貿易開放對農民收入的影響分析
——基于調整成本視角

歐洋婷

本文利用我國2006-2015年的省際面板數據考察了貿易開放對我國農民收入的影響，并考慮了調整成本的因素。研究結果表明：貿易開放對農民收入的影響受到了調整成本的制約，調整成本將加劇貿易開放給進口部門帶來的損失，同時擠出貿易開放給出口部門帶來的福利效應。但也存在著地區(qū)差異，西部地區(qū)由于非農就業(yè)的發(fā)展，使得其受調整成本的影響不明顯。

貿易開放；調整成本；農民收入

一、前言

提高農民收入是解決我國三農問題的重點，是農業(yè)可持續(xù)發(fā)展的關鍵。近十年來我國農產品貿易迅速增長，進口大幅度增加，導致土地密集型產品生產部門的嚴重收縮。農民既是消費者，同時也是生產者。在農產品進口增長日益新常態(tài)的情況下，我們既要關注農民的消費福利，也應該研究農業(yè)勞動力的收入問題。

古典經濟學認為要素是充分流動和無成本的。然而在現實中農業(yè)生產要素無法充分流動，使得生產要素在受到進口沖擊時難以快速、無成本的向其他生產轉移，從而產生了一種調整成本，同時這種成本通常是由生產要素所有者來承擔的。發(fā)展中國家的農民既是勞動要素的所有者，又是資本要素的提供者與土地要素的經營者，因而不可避免要承擔由調整成本帶來的損失。當前在其他發(fā)展中國家表現為農民失業(yè)和農民收入下降等問題。

國外學者balassa最早將調整成本與貿易形態(tài)相聯(lián)系，并提出“平滑調整假說”，該假說認為各個行業(yè)的勞動力間存在著明顯的技能差異，相比產業(yè)間，產業(yè)內的調配更為容易，即產業(yè)內貿易面臨著較小的調整成本。在現今的農產品生產和貿易中，農產品已呈現不可忽視的異質性，例如稻米有分為秈稻和粳稻，小麥又有強筋、中筋和弱筋的區(qū)別，棉花也有長絨和短絨之分等，因而近年來農產品產業(yè)內貿易不斷發(fā)展，那么它將對我國農產品貿易所面臨的調整成本有什么影響，同時調整成本又將如何影響農產品貿易開放對我國農民收入的影響？因此在農產品貿易對國內農產品有效供給，余缺調節(jié)的作用日趨明顯的背景下，探討貿易開放對我國農民收入的影響以及該影響受到調整成本大小影響的程度具有重要的現實意義。

二、影響機制

根據H-O理論，國際貿易會使出口產品生產中密集使用的那種生產要素——即國內供應相對充裕的生產要素的價格提高，同時，它也使出口產品生產中非密集使用的主產要素——即國內供給相對稀缺的生產要素的價格下降?？偠灾瑖H貿易會提高該國豐裕要素所有者的實際收入，降低稀缺要素所有者的實際收入[1]。我國是勞動資源豐富而土地資源稀缺的國家，因而貿易開放將提高我國勞動密集型農產品的農民收入，降低土地密集型農產品的農民收入。

在H-O模型中假設生產要素充分流動，但在現實生活中以上假設條件往往難以成立。生產要素在不同地區(qū)和部門的轉移并非是瞬間的、無成本的，因而在短期中，由于產品價格變動所引起的要素報酬變動情況將會不同于長期。要素流動的不充分，生產要素在不同地區(qū)和部門間流動時將會產生調整成本，其大小取決于要素的可流動性程度即轉移要素的數量和轉移速度。Neary(1985)指出勞動力要素的不充分流動很大程度是由于勞動力市場存在著市場扭曲，其利用“特定要素模型”給出了清晰的分析[2]，具體過程如下：

假設一個小國生產兩種產品X和Y，其中X為出口產品，Y為進口產品，并且每種產品所需的生產要素是勞動和資本，其中勞動為流動要素，而資本為特定要素。當這個國家實現貿易自由化后，Y產品的進口關稅取消，導致價格相應下降，但X產品價格沒有發(fā)生變化，結果是Y的相對價格P下降了，勞動要素便會由生產Y產品的部門流動到X產品部門，直到實現另一種均衡狀態(tài)。

