中国青年农经年会论文集--农产品流通与贸易.doc

农产品流通与贸易农产品流通与贸易我国农产品出口经济效应的实证研究王图展 西南大学经济管理学院，重庆 北碚 400716 提要：提要：尽管贸易壁垒重重，我国农产品出口可能带来的经济效应还是引起了各方关注 本文实证分析了我国农产品出口与农业经济增长及农民增收之间的关系结果表明，农产品 出口增长一个百分点能够显著拉动农业总产值增长0.13%，尽管这种效应并不来自技术进步； 然而，农产品出口对农民增收的经济效果却不明显，农民收入增长主要还是来自于劳动力文 化程度、农业及农村工业发展水平等与农民就业能力、经济发达程度相关的因素 关关键词键词： ：农产品出口；经济效应；实证研究一、前一、前 言言以国际市场为导向、发展高增值能力的出口农产品既是我国应对农产品国际贸易挑战、增强农业竞争力的内在要求，也是发挥各地区比较优势、实现农业现代化的必由之路我国从农业大国发展成为现代化的农业强国，必须推动农业在更宽领域、更大规模、更高层次上参与农产品国际市场的竞争，加快农业生产经营与国际接轨的步伐国家统计局数据显示，从改革开放之初到现在，我国食品及主要供食用的活动物出口总额增长了7.6倍2006年农产品及其加工品出口总额分别为160.19和141.93亿美元，两者合计达到302.12亿美元，如表1所示。

在产品结构上，我国农产品出口主要集中于经济价值较高的水产、蔬菜产品，2006年全国出口的鱼、甲壳、软体动物及其他水生无脊椎动物总计47.45亿美元，居各类农产品之首，占全年农产品出口总量的29.62%；食用蔬菜、根及块茎出口37.15亿美元，排名第二，占23.19%；而谷物、肉及食用杂碎、活动物等国内消费需求庞大的大宗农产品仍以满足国内需求为主表1 我国农产品出口增长及结构变化出 口 分 类199419972000200320061.农产品（亿美元）90.78 90.92 95.57 128.50 160.19 活动物；动物产品36.241.9243.5552.7171.22植物产品54.584952.0275.7988.972.农产品加工品（亿美元）43.38 53.30 52.95 77.97 141.93 动植物油、脂及分解产品；精制食用油脂；动植物蜡5.016.811.291.283.91食品、饮料、酒及醋；烟草及代用品的制品38.3746.4951.6676.69138.02农业出口依存度（=出口农产品/农业总产值，%）4.97 3.17 3.18 3.58 3.01 农产品加工品出口总额与农业总产值之比（%）2.37 1.86 1.76 2.17 2.67 资料来源：《中国统计年鉴》各年。

迅速增长的农产品出口是否有助于我国农业增长和农民增收，这既是一个理论问题，同时也亟待着相关的实证检验在理论上，农产品出口贸易可以通过竞争提质、市场拓展、价值增值、优化结构、增加就业等机制促进农业经济增长和拉动农民收入增加（李德阳，2005）程国强（2004）对山东省潍坊市的个案调查也发现，2002年农民人均收入中的20%来源于或与农产品出口产业链条相关，农产品出口使当地农民人均年增收500多元然而，本文对最近10多年来全国农业的出口依存度计算发现，该指标已从1994年的4.97%下跌到2006年的3.01%，农产品加工品与农业总产值之比也非常低下这说明，尽管我国农产品出口持续增长，但农业依旧是国内市场导向型发展模式，农产品出口规模和外向型发展水平都还很有限在此情况下，农产品出口对我国农业、农村经济发展到底有多大的促进作用是一个值得定量分析的问题事实上，“出口能否促进经济增长”也一直是经济理论界争论的焦点之一重商主义者认为，贸易的主要作用是通过贸易顺差促进资本积累（李伊，1996）；亚当•斯密（1776）则指出对外贸易能扩展市场范围，进而深化分工和提高劳动生产率、促进经济增长；以D.H.Robertson（1937）为代表的现代经济学家提出了“对外贸易是经济增长发动机”的命题，即对外贸易能够扩大市场范围、促进竞争，实现规模经济和结构调整，优化资源配置，有利于技术和知识的传播，提高全要素生产率并最终实现经济的长期增长。

