ￣ｌ（１９９６）运用向量自回归的方法，检验了日本（１８９ｏ一　互行动的结果。这种关税决定的政治上的均衡可以用多　１９７０）的内生关税模型。发现战后日本关税的变化是内生　种方法进行模型化分析。在这方面，Ｇｒｏｓｓｍａｎ和Ｈｅｌｐｍａｎ　的，然而关税的设计并非用来促进经济活动，而是反应于　（１９９４）的“保护的出售”模型对之进行了初步的探索。　宏观经济扰动。当经济状况不利于进口竞争产业时，他　Ｇｍｓｓｍａｎ和Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９４）发展了一个特殊利益集团为了　们会寻求保护。结果是，游说增加，而政府提供附加的保　影响在任政府的贸易政策选择进行政治捐助的模型。模　护以期取得更多的政治支持。贸易条件对关税有显著的　型研究了政治均衡中的保护结构和支持政策结果的不同　正的影响，通货膨胀和巨大的贸易赤字也会提高日本的　游说集团的贡献。结果表明，在权数　及利益集团人数　关税。这就说明关税也是维护国家战略利益一种重要手　占人口比例两个结构参数一定的前提下，保护率取决于　段。Ｍａｇｅｅ，Ｃ．（２００２）通过把贸易调整援助引入一个内生　不同行业的进口弹性、进口渗透率及其有效组织程度。　关税形成的政治经济模型。检验了贸易调整援助是否是　在其关税决定模型中，初步实现了关税的内生化，　在政治上强硬的反对贸易自由化的有效工具。结果表明　Ｇｒｏｓｓｍａｎ和Ｈｅｌｐｍｔｍ（１９９４）的文献实际上是实现了Ｆｒｅｙ　调整援助降低了政策制定者推进贸易自由化的激励，这　（１９８４）关税决定理论的模型化，从而大大推进了关税内生　可能会减缓改革速度。在一些不确定的情况下还有可能　维普资讯 http://www.cqvip.com

王元鞭：中国关税保护政策的政治经济学：基于面板数据的分析　２３　会降低社会福利。Ｔｅｒｒｉｂｉｌｅ　ａｎｄ　Ｔｈｏｎｒｔｏｎ（２００２）把协整技术　运用于意大利１８９０　１９６９的时间序列数据，检验了一个　关税内生化模型。结果表明，平均关税与产业生产、消费　者价格、贸易条件和外贸平衡都存在协整关系，关税设置　反应于这些变量的扰动。这就表明关税被宏观经济扰动　所影响，政府把关税保护作为产业和贸易发展战略、平衡　国际收支的重要手段，这是“国家战略主义”在关税领域　中的体现。传统观点认为贸易调整援助贿赂工会所以会　让他们接受逐步降低的关税保护，从而通过这种方式会　帮助政府降低关税增加社会福利。　在运用关税内生化理论对中国的贸易保护现状进行　实证分析方面，Ｂｒａｎｓｔｔｅｒ　ａｎｄ　Ｆｅｅｎｓｔｒａ（１９９９）和盛斌（２００２）进　行了有益的探索。Ｂｒａｎｓｔｔｅｒ　ａｎｄ　Ｆｅｅｎｓｔｒａ（１９９９）发展了　Ｇｒｏｓｓｍａｎ　ｎａｄ　Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９４，１９９６）的模型，对中国贸易自由　化的政治过程进行了分析，他们认为这是一个以不断增　长的贸易和ＦＤＩ的社会利益为代价，以弥补由于贸易自由　化给国有企业带来的损失。并平衡两者关系的政治过程。　运用中国１９８４—１９９５年各省的ＦＤＩ和贸易流量的数据来　估计模型的主要结构参数，并对政府的目标函数进行实　证分析。结果发现，在政府的目标函数中，国企产量的权　重比消费者福利的权重大得多。但是，随着时间的流逝，　贸易自由化和改革的深入，国有企业的保护程度在降低，　政府目标函数的参数在变动，消费者福利的权重在增加．　中国能够越来越多地享受外国投资所带来的促进增长和　竞争的收益。但是直到近期，消费者福利也仅占政府福　利的１／２，这就表明，由于国有企业进一步改革和其他多　方面的阻力，即使是在加入ＷＴＯ的压力下，从政治上来推　进中国贸易和投资体制的改革，也是很困难的。在　Ｂｒａｎｓｔｔｃｒ　ａｎｄ　Ｆｅｅｎｓｔｒａ（１９９９）的基础上，盛斌（２００２）通过修正　Ｇｒｏｓｓｍａｎ　ａｎｄ　Ｈｅｌｐｍａｎ（１９９４）“保护的兜售模型”，建立了中　国贸易保护的政治经济模型。结论认为，其所建立的贸　易政策的政治经济模型能够较好的适用于对中国这样的　民主集中制国家的分析和描述。①从个人效用和收入函　数出发的分析体现了所有参与者的民主性，模型中的政　府目标函数区别于西方政治制度下的对应物，它在更大　程度上反映了“国家主义”在福利分配（卢）和行业战略（０　）　上的政策决策考虑，这也是集权制度下中央政府决策者　的偏好显示。而利益集团的政治压力影响则是“边际”意　义上的，这不同于单纯通过利益集团之间的相互博弈而　形成均衡关税率的过程，在这里寻租和游说活动是“隐　性”的（通过０　来体现）。加入外部制度约束条件和贸易　谈判的命题则更贴近中国当前所面Ｉ临的多边、区域和双　边贸易谈判及协定的现实情况。