董銀果 沈朝棟

內容提要：質量問題是造成中國農產品供需錯位、出口受阻的主要原因。本文從需求端探討影響農產品質量的因素，在對收入水平、收入分配對出口農產品質量作用機理理論分析的基礎上，采用世界五十大農產品出口國（或地區(qū)）2002—2017年的貿易面板數(shù)據(jù)，對理論假設進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：平均收入水平在“本地市場效應”的作用下促進了出口農產品質量升級，其中對高收入經濟體和消費導向型農產品的促進作用最為明顯，對低收入經濟體和中間農產品的促進作用最弱;而收入分配在不同收入水平上通過“市場規(guī)模效應”和 “價格效應”對出口農產品質量產生向下和向上的異質性影響，“價格效應”主要作用于高收入經濟體，而“市場規(guī)模效應”主要作用于低收入經濟體。在考慮了內生性問題和收入水平、收入分配的不同衡量指標后，上述結果依然穩(wěn)健。進一步將本地市場需求分解為需求規(guī)模和需求結構，檢驗收入水平、收入分配影響出口農產品質量的中介效應，發(fā)現(xiàn)中介效應成立，且需求規(guī)模對出口產品質量的影響大于需求結構。本文研究顯示，在收入增長的背景下，建立公平的分配制度是產品質量升級的強大動力。

關鍵詞：收入水平;收入分配;出口農產品質量;價格效應;市場規(guī)模效應

中圖分類號：F753/757;F323 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2021）06-0123-11

作者簡介：董銀果（1969-），女，陜西乾縣人，華東理工大學商學院教授，博士生導師，管理學博士，研究方向：農產品貿易;沈朝棟（1996-），男，浙江紹興人，華東理工大學商學院碩士研究生，研究方向：貿易經濟。

基金項目：國家自然科學基金項目“SPS措施與農產品質量升級的耦合機制研究”，項目編號：71673087。

一、引言與文獻綜述

產品質量水平是產品國際競爭力的核心因素，提升產品的質量階梯就成為國際貿易中發(fā)達國家和發(fā)展中國家的共同目標[1]。傳統(tǒng)的產業(yè)間貿易理論認為，一國的科技水平、資源稟賦等都是決定出口產品質量水平的重要因素，國與國之間在這些要素上的差異決定了國際分工的模式[2-3]。而產業(yè)內貿易理論則強調基于消費者偏好的需求規(guī)模和需求結構對出口質量的影響[4-5]，該理論認為收入水平和分配結構是國際貿易產生的重要原因，隨著出口國居民收入增長和消費結構的變化，本土市場上對高、低質量產品的需求規(guī)模發(fā)生變化，而本地市場需求則是出口產品質量升級的關鍵因素[6-7]。

加入世界貿易組織以來，中國人均可支配收入快速增長，從2002年的4531.6元增加到2018年的28228元，增長了5.23倍。然而農產品出口質量卻并沒有隨著需求的增加而得到持續(xù)的改善[8]，尤其在發(fā)達國家市場，中國出口農產品頻頻遭遇以質量不合格為由的扣留、拒絕和通報，質量問題成為中國農產品在發(fā)達國家市場萎縮的主因。此外，隨著居民收入的增長，質量水平低下也導致國內市場供需錯位，造就“洋貨入市、國貨入庫”的困境[9]。提升農產品質量已成為中國農業(yè)可持續(xù)發(fā)展面臨的主要挑戰(zhàn)。2014年以來中央一號文件提出，以提高農產品質量為主攻方向，實現(xiàn)農業(yè)發(fā)展由數(shù)量增長向質量提升的轉變，并依據(jù)傳統(tǒng)經濟學提出了農業(yè)供給側結構改革，而農產品需求端的收入因素并沒有受到政策層面的關注。當前，收入分配不平等日益成為中國社會的主要矛盾之一[10]，僅強調供給端因素似乎無法解釋中國出口農產品質量與居民收入水平不同步的問題。因此，本文從需求端入手，分析收入水平、收入分配對出口農產品質量的影響機制，探索影響背后的中介效應，剖析收入水平、收入分配對不同類別農產品出口質量的影響。