如圖1所示：Lx表示X部門的邊際價值產品曲線，Ly表示Y部門的邊際價值產品曲線，兩條曲線的相交點a點為均衡狀態(tài)，此時兩個部門的勞動力總需求可以用eOx和eOy表示，而工資等于W1。當Y部門的產品相對價格下降時，Ly向右移動至Ly′，并在b點達到新的均衡，而此時在該點上兩個部門的勞動力總需求就改變?yōu)閒Ox和fOy，工資也相應地變?yōu)閃2。

圖1 特定要素模型

但是由于現實無法像模型設定的那么理想，勞動力市場將出現市場扭曲：

第一，短時間內工資存在剛性特點，但勞動力在部門之間的流動是無成本的。在這種情況下，當Y的相對價格下降，Ly向右移動至Ly′時，工資水平仍保持在W1，此時X部門的就業(yè)人數仍為eOx，而Y部門就業(yè)人數則由eOy減少至gOy，這就造成數量為eg的失業(yè)，即調整成本表現為eg的失業(yè)人數。

第二，工資可變，但是勞動力在部門轉移間受到地域以及勞動力再培訓成本的限制。雖然此時勞動力市場也能實現充分就業(yè)，但由于這些成本的存在將導致X、Y部門之間存在工資差異。從圖2-1可以看出，當Y的相對價格下降，Ly向右移動至Ly′時，為保持勞動力市場的的充分就業(yè)，Y部門的工資水平將下降至W3，而X部門的工資仍為W1，即兩部門間的工資差異(W1-W3)為調整成本的另一種表現形式。

根據以上的特定要素模型，我們可以把產生調整成本的原因歸結為兩點：一是要素價格剛性，表現為失業(yè)人數的增加；二是要素特定性，表現為部門間的不同工資水平。

由此可見，貿易開放對農民收入的影響會因為生產要素所面臨的調整成本不同而產生不同的結果。首先是進口方面，土地密集型農產品的進口擴大會降低國內同類農產品的價格，從而使得那些主要生產土地密集型農產品的農民收入減少，同時由于勞動力市場的摩擦使得勞動力要素在轉移過程中面臨著調整成本，其表現為土地密集型農產品的農民出現失業(yè)或者其工資水平相比長期效應下降的幅度更大，由此可見調整成本越大，貿易自由化給土地密集型農產品部門造成損失越大。其次出口方面，我國的出口相當于出口對象國的進口，因而我國勞動密集型農產品的調整成本的大小將對進口國同類農產品產生影響，進口國有可能由于調整成本帶來的嚴峻壓力而對我國出口農產品設置更加嚴苛的貿易壁壘，因而使我國勞動密集型農產品出口受阻，進而影響生產勞動密集型農產品農民的收入[3]。綜合上述，調整成本將加劇貿易開放給進口部門帶來的損失，同時擠出貿易開放給出口部門帶來的福利效應。

三、實證分析

(一)模型設定及變量選取

為了考察貿易開放對農民收入的影響是否會受到調整成本的影響，本文在模型中設置貿易開放與調整成本的交互項，其系數作為判斷的依據，具體的模型設定如下：

INCOMEit=β0+β1TRADEit+β2COSTit×TRADEit+β3Xit+δit+εit

在這模型中，income表示各省的農民人均純收入，trade表示貿易開放度，系數β1表示貿易開放對農民收入的影響程度，cost表示調整成本，系數β2表示貿易開放對農民收入的影響受到調整成本的影響程度有多少。X為控制變量，其系數β3表示控制變量對農民收入的影響。省份固定效應δit表明在農民收入的決定因素中與特定省份相關的未觀察因素。εit為誤差項。同時對各個變量都取對數。

1、農民收入(income)

本文選用農村居民人均純收入來表示農民收入，并以2006年為基期的農村居民消費價格指數進行平減，換算為實際農民人均純收入。

2、貿易開放度(trade)

本文采用農產品外貿依存度來表示農產品貿易開放的程度，其具體計算公式如下：

其中t代表時期。output表示第t年總產值；本文用農、林、牧、漁業(yè)的總產值表示，并且利用2006為基期的農產品生產價格指數對其進行平減以調整為不變價格，M表示第t年的進口額；X表示第t年的出口額。

3、調整成本 (cost)