在理论模型的基础上，　盛斌利用自己创建的一整套跨部门（３６个工业部门）和时　间序列（１９９２　１９９６）的数据库，运用普通最小二乘的计量　技术对中国工业的贸易保护结构的政治经济决定因素进　行了初步研究。其计量检验的结果在很大程度上支持了　其理论模型得出的总体结论。　本文试图从关税内生化理论出发，从贸易利益创造　和分配的角度，对中国的关税政策的制定和形成进行实　证分析，以期对中国人世后关税的减让和贸易政策的改　革提供有益的借鉴。　二、中国贸易保护的基本计量经济模　型与模型修正　（一）贸易保护的理论模型概述②　本文准备运用修正的盛斌２００２的贸易保护的计量经　济模型，通过扩展数据并采用新的计量方法进行实证分　析。　贸易保护的政治经济学理论模型是其计量分析的理　论基础，反映了民主集中制政治体制下的“国家主义”权　威以及利益集团的“边际”影响，并以特殊形式的中央政　府目标函数最大化为核心，将贸易保护结构的最优决定　归结为一系列的外生参数和变量。在理论模型基础上的　实证分析中，将考察的因变量通过多指标法表现为反映　贸易扭曲程度的名义关税率和有效保护率，它们成为计　量回归中的因变量，决定它们的因素则是包括一组表现　行业政治和经济特征的自变量。然后在贸易政治经济学　理论模型的基础上提出四种实证假说，即国家利益模型、　利益影响模型、混合模型和贸易自由化模型，运用中国３６　个工业行业１９９２、１９９４、１９９６三个年度的实际数据通过普　通ＯＬＳ技术对理论模型进行了检验。本文在盛斌（２００２）　年的计量模型的基础上，通过部分变量的修改，扩展数　据，并采用新的计量方法进行新的测算。具体来说：盛斌　的数据为１９９２、１９９４、１９９６年三年，本文的数据扩展为　１９９２、１９９４、１９９６　２００２共９年的数据；另外，因为数据满足　时间序列数据（１９９２　２００２）和横截面数据的综合（共有３６　个产业）的特征，所以按照数据的特征，在修正部分变量　的基础上，采用ｐａｎｅｌ　ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ的方法进行新的回归，并依　据Ｈａｎｓｍａｎ检验的结果来判断固定效应模型和随机效应　模型的选取。　方程采用下面的线性形式：　＾　ＴＰＲｎ＝　０　４－　＾ＰＶ．．＾十　（１）　在方程（１）中，下标　和ｔ（ｔ＝１９９２，…，２０Ｏ２）分别代表　第ｉ个产业和第ｔ年，其中因变量ＴＰＲ　是名义关税率，　ＰＶ．为行业的政治经济指标，　。为常数项，　为各变量的　①盛斌（２Ｏ０２），《中国对外贸易政策的政治经济分析》，上　海三联书店和上海人民出版社，第３９０—３９１页。　②盛斌（２ＯＯ２）：＜中国对外贸易政策的政治经济分析＞，上　海三联书店和上海人民出版社，第３７９—３９１页　维普资讯 http://www.cqvip.com

统计研究　回归系数。　表示残差，下标ｋ为自变量个数。因为维护　社会公平、减少调整成本和收入再分配的“国家利益模　型”则不适用于中国的现实情况（盛斌，２００２）。和数据的不　可获得性①。所以本文不再用维护社会公平、减少调整成　本和收入再分配的“国家利益模型”进行实证分析。仅对　修正的促进和发展战略产业的“国家利益模型”和“利益　影响模型”进行实证分析。　【二）国家利益与动态比较优势的培檀——国家利益　假说模型　国家利益假说模型的出发点是政府将贸易保护政策　作为提供给培植产业发展的动态比较优势，维护社会和　国家利益的公共产品，这也反映了我国的关税政策具有　一种保护性关税的职能，而不是财政关税的职能。这种　“国家战略主义”的关税政策体现了中国作为政府主导型　发展中国家的一个显著特征。模型的主要解释变量有：　工业增加值率、劳动生产率、产业的影响力系数、产业的　感应度系数、产业的竞争力指数、用汇集中度、产业的就　业人数，１９９７年年虚拟变量。与盛斌（２００２）模型的区别在　于ｔ由于资料的不可获取，去掉了表明产业性质的虚拟变　量；由于认为非关税壁垒（ＮＴＢＳ）与关税壁垒具有平行的　替代或互补关系，而不是相互决定的关系。所以，去掉非　关税壁垒频数比变量。由于认为产业的就业人数对产业　和国家的战略具有重要影响，所以增加了产业的就业人　数变量。由于１９９７年投入产出表变化，导致由之计算的　产业影响力、产业感应度和最终消费发生变化，所以增加　了１９９７年虚拟变量。　【三）反映利益集团博弈和寻利活动的利益影响假说　模型　中国一直以来进口替代或进口竞争型导向的关税政　策，在保护进口替代或进口竞争产业的同时，在客观上损　害了出口导向型产业的贸易利益。因为我国保护型的过　高的关税．会通过“以邻为壑”的效应招致贸易伙伴国的　报复，过高的进口关税最后都会通过进口价格的“转嫁参　数”转嫁给消费者或损害出口商的利益，带来消费者剩余　和社会福利的巨大损失。　