然而，刘易斯、克拉维斯等指出贸易促进经济增长还取决于其他条件，普雷维什、辛格等“中心-外围”论者对发展中国家依靠出口促进本国经济增长更是持谨慎态度尽管如此，大多数的文献还是基本认同出口对经济具有两方面的作用：一是作为国民收入的组成部分，出口增长可以通过扩大净出口来增加国民收入；二是间接影响，即出口增长带来收入效应和技术进步，收入效应有利于刺激消费和投资增长进而增加国民收入，而技术进步则是经济增长最强有力和可持续的动力本文实证研究的目的，在于定量分析我国农产品出口是否对当前的农业经济增长和农民增收具有显著的推动作用，所采用的多因素计量经济模型在该问题研究中尚不多见二、二、农产农产品出口促品出口促进农业经济进农业经济增增长长的效的效应应Emery（1967）是较早对出口促进经济增长命题进行实证研究的学者，其对50个国家1953-1963年数据的计量分析表明，一国的出口扩大与该国经济增长有显著的正相关关系；Balassa（1978）的出口扩展C-D生产函数模型得出相似的结果；Feder为了找到出口促进经济增长的内在机制，对Balassa模型进行了适当修正，通过分解出口与非出口部门来考察出口部门的高效生产对非出口部门的推动作用；进而，Chenery假设出口与非出口部门的边际要素生产率不同，通过引入一个反映出口对非出口部门产出的边际效应变量从而构造了扩展的Feder模型，即Chenery模型，该模型考察了出口部门在外部经济效果和边际生产率两方面对经济增长的作用。

Balassa、Feder和Chenery模型的具体形式如下所示：  UGXCYXGXCYICGLCCGYelCheneryUYXGXCYICGLCCGYelFederUGXCGLCGKCCGYelBalassa4321321321:mod:mod:mod式中，G表示产出增长率，K、L、X和Y分别表示资本、劳动力、出口和总产出，C、U分别表示常数项和随机变量其中，Feder模型中的，Chenery模型中的xFC 13，表示出口部门与非出口部门要素产出效率的差别，表示出口部门的高效生 13CxF产要素对非出口部门的推动作用，即部门间的外部经济效益如果出口部门并不比非出口部门效率高，则=0，如果出口部门不具有外部经济效应，则=0xF为了使上述理论及实证模型更适用于农产品出口促进农业经济增长的实证分析，本文根据农业生产的实际情况，分别在模型中引入了最能体现其产业特征的两个变量：①农作物总播种面积（千公顷，Sown）农业是直接利用动、植物的生命力和太阳能进行生产的经济部门，其初级生产是植物的生长，植物生长则离不开土地，所以土地是农业生产必需的生产资料，农业产出的规模在很大程度上取决于土地的面积。

考虑到土地复种的特点，本文用农作物总播种面积替代土地面积，预期该指标与因变量正相关②农用化肥施用量（万吨，Fert）一个多世纪以来，以西欧各国和日本为代表的耕地稀缺国家的农业现代化一般都从增施化肥起步，即主要以化肥形式对农业增加投入，以提高作物单产为首要目标20世纪70年代以后，发展中国家如中国、印度和一些亚洲国家，其化肥使用水平的迅速提高也成为了农业生产快速发展的动因之一（奚振邦，2003）预期该指标与因变量正相关除此以外，役畜和农业机械、农药施用量等也是农业产出增长的重要驱动因素，由于这些因素可能存在互补或相互替代的关系，为了避免由此出现的多重共线性问题，本文不予引入实证模型中的其他变量分别是：农林牧副渔业总产值（亿元，Y，因变量），农产品出口额（万美元，X），农业固定资产投资总额（亿元，K），农业从业人员（万人，L）经查阅《中国统计年鉴》、《中国农业年鉴》等统计资料，本文只获得了2004-2005年30个省市区的面板数据（西藏因缺乏部分数据，舍去），面板数据模型的估计结果如表2所示Feder模型的估计结果表明，C3显著地不为0，亦即农业内部出口与非出口部分的要素生产效率存在差异，各地区扩大农产品出口可以通过刺激技术进步、提高要素产出效率来促进农业经济增长。