根據“平滑調整假說”，本文以產業(yè)內貿易指數S指數的高低來衡量調整成本的大小。計算公式如下：

其中，△M和△X表示某時間跨度內行業(yè)i進出口額變化量。S指數的取值為-1到1的閉區(qū)間，即Sgt;0，表示出口擴張；Slt;0，表示進口擴張，所以可以用該指數來反映貿易方向；同時當S=0時，為完全產業(yè)內貿易；當S=1或者S=-1時，為完全邊際產業(yè)間貿易。那么當S指數的絕對值越接近零值即認為產業(yè)內貿易程度高，而當其絕對值越接近于1時產業(yè)內貿易程度越低。

4、其他控制變量(X)

財政支農是國家對農業(yè)農村、農民財政扶持的手段，是國家與農民分配關系的重要內容，主要表現形式有制度的建設與完善以及資金投入[4]；本文選用人均財政支農支出，具體計算公式為：財政支農總支出/鄉(xiāng)村人口，并以2006年為基期的農村居民消費價格指數進行平減。

人均農村居民固定資產投資的具體公式為：農村居民固定資產投資總額/鄉(xiāng)村人口，并以2006年為基期的農村生產資料價格指數進行平減。

(二)數據來源

在研究農產品貿易問題時，須對農產品范圍作出明確界定。本文鑒于實際需要和數據的可得性，采用中國商務部農產品的統(tǒng)計口徑，即在WTO《農業(yè)協(xié)定》口徑的基礎上加入水產品。

同時本文采用的是中國農業(yè)2006-2015年期間的省際面板數據(北京、天津、上海、重慶、西藏除外)進行實證分析，數據主要來源于國家統(tǒng)計局、中國農村統(tǒng)計年鑒、中國農業(yè)統(tǒng)計年鑒和中國商務部網站等。

(三)回歸分析

隨著我國貿易開放程度的提高，農產品貿易也有了很大的增長，但由于地理優(yōu)勢、政策導向等方面的原因，不同地區(qū)的農產品貿易開放程度懸殊較大，尤其是東部與中西部的差距。因而其受到調整成本的影響程度也存在著差異，因此為了分析不同地區(qū)農產品貿易開放對農民收入的影響，本文在利用全國樣本的面板數據進行分析的同時還分別對東部、中部和西部1進行計量分析。

在進行面板數據分析之前，需要確定合適的面板數據模型。面板數據模型主要分為混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型。本文通過F統(tǒng)計量和豪斯曼檢驗來判斷選擇哪種模型。具體的檢驗結果如下表所示：

表1 回歸檢驗結果

全國、東、中、西部地區(qū)的F統(tǒng)計量所對應P值均為0.0000，拒絕原假設，故在固定效應和混合回歸間選擇固定效應。而通過MLE對隨機效應和混合回歸的對比發(fā)現，全國、東、中、西部地區(qū)的卡方統(tǒng)計量所對應的P值也均為0.0000，故在隨機效應和混合回歸間選擇隨機效應。因此需要通過豪斯曼檢驗在固定效應和隨機效應間進行選擇，其檢驗結果為：東部地區(qū)選擇隨機效應，而全國樣本、中部及西部地區(qū)均選擇固定效應。

表2顯示了全國、東部、中部和西部面板數據的回歸結果，從中可以看出各個變量對三個地區(qū)農民收入的影響方向具有一致性，但影響程度上卻存在著較大的差異。

表2 基于地區(qū)層面的回歸結果

注：***，plt;0.01；**，plt;0.05；*，plt;0.1

1、從農產品貿易開放度角度分析

農產品貿易開放將促進我國勞動密集型農產品的出口及土地密集型農產品的進口，進而提高勞動密集型農產品的農民收入和減少土地密集型農產品的農民收入。由上述實證分析可見，前者的增長效應大于后者的減少效應，二者相抵，表現為貿易開放對我國農民收入增長具有正向作用。在各個地區(qū)樣本下，我們可以從上述的回歸結果看出，貿易開放對東、中、西區(qū)域的農民收入的影響在10%顯著性水平下顯著為正，但其的貢獻度則存在著差異。其中東部地區(qū)的貿易每上升1%時，農民增收0.077%，中部地區(qū)和西部地區(qū)的貿易每上升1%時，農民收入分別上升0.064%和0.019%?？傮w上，由于改革開放以來的區(qū)域經濟政策和開放程度的不同，致使農民收入呈現出東高西低的特征。