利益影响假说认为，作为资源或禀赋分配手段的关　税不是外生的，而是内生的，是相关利益集团通过游说斗　争并实现利益博弈均衡的产物。如果把关税作为政府提　供的一种公共产品，关税的需求方是各种利益集团，而关　税的供给方则是政府，另外’还有各种利益相关者影响关　税供需均衡的实现。赞成关税的集团在我国主要是进口　替代或进口竞争型的产业，反对关税的集团主要是出口　导向的产业和广大的消费者。而关税政策是作为关税供　给方的政府对各种利益集团政治需求的反应。这些利益　集团的游说或其他利益活动以及利益表达、表达的强度　和力度都会改变政府目标函数中的重要参数。而赞成关　税的集团的游说或寻利活动同时也会遭到反对关税的另　外一些利益集团的利益活动。最终的关税的保护水平和　保护的结构是这些利益集团博弈均衡的结果。贸易自由　化决定了贸易利益的创造。贸易保护决定了贸易利益的　分配。而现实的贸易政策是保护贸易和自由贸易博弈均　衡的产物。据此。利益影响假说模型的解释变量主要有ｔ　厂家数目、出口外销比、进口渗透率、资本密集度、总资产　贡献率、国有企业增加值占行业增加值的比重、最终消费　的比重。与盛斌（２００２）的模型相比：由于两方面的原因ｔ　１．资料的不可获取；２．为了避免变量过多引起的多重共　线性现象，去掉中方与外方股权比和地区集中度两个解　释变量；用总资产贡献率变量替代利税总额变量，原因在　于（１）其他指标多为相对数指标或比率指标，所以用比率　的总资产贡献率替代绝对数的利税总额。更符合解释变　量的一致性；（２）总资产贡献率反映企业全部资产的获利　能力．是企业经营业绩和管理水平的集中体现，是评价和　考核企业盈利能力的核心指标，比利税总额变量更好的　反映了产业和企业的经济绩效。　【四）混台模型　将“国家利益假说模型”和“利益影响假说模型”综合　在一起考察对中国关税政策和关税保护的结构有显著性　影响的政治经济因素，解释变量在“国家利益假说模型”　和“利益影响假说模型”中进行筛选，从而构成对混合模　型的检验。　三、计量结果和解释　【一）反映产业发展战略的“国家利益假说”模型的检　验　回归结果表明：　１．对名义关税具有显著性影响的变量有四个：全员　劳动生产率、产业影响力、就业人数、１９９７年年虚拟变量。　其他四个变量：增加值率、产业感应度、产业竞争力、用汇　集中度对贸易政策的制定影响不显著。　２．回归系数与预期符号一致的解释变量有：工业增　加值率、产业影响力系数、产业竞争力指数、就业人数。　回归系数与预期符号不一致的解释变量有劳动生产率、　产业感应度系数与用汇集中度。　３．劳动生产率的回归系数具有显著水平，但是与预　期的符号相反，即对不具有比较优势或比较优势较低的　产业给与较高的保护。这说明我国的产业发展战略已经　从顺比较优势的保护体制逐渐转化为逆比较优势的保护　体制。这种转化有利于培植我国幼稚产业的成长和逐步　实现比较优势的动态化升级。　①国家的工业普查是每ｌ０年作一次，最新的数据到２００５　年才可以出来。　维普资讯 http://www.cqvip.com

王元颗：中国关税保护政策的政治经济学：基千面板数据的分析　２５　４．产业影响力的回归系数与预期的相同且具有显著　水平，说明我国对具有较高的需求效应，对经济需求拉动　力强的战略产业给与了更高的保护。这些产业多属于资　本技术高度密集型的支柱或主导产业。对这些产业实施　较高的保护，有利于实现比较优势的动态化和产业机构　的高度化。　５．就业人数的回归系数与预期的相同，且具有显著　性的影响，说明对于我国这样一个发展中的人口大国，中　央政府把实现充分就业，维持社会稳定作为了一个很重　要的宏观经济目标，这有助于维护社会公共利益，减少改　革的摩擦成本，摄大限度地实现社会稳定。　表１“国家利益假说”下中国工业行业名义关税率的　决定混合ＯＬＳ和ｐａｎｅｌ回归结果　解释变量　混合ＯＬＳ　ｐａｎｅｌ　ＦＥ估计　ｐａｎｅｌ　ＲＥ估计　增加值率　一０．２７５２４１４　０．１５８８８３　０．２ｏ４４８９１　（０．１２５０９８７）　（０．１９５ｏ３２２）　（０．１６４４８２５）　全员劳动生产率　０．０ｏ０昕７４…　０．０００ｌ５４２…　０．０００ｌ０２６…　（０．０ｏ００２ｌ１）　（０．０ｏ００ｌ９８）　（０．００Ｏ０２ｏ９）　产业影响力　一１．３２７３９６　ｌ３．５９ｌｌ５…　５．７印０９６　（３．８３４８９）　（３．５３５４３２）　（３．５５８５６５）　产业感应度　一７．８１２７３５…　２．７３㈣　一０．８０４３６０３　（２．３９２ｌ６４）　（１．８５２９６３）　（１．９８６０９２）　产业竞争力　７．４４２１２２…　一２．８３醯９　３．６７６０ｌ６　（２．１６３８１）　（３．５７６０ｌ２）　（２．９７８８８５）　用汇集中度　一０．４５０７４９４’　一０．１ｏｏ２７６９　０．４８２１２２８　（０．