然而，这一结论并没有在Chenery模型中得到进一步的印证，因为统计不能显著地排除，这说明我国农产品出口带来的经济增长效应并非依赖于技术进步，我国出口导01向型农业的发展仍旧处于初级阶段但Chenery和Balassa模型的估计结果都证实了各地区农产品出口对农业经济增长的促进作用，前者增长一个百分点可以显著地拉动当地农业总产值增长0.13%这与郑云（2006）、杜红梅、安龙送（2007）等的研究结论基本一致，比如郑云（2006）的协整分析表明，中国农产品出口与农业经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，前者是后者的Granger原因由于本文为多因素计量模型，所得结论应该更可靠，研究方法上则互为补充表2 模型估计结果Balassa模型变 量Feder模型Chenery模型变 量估计系数常 数Ln LI/YLn XLn X（X/Y）Ln SownLn Fert-4.62 (-0.68)-0.09 (-0.18)0.58 (0.35)0.24 (1.91)*0.63 (0.87)0.79 (2.48)**-4.98 (-1.15)-0.01 (-0.03)-0.34 (-0.31)0.13 (6.04)***-0.04 (-0.46)1.03 (2.19)**0.57 (2.73)**常 数Ln KLn LLn XLn SownLn Fert-5.35 (-1.44)0.01 (0.33)0.09 (0.30)0.12 (6.49)***0.91 (2.08)**0.61 (3.21)***Adj-R2Hausman检验0.997χ2（5）=4.54（p=0.47）0.999χ2（6）=12.49（p=0.05）0.999χ2（5）=10.94（p=0.05）注：括号内为t检验值，*、**、***分别表示10%、5%和1%的显著性水平。

三、三、农产农产品出口促品出口促进农进农民增收的效民增收的效应应曾国平、王燕飞（2006）、郑云（2006）等运用Granger因果关系检验和协整分析方法验证了我国农产品出口对农民收入促进作用，结果表明我国农产品出口是农民收入变动的Granger原因，两者存在长期的稳定均衡关系，并指出努力扩大我国农产品出口是当前增加农民收入的有效途径然而，本文认为仅仅建立单因素回归模型来检验农产品出口与农民收入之间的线性关系，未将出口置于农民收入增长系统之中的研究结论是值得商榷的即便模型通过了显著性检验，也只能说明两变量间在统计学意义上的相关性，协整分析方法增强了出口与收入关系的实证可靠性，但并不能有效地克服上述缺陷鉴于此，本文构建了如下多因素的对数线性模型：ititjititMXaincomelogloglog1式中，income为农民人均纯收入（元/人，因变量），X为人均农产品出口（万美元/人，X1）或农业出口依存度（%，X2），以代表农产品出口对农业产出的影响，M为一组其他的影响因素，主要包括：①人均耕地面积（亩/人，land）耕地是农民最基本的生产资料，“人均耕地面积”用以反映农户家庭的资源禀赋状况，预期该指标与因变量呈正相关。

类似做法还有张宗益、刘旗（2007），使用“农民家庭经营的劳均土地面积”建立农户的劳均收入函数②劳动力文化程度（%，edu）农村劳动力的文化程度与其对事物的认知水平、经济活动能力和收入之间存在密切关系孔祥智（2005）对陕西、宁夏和四川农户的调查发现，不论对于小麦品种采纳还是蔬菜、水果保护地技术的使用，农民的受教育程度对技术采纳都具有显著的正向影响；李秉龙、李毳（2004） 、高文书（2006）等的研究表明，劳动力的受教育水平对其是否。