2、從調整成本角度分析

調整成本與貿易開放交互項的系數均為負，即表明貿易開放程度對其農民收入的影響受到了調整成本的制約，當調整成本較大，貿易開放給進口部門帶來的損失越大，給出口部門帶來的福利越小，貿易開放對農民收入有可能因此由正轉負。從區(qū)域上看，東部地區(qū)及中部地區(qū)均通過顯著性檢驗，但西部地區(qū)的影響系數不顯著，說明西部地區(qū)受調整成本的影響不明顯。

我國是勞動力資源豐富而土地資源相對稀缺的國家，因此根據比較優(yōu)勢理論，我國將主要出口勞動密集型產品。貿易開放帶來勞動密集型產業(yè)的發(fā)展，為大量農村初級勞動力提供了更多的非農就要機會，從而促進我國農民非農收入的增長，而我國西部地區(qū)擁有較為豐富的初級勞動力，這無疑更有利于其分享由貿易開放帶來的好處。[5]因此可能是由于非農就業(yè)機會增加，非農收入的增長等其他對農民收入影響的因素發(fā)揮作用，使得西部地區(qū)貿易引致的農業(yè)勞動力要素調整對農民收入的影響不明顯。

3、從財政支農角度分析

人均財政支農支出對農民收入具有正向的作用，其每上升一個百分點，農民收入提高0.197個百分點，即表明擴大財政支農，促進農業(yè)的發(fā)展，將有利于農民增收，這是由于政府農業(yè)投資側重于社會效益，一般投資于社會公益性、公共服務領域和基礎性投資領域，會對國內農業(yè)產業(yè)整體實力的提高打好基礎，農業(yè)產業(yè)生產力的提高，將進一步促進農民增收。

從區(qū)域上看，政府財政農業(yè)支出對西部地區(qū)的農民收入的影響是顯著的，同時西部地區(qū)的影響系數也較大。這說明，近年來，財政對西部地區(qū)的農業(yè)補助和農業(yè)投資取得了較為明顯的效果。這可能是因為，西部地區(qū)本身由于歷史原因和地理原因的存在，農業(yè)經濟基礎較弱，尤其體現在農業(yè)基礎設施薄弱，農業(yè)科研投入長期不足，人才缺乏。而政府對于農業(yè)的投資，大多用在支援農村生產支出、各項農業(yè)事業(yè)費，農業(yè)基本設施建設支出和科技三項費用上，很大程度上補足了西部地區(qū)在這些方面的缺陷。

4、從農村固定資產投資角度分析

農村居民固定資產投資每提高1%，全國、東、中、西部地區(qū)的農民收入分別提高0.084%、0.13%、0.077%和0.070%。說明農村居民固定資產投資對農民收入起到了正向的積極的作用，但對各個地區(qū)的影響存在著差異。由東至西，農村居民固定資產投資對農民收入的影響幅度不斷降低，這其中一個重要因素在于各個地區(qū)的農村固定資產投向農業(yè)配置的效率存在差異，且表現為從東到西不斷降低的趨勢。

四、主要結論

總體上，貿易開放與農民收入的關系受到了調整成本的影響。同時貿易開放程度、人均財政支農支出、人均農村居民固定投資對農民收入具有正向影響，但對各地區(qū)的影響程度各有差異。因此應因地制宜，制定合理的農業(yè)投資政策，均衡發(fā)展區(qū)域農村固定資產投資，以及加強農民教育培訓，促進非農就業(yè)，從而提高農村勞動力的流動性、降低調整成本。

(福州大學，福建 福州 350108；寧德師范學院經濟管理學院，福建 寧德 352100)

[1] 海聞，P.林德特，王新奎.國際貿易.上海：格致出版社，2011.77-79.

[2] Neary J P.Theory and Policy of Adjustment in an Open Economy.In：Greenaway，eds.Current Issues in International Trade，London：1985.239-243.

[3] 張姝.調整壓力視角下農業(yè)貿易開放與保護：；博士學位論文〗.南京：南京農業(yè)大學，2012.

[4] 王思潔.我國財政農業(yè)支出與農民收入增長關系的SVAR分析：[碩士學位論文].湖南：湖南農業(yè)大學，2013.

[5] 滕瑜.貿易開放對我國農民非農收入的影響——基于地區(qū)收入差異和異質勞動力收入差異分析：；博士學位論文〗.南京：南京農業(yè)大學，2010.

寧德師范學院青年教師科研專項課題“貿易開放對福建省農民福利的影響分析——基于調整成本視角”(2016Q14)。