２６７３７１６）　Ｏ．２６６ｏ７７　（Ｏ．２６９７６１４）　就业人数　０．０３０３６９４…　０．０７５８８８２…　Ｏ．０５ｌ３６７４…　（０．０ｏ９８３３）　（０．０ｌ７０７２９）　（０．０１０１５３５）　１９９７年虚拟变量　一１１．３７２３１…　一１４．７２６９５…　一ｌ４．１７６０８…　（３．３４８ｌ３４）　（１．９９９６４４）　（２．２４４９８４）　常数项　３３．１ｌ６２…　一３．４７６５０６　９．２ｏ３０４７　（６．１６１８９１）　（７．７７０３７７）　（７．３９８９９４）　０．２１２７　０．４０８４　０．３６３ｌ　Ｆ检验值　１０．５４　２３．９０　Ｗａｌｄ检验Ｐ值　０．０ｏ００　Ｈａｎｓｍａｎ检验值　４９．６０　（Ｐ值）　０．伽ｌ００　０．伽ｌ００　样本数　３２１　３２１　３２１　注：（１）括号内的值为标准误；（２）＊＊＊为１％显著性水平，　＊＊为５％显著性水平，＊为１０％显著性水平。（３）ＦＥ估计的　Ｈａｕｓｍａｎ检验的零假说是ＦＥ和ＲＥ估计系数无系统性差异。　Ｆ检验表明，拒绝无效的ＯＬＳ假定，接受ｆｅ（固定效应模型）的回归　结果。　Ｈａｕｓｍａｎ检验结果支持固定效应模型。另外，由于数据是时间序　列数据和横截面数据的综合，满足综列数据的特征，而且Ｆ检验　拒绝了ＯＬＳ假定。所以用ｐａｎｅｌ回归的效果应该优于普通ＯＬＳ的　回归结果。　６．１９９７年年虚拟变量的符号为负，且具有显著性的　影响。说明投入产出表的变化对经济和贸易保护水平有　较大的影响。１９９７年年虚拟变量的影响符号为负，说明　随着时间的推移，由于技术创新、管理创新、制度创新：比　如国有企业比重的下降、现代企业制度的逐步构建、民营　企业比率增加、更加开放的经济和贸易体制（比如：加入　ｗＴ０）等一系列改革，节约了经济活动中的资源使用，使资　源配置更为科学和合理，从而提高了经济效益。　７．增加值率系数的符号与预期的相同，但不十分具　有显著性，表明国家保护和促进高附加值产业发展的战　略意图，这有利于促进支柱产业的发展、培植内生比较优　势和实现产业结构的升级。　８．感应度回归系数的符号与预期的相反，且具有一　定的显著性，说明产业的前向连锁关联效应对我国的名　义关税率的制定也具有一定的影响力。　９．用汇集中度回归系数的符号与预期的相反，但是　不具有显著性，说明外汇约束对名义关税率制定的影响　相对较弱。　１Ｏ．产业竞争力回归系数的符号为负与预期的相同，　但是不十分具有显著性。说明政府对传统具有比较优势　的产业不再实施较高的保护，转而对不具有比较优势的　产业实施较高的保护，反映了我国贸易保护体制的变化，　即从顺比较优势的保护体制逐步转向逆比较优势的保护　体制。这在客观上有利于实现培植我国的内生比较优　势，实现比较优势的动态化升级。　１１．总的来说，“国家利益模型”拟合度比较高，能够　解释名义关税保护率决定因素的４０．８４％。回归结果表　明，那些具有比较高的产业影响力、比较多的就业人数、　而且全员劳动生产率比较低的产业能够获得较高的名义　关税贸易保护。　ｌ二）反映利益集团博弈和寻利活动的“利益影响假　说模型”的检验　回归结果表明：　（１）对名义关税具有显著性影响的变量有五个：厂家　数目、出口外销比、资本密集度、总资产贡献率、国企增加　值占行业增加值的比重。其他俩个变量：进１２１渗透率和　最终消费的比重对贸易政策的制定影响不显著。　（２）回归系数与预期符号一致的解释变量有：出１２１外　销比、进口渗透率、总资产贡献率、国企增加值比重、最终　消费的比重。回归系数与预期符号不一致的解释变量有　资本密集度。企业单位数变量的回归系数符号为正。　（３）对于名义保护率来说，最具有显著性的决定变量　包括厂家数目、资本密集度、总资产贡献率、国企增加值　比重。企业单位数的回归系数符号为正，且具有显著影　响。其一，说明我国的国情更符合Ｃａｖｅｓ（１９７６）的“政治支　持模型（ａｄｄｉｎｇ－ｍａｃｈｉｎｅ　ｍｏｄｅ１）”，行业中企业众多意味着该　行业对政府维持广泛的政治稳定意义重大。其二，说明　行业中众多的企业数目加大了行业主管部门与中央政府　进行讨价还价的筹码。　维普资讯 http://www.cqvip.com

２６　统计研究　（４）出口外销比的回归系数与预期的相同，且具有一　定的显著性，说明出口导向型的产业为了维持自己在国　际市场上的利益，反对过高的进口贸易保护。　（５）进口渗透率的回归系数与预期的相同，但不具有　显著性，说明为了避免过强的进口竞争的冲击，进口渗透　率高的产业要求高的进口贸易保护，但是这个因素对我　国不太具有适用性。　表２　“利益影响假说”模型下中国工业行业　名义关税率的决定混台ＯＬＳ和ｐａｎｅｌ回归结果　解释变量　混合ＯＬＳ　ｐａｎｅｌ　ＦＥ估计　ｐａｎｅｌ　ＲＥ估计　企业单位数　０．０００４６７８…　０．００ｏ４ｏｌ３…　０．０Ｏ０５７６７…　（０．Ｏ０Ｏ０９４４）　（０．０００１１５５）　（０．０００１０９３）　出口外销比　０．０６４２２９７　一０．１５５９５６６　０．Ｏ８６７１１２　（０．０２８ｌ０２５）　（０．０Ｂ７３３９８）　（０．０４８５０３７）　进口渗透率　０．０３ｌ６７３５　０．０４３４０叭　０．Ｏｚ４５ｏ７７　（０．０３５０２２１）　（０．０４６０６６９）　（０．０４３４２２８）　资本密集度　０．Ｏ００ｌｌ４３…　０．Ｏ００ｌ２９６…　０．０００１１３２…　（０．０００ｏ３２）　（０．０００嘶７）　（０．００００２８１）　总资产贡献率　１．Ｏ６６９６４…　０．９３７７５１５…　０．９７７０８０９…　（０．１１１４５２４）　（０．１８９６４９８）　（０．１５８９３９８）　国企增加值比重　一０．０９７８５ｌ　０．６２３６８６１…　０．１０７１５４７。　（０．０４０４３ｌ８）　（０．０９２４２２９）　（０．０６２４３９５）　最终消费的比重　０．３８ｏ７ｌ０６…　０．１０１８１４８　０．３５３５９０６…　（０．删８６６ｌ５）　（０．２０ｌ５６２５）　（０．０８７８８８１）　常数项　１．８７３６７６　一ｌ９．６９２７１…　一７．４０５７８９‘　（２．９２３１９３）　（５．８５９５６２）　（４．３７３８９２）　Ｒ　０．５ｌ６４　０．３７２４　０．２６７８　Ｆ检验值　４７．１４　２３．２２　Ｗａｌｄ检验Ｐ值　Ｏ．０００ｏ　Ｈａｕｓｍａｎ检验值　８９．２３　（Ｐ值）　０．０００ｏ　样本数　３２１　３２１　３２１　注：（１）括号内的值为标准误；（２）＊＊＊为１％显著性水平，　＊＊为５％显著性水平。＊为１０％显著性水平。（３）ＦＥ估计的　１４ａｕｓｍａｎ检验的军假说是ＦＥ和ＲＥ估计系数无系统性差异。　＊＊＊为１％显著性水平，＊＊为５％显著性水平，＊为ＩＯ％显著　性水平。Ｆ检验拒绝无效的ＯＬＳ假定，接受ｐａｎｅｌ　ｆｉｘｅｄ－ｅｆｆｅｃｔｓ　ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ（固定效应回归模型）。ｌｔａｕａｍａｎ检验结果支持固定效应　模型。另外。由于数据是时间序列数据和横截面数据的综合，满　足综列数据的特征，而且Ｆ检验拒绝了ＯＬＳ假定，所以用ｐａｎｅｌ回　归的效果应该优于普通ＯＬＳ的回归结果。　（６）资本密集度的回归系数与预期的相反，而且影响　具有显著性。说明越是资本高度密集的产业比如汽车、　机械等产业越是受到较高的保护。因为资本密集度高的　产业多是政府鼓励发展的幼稚产业或新兴产业，政府采　取战略性贸易政策扶植其发展，能够促进我国尽快实现　内生比较优势的培植和产业结构的升级，从轻纺工业型　为主的产业结构尽快过渡到重化工性为主的产业结构，　然后再逐步实现产业结构的信息化转化。　（７）总资产贡献率的回归系数与预期的相同，且影响　具有显著性。说明对国家财政收入贡献较大的产业具有　较高的政治和经济地位，能够形成有力量的政治经济压　力集团以游说政府，从而获得较高的贸易保护。　（８）国企增加值比重的回归系数与预期的相同，且影　响具有显著性。说明为了减轻进口竞争的冲击和不利影　响，减少改革的阻力和摩擦成本，维持我国较高的就业水　平，保持我国的公有制的主导地位，国企增加值占行业增　加值比重高的产业可以获得较高的关税保护。　（９）最终消费的比重的回归系数与预期的相同，但是　不具有显著性，说明消费者作为反对关税的集团，存在不　能有效克服“搭便车”问题的障碍，从而成为贸易保护体　制下最大的受损者。但是这个解释变量的影响不显著，　说明对我国不十分适用。　（１Ｏ）总的来说，“利益影响模型”较之“国家利益模型”　拟合度较低，只能够解释名义关税率决定因素的　３７．２４％。回归结果表明，能够获得较高的名义关税保护　的是那些企业单位数比较多、出口外销比较低、资本密集　度和总资产贡献率较高、国有企业增加值比重较大的产　业。　（三）混合模型　．　“混合模型”综合考察了“国家利益假说模型　和“利　益影响假说模型”中影响中国关税政策和关税保护结构　的政治经济诸因素，通过扩展盛斌（２００２）的数据，并采用　面板数据回归的技术方法对“混合模型”进行计量检验，　并得出如下回归结果：　表３　混合模型下中国工业行业名义关税率的　决定混台ＯＬＳ和ｐａｎｅｌ回归结果　解释变量　混合ＯＬＳ　ｐａｎｅｌ　ＦＥ估计　ｐａｎｅｌ　ＲＥ估计　企业单位数　０．０００２８ｌ　０．０ｏ０６２…　０．０００６４８６…　（０．０００１１７９）　（０．Ｏ００ｌ２４７）　（０．Ｏ００ｌ２０６）　出口外销比　０．ｏ７８２６９…　一０．１１７１４５６　０．ｏ７８６３６８　（０．Ｏ２７９ｌ５１）　（０．ｏ７８９８２２）　（０．０４７８８ｏ２）　进口渗透率　０．０６３８７０３　０．０２６０１４７　０．０３７８３傩　（Ｏ．０３４５４０５）　（０．０３９５５３６）　（Ｏ．０３８７３８）　资本密集度　０．Ｏ００ｏ４ｌ４　一１．７４ｅ－６　一７．０４ｅ－０６　（０．０ｏ０ｏ３ｏ１）　（０．ＯＯＯＯ２６４）　（０．００００２６４）　总资产贡献率　１．８３ｏ７９９…　１．２３７２２４…　１．５６４９１２…　（０．１３８４３８５）　（０．１６６０９２８）　（０．１５２５０５６）　国企增加值比重　一０．０３５６２３３　０．３８８７７１４…　０．１７９８７３…　（０．０４７９４１８）　（０．０８ａ５２５１）　（０．０６２５２１）　最终消费的比熏　０．３铂８２６２…　一０．１６ｏ８６６２　０．３０１３０４６…　（Ｏ．４０７９４１８）　（Ｏ．１７０５１５９）　（Ｏ．ｏｓ５２ｏｓ４）　增加值率　．０．２６４３１８３。。　一０．３２８６４９４‘　一０．３０１９７３５‘　（０．１０４５９７１）　（０．１７３２９１９）　（０．１４３５２７６）　全员劳动生产率　一０．００００９６７…　０．Ｏ００１２７４…　一０．Ｏ００ｌｌ５９…　（０．０ｏ０ｏｌ９１）　（０．０ｏ０ｏｌ昱５）　（０．０ｏ０ｏ１８）　产业影响力　５．５７１４３５　１７．７３２３１…　ｌ１．６６６７６…　（２．８２９４９４）　（３．１６２ｌｌ３）　（２．９６９９８７）　产业感应度　一１．４４５５０４　２．９１７０９ｌ４　０．５７２５３０６　（１．７ｌ２７６７）　（１．５７９６５４）　《１．￣８９ｏ２）　产业竞争力　一０．６盯９９８４　３．０４８４９１　２．３６３３２１　（２．Ｏ３２９８４）　（３．１５８８２７）　（２．６７０５ｌ１）　维普资讯 http://www.cqvip.com

王元颖：中冒关税保护政策的政治经济学：基于面板数据的分析　２７　续表３　解释变量　混合ＯＬＳ　ｅｌ　ＦＥ估计　ｐａｎｅｌ　ＲＥ估计　用汇集中度　一０．６６８６３６４…　—０．０吕５９４６２　—０．５９８２２５　（０．２１１７３４）　（０．２４９６１７６）　（０．２２９４３５６）　就业人数　０．０２４５４１６…　０．０３３１１１ｌ…　０．０ｌ４８２４６　（Ｏ　００９２０５８）　（Ｏ．０１１３５１４）　（Ｏ．０１０３３７６）　Ｉ９　年虚拟变量　一ｌ１．７０３７５…　１２．　６…　一１３．１６５ｌ１…　（２．４１０３２３）　（１．９８６５５２）　（１．９７８９２３）　常数项　２．４６５７５７　．１７．４６１２１‘　一儿．２８２３３　（５．３４６７４１）　（８，４８６８７３）　（６。９０５６５）　Ｒ２　Ｏ．６３３３　０．５８８４　Ｏ．５３１４　Ｆ检验值　３４．６６　２５．３５　Ｗａｌｄ检验Ｐ值　０．ｏ００ｏ　Ｈ￣ｕｓｍａ，检验值　８３．ｏ４　（Ｐ值）　０．００００　０．０ｏ００　样本效　３ｌ７　３ｌ７　３ｌ７　注：（１）括号内的值为标准误；（２）＊＊＊为１％显著性水平，　＊＊为５％显著性水平，＊为ＩＯ％显著性水平。（３）ＦＥ估计的　Ｈｅｕ８ｍａｌｌ检验的零假说是ＦＥ和ＲＥ估计系数无系统性差异。　＊＊＊为１％显著性水平，＊＊为５％显著性水平，＊为１０％显著　性水平。　Ｆ检验拒绝无效的ＯＬＳ假定，接受固定效应回归模型。Ｈａｕｓｍａｎ　检验结果支持固定效应模型。由于数据是时间序列数据和横截　面数据的综合。满足综列数据的特征．而且Ｆ检验拒绝了ＯＬＳ假　定，所以用ｐａｎｅｌ回归的效果应该优于普通ＯＬＳ的回归结果。　由回归结果可以看出，　１．在混合模型中，对名义关税率的制定有显著影响　的变量包括：工业增加值率、劳动生产率、产业影响力系　数、产业感应度系数、就业人数、１９９７年年虚拟变量、厂家　数目、总资产贡献率。　２．下列解释变量的回归系数的符号与前述两模型中　估计的情况不同：工业增加值率、产业竞争力指数、资本　密集度、最终消费的比重。　（１）劳动生产率的回归系数也具有显著水平，但是与　预期的符号相反，与经典的贸易理论假定相符合，即对具　有较高比较优势的产业给与较少的贸易保护，而对不具　有比较优势或比较优势较低的产业给与较高的保护。这　种转化有利于培植我国幼稚产业的成长和逐步实现比较　优势的动态化升级。　（２）工业增加值率也具有显著性水平，但是与预期的　符号相反；说明工业增加值率低的产业可以得到国家更　多的保护，这主要是为了社会的稳定、大多数人的就业，　是国家利益战略目标在关税保护领域里的体现。　（３）产业影响力的回归系数与预期的相同且具有显　著水平，说明我国对具有较高的需求效应，对经济需求拉　动力强的战略产业给与了更高的保护。这些产业多属于　资本技术高度密集型的支柱或主导产业，对这些产业实　施较高的保护，有利于实现比较优势的动态化和产业机　构的高度化。　（４）产业感应度的回归系数与预期的相反，且具有显　著性的水平；为了促进下游产业的发展，应该对产业感应　度较高的产业进行较低的保护。但是这部分具有较高的　供给效应的产业多属于制造业中间投人品或制造业资本　品，是我国比较幼稚的产业。国家处于扶植幼稚产业发展　的目的给予了其较高的保护。　（５）就业人数、厂家数目的回归系数与预期的相同，　且具有显著性影响。说明中国政府在制定关税政策时，　为了维持大多数人的就业，社会的稳定，最大限度地减少　改革的摩擦成本，对就业人数、厂家数目较多的产业给予　了较多的保护。　（６）总资产贡献率的回归系数与预期的相同，并具有　显著性影响，说明国家对总资产贡献率高的产业给与了　较高的保护，一方面是因为总资产贡献率的产业对社会　贡献大，对国计民生有重要影响，这是国家利益战略的表　现；另一方面，这种产业因为地位重要，游说能力也强，所　以利益集团影响也使这种产业获得了较高的保护。　（７）１９９７年虚拟变量具有显著性的负向影响。因为　１９９７年投入产出表改变，使ＥＲＰ、最终消费的比重、产业　影响力、产业感应度系数都发生了相应的改变。随着时　问的推移，技术创新、管理科学、制度创新，生产的经济绩　效应该逐步提高，贸易自由化应该获得推进，关税应该相　应降低。所以１９９７年虚拟变量的影响为负。　３．在混合模型中，国有企业增加值比重变量不明显，　说明随着我国改革开放的深化，国有企业的比重日趋减　小，民营企业和股份制企业的比重快速增大。大量的产　权明晰的民营中小企业是整个市场经济富有效率和活力　的微观基础，所以，随着时间的推移，民营经济的快速、健　康发展，国企比重的日益缩小，国有企业增加值对我国关　税政策制定的影响力有逐渐减弱的趋势。　４．总的来说，在混合模型中，对名义关税制定有显著　影响的变量大多为国家利益假说模型中的解释变量，再　次印证了该假说对中国关税内生化理论分析的适用性。　除了少数的变量外，大多数的解释变量的符号与前述两　模型中分别估计时的情况是相同的，说明了变量选择和　其效果的稳定性。而具有显著性水平的解释变量及其系　数符号与“国家利益假说模型”和“利益影响假说模型”下　的估计几乎是一致的。而国企增加值在混合模型中的影　响不显著说明了随着我国改革开放的深化，大量富有活　力和效率的民营企业快速、健康发展，国企的比重在不断　下降，影响力在逐步削弱。这是我国市场经济向好的市　场经济发展的一个好的迹象。合并结果表明，从相对长　的时间来看。能够获得高的名义保护率的产业是那些增　加值率和劳动生产率低、影响力和感应度高、就业人数和　企业单位数多、总资产贡献率大的工业行业。随着中国　经济的国际化进程的加快，改革开放的深入，政府职能的　转变，外贸体制也在发生相应的重大变化和调整，国企对　政府政策制定的影响力会逐步下降已经成为一种必然　维普资讯 http://www.cqvip.com

２８　统计研究　趋势。　如果比较三个模型的计量结果，“混合模型”比“国家　利益模型”和“利益影响模型”更好的反映了我国中国名　义关税保护结构的政治经济决定因素。这就说明我国名　义关税的保护结构是“国家利益”和“利益影响”综合作用　的结果。名义关税的保护结构既要体现发展战略产业，　促进内生比较优势培植和比较优势的动态化升级的国家　战略性贸易政策；又要综合考虑利益集团的影响和寻利　活动。随着中国经济的国际化进程的加快，外贸体制也　在发生相应的变化和调整，国有企业对政府政策制定的　影响力会逐步下降已经成为一种必然趋势。而关税作为　察赋或资源分配的一种次优手段，是各种相关利益集团　利益博弈均衡的结果。　表４　三模型ｐａｎｅｌ回归固定效应模型比较　解释变量　混合模型　国家利益模型　利益影响模型　企业单位数　出口外销比　进口渗透率　资本密集度　总资产贡献率　国有企业增加值比重　最终消费的比重　增加值率　全员劳动生产率　产业影响力　产业感应度　产业竞争力　用汇集中度　就业人数　１９９７年虚拟变量　。　０．５８８４　０．４０８４　０．３７２４　注：＊＊＊为１％显著性水平，＊＊为５％显著性水平，＊为１０％显　著性水平。　四、简要的结论　总的来说，关税内生化假说理论在中国同样是成立　的，我国的关税不是外生的，而是由诸多政治经济因素决　定的内生变量。　利用中国３６个工业行业九个年度（１９９２、１９９４、１９９６　２００２）的实际数据，运用ｐａｎｅｌ回归的计量方法和Ｈａｎｓｍａｎ　检验的技术，对修正的盛斌（２００２）的贸易保护的政治经济　模型进行检验，结果表明：　１．“国家利益模型”拟合度比较高，能够解释名义关税　保护率决定因素的４０．８４％。其回归结果表明．那些具有　比较高的产业影响力、比较多的就业人数、而且全员劳动　生产率比较低的产业能够获得较高的名义关税贸易保护。　２．利益影响模型较之“国家利益模型”拟合度较低，　只能够解释名义关税率决定因索的３７．２４％。回归结果　表明，能够获得较高的名义关税保护的是那些企业单位　数比较多、出口外销比较低、资本密集度和总资产贡献率　较高、国有企业增加值比重较大的产业。　３．综合体现“国家利益”和“利益集团”影响的“混合　模型”比体现国家战略性贸易政策的“国家利益模型”和－　反映利益集团影响和寻利活动的“利益影响模型”能更好　的反映中国名义关税保护结构的政治经济决定因素。这　就说明我国名义关税的保护结构是“国家利益”和“利益　影响”综合作用的结果，中国政府在制定关税时既考虑了　促进内生比较优势培植和产业结构升级的战略性贸易政　策，为了维持社会的公平，维持国家和社会的稳定，最大　限度的减少改革的摩擦成本，又必须兼顾相关利益集团　的影响。回归结果表明，从相对长的时间来看，能够获得　高的名义保护率的产业是那些增加值率和劳动生产率　低、影响力和感应度高、就业人数和企业单位数多、总资　产贡献率的工业行业。随着中国经济的国际化进程的加　快和改革开放的深化，政府职能和外贸体制都会发生相　应的变化和调整，国企对政府政策制定的影响力会逐步　下降已经成为一种必然趋势。关税作为资源分配的一种　次优手段和贸易政策的重要组成部分，其名义保护结构　是国家和各种相关利益集团利益博弈并达成博弈均衡的　产物。　参考文献　［１］Ｂｒａｎｓｔｅｔｔｅｒ，Ｌ．Ｇ．ａｎｄ　Ｒ．ｃ．Ｆｅｅｎｓｔｒａ，“ｔｒａｄｅ　ａｎｄ　ｆｏｒｅｉｇｎ　ｄｉｒｅｅｔ　ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　ｉｎ　Ｃｈｉｎａ：Ａ　Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｙ　Ａｐｐｒｏａｃｈ”，ＮＢＥＲ　ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ　Ｓｅｒｉｅｓ　７１００．　［２］Ｇｏｌｄｂｅｒｇ，Ｐｉｎｅｌｏｐｉ　ａｎｄ　Ｍａ鲳ｉ，Ｇｉｏｖａｎｎｉ，１９９９，“Ｐｒｏｔｅｅｔｉｏｎ　ｆｏｒ　Ｓａｌｅ：ａｎ　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎ”．　Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，Ｖｏ１．８９，Ｎｏ．５，Ｄｅｃｅｍｂｅｒ。ＰＰ　ｌ１３５一　ｌ１５５．　［３］Ｇｒｏｓｓｍａｎ，Ｇ．．Ｍ　ａｎｄ　Ｈｅｌｐｍａｎ．Ｅ．，１９９４，“Ｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎ　ｆｏｒ　Ｓａｌｅ”，ｔｈｅ　Ａｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｒｅｖｉｅｗ，ｖ０１．８４，Ｎｏ．４。　Ｓｅｐｔｅｍｂｅｒ，ＰＰ　８３３—８５０．　【４　ＪＫｒｏｌ，Ｒｏｂｅｒｔ，１９９６，Ｔｅｓｔｉｎｇ　ｔａｒｉｆ　ｅｎｄｏｇｅｎｅｉｔｙ　ｉｎ　Ｊａｎｐａｎ：Ａ　ｃｏｍｐａｒｉｓｏｎ　ｏｆ　ｐｒｅ－ａｎｄ　ｐｏｓｔ・ｗａｒ　ｐｅｒｉｏｄｓ，Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　Ｌｅｔｔｅｒｓ　５Ｏ．ＰＰ　３９９—４０６．　【５　ｊ　Ｍａｇｅｅ　Ｃｈｒｉｓｔｏｐｈｅｒ，２００３．Ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ　ｔａｒｉｆｓ　ａｎｄ　ｔｒａｄｅ　ａｄｊｕｓｔｍｅｎｔ　ａｓｓｉｓｔａｎｃｅ，Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　６０　（２ｏｏ３），ＰＰ　２０３—２２２．　［６］Ｍｃｃａｌｍａｎ，Ｐｈｉｌｌｉｐ．２００４。“Ｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎ　ｆｏｒ　Ｓａｌｅ　ａｎｄ　Ｔｒａｄｅ　Ｌｉｂｅｒａｔｉｏｎ：ａｎ　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｏｎ”，Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１２（１），ＰＰ　８１—９４．　【７］Ｔｅｒｒｉｂｉｌｅ，Ｆ．ａｎｄ　Ｔｈｏｒｎｔｏｎ，Ｊ．，２０００，Ｔｈｅ　ｅｎｄｏｇｅｎｅｉｔｙ　ｏｆ　ｔａｒｉｆｓ　ｉｎ　ａ　Ｉｔａｌｙ，１８９０—１９６９，Ａｐｐｌｉｅｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　Ｌｅｔｔｅｒｓ，　２０００。７，５１７—５加．　作者简介　王元颖（１９７３一），女，河南安阳人，经济学博士，上海　师范大学法政学院教师，主要研究方向关税、贸易理论。