現(xiàn)有文獻主要從收入水平和收入分配差距兩個維度研究需求對國際貿易的影響。收入水平較高的國家會更加偏好消費高質量產品，這為本國的生產者提供了巨大的本地市場，他們在根據(jù)本地需求偏好進行生產的同時，也會將高質量產品出口到具有相似偏好的國家[11];同時收入分布相似的國家擁有相似的需求結構，其進出口產品質量分布、價格分布也相似，使得貿易兩國更傾向于在彼此之間開展貿易[12-13];而收入分配則通過影響高質量和低質量產品在本地市場上的需求來影響一國的出口產品質量[1，4]，其對出口產品質量存在雙重效應?！笆袌鲆?guī)模效應”表示隨著收入差距的增加，高質量產品的市場規(guī)模逐漸縮小，進而抑制了出口產品的質量升級;而“價格效應”表示隨著收入分配差距的擴大，高收入者愿意為高質量產品支付高價，這激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力，并提升了高質量產品的出口競爭力[14-15]。

關于出口農產品質量影響因素的研究文獻較少，僅有的幾篇主要探討了進口國SPS措施等進入壁壘對出口農產品質量升級的作用[16-17]。

以上文獻為本文研究提供了較好的理論基礎，但實證層面的檢驗較少?，F(xiàn)有關于農產品質量的研究文獻，沒有涉及出口國本身的收入水平和收入分配對出口產品質量的影響。鑒于此，本文基于世界五十大農產品出口國（或地區(qū)）的貿易數(shù)據(jù)，將內需與出口相結合，考察收入水平、收入分配對出口農產品質量的影響，分析收入水平與出口產品質量脫節(jié)的原因，為現(xiàn)有研究提供實證的經驗證據(jù)。

本文可能的創(chuàng)新點在以下兩個方面：（1）基于非位似偏好的假設，在理論分析收入水平、收入分配對出口產品質量影響機理的基礎上，結合貿易數(shù)據(jù)，為現(xiàn)有理論研究提供來自農產品的經驗證據(jù);此外，將本地市場需求分解為需求結構和規(guī)模，進而檢驗需求因素影響出口農產品質量的中介效應。（2）將農產品按照與消費者關系的密切程度劃分為大宗農產品、中間農產品和消費者導向農產品，分別探索收入水平、收入分配的異質性影響。

二、理論機制

從供給層面解釋國際貿易模式的研究模型，均基于位似偏好假設，即隨著收入水平的增加，消費者對低質量和高質量產品的消費比例不變。但在現(xiàn)實中，伴隨著收入的增加，消費者更偏好高質量產品，對低質量產品的消費比例會下降，故從需求視角[16-17]研究貿易模式，重要的前提假設是非位似偏好[18]。在非位似偏好下，消費者對產品質量的需求不僅取決于一國的收入水平，還取決于該國的收入分配狀況[19]。本文借鑒Antoniades（2015）[20]、鮑曉華和金毓（2013）[21]的理論模型，探討收入水平、收入分配對出口農產品質量的影響。

（一）封閉經濟

封閉經濟下，消費者按照其收入水平可以劃分為兩類：收入水平低于平均值的低收入消費者P和高于平均值的高收入消費者R。因此P類消費者的效用函數(shù)可以表示為：

其中：qco、qci分別表示同質化產品o和差異化產品i的消費數(shù)量;zi表示每種差異化產品i的質量;P類和R類消費者的質量偏好與其收入水平相關：σp=lnyp和σR=lnyR，yp和yR是P類和R類消費者的收入水平。伴隨著收入的增加，R類消費者的質量偏好σR上升速率低于P類消費者，呈現(xiàn)出明顯的非位似偏好特征。借鑒Zweimuller（2000）[22]的方法，設P類消費者的占比為β，則R類消費者的占比為1-β，從而有：

其中：yR、yP分別表示外生的高、低收入消費者的平均收入;yM則表示全體消費者的平均收入;由于β=yM-yR/yP-yR，可以發(fā)現(xiàn)yM與β之間存在反向變動關系;以P類消費者為例，由效用最大化可得對產品i的需求量為：

其中：L表示國家規(guī)模;Np表示P類消費者消費的產品種數(shù);pi表示產品i的價格;P-p=1N∫i∈Ωppidi、p=1N∫i∈Ωpzidi分別為P類消費者消費的平均價格和平均質量;Ωp為P類消費者的消費產品集;因為P類和R類消費者的偏好不同，所以消費產品集Ωp和ΩR之間存在差異，但農產品作為生活必需品，是P類和R類消費者都會消費的產品，即Ωp∩ΩR=Ω*，則對集合Ω*中農產品i的需求為qi=qp+qR：

廠商基于消費者對農產品的需求，并根據(jù)自己的生產效率針對性地進行生產。當市場處于均衡狀態(tài)時，農產品生產率較高的廠商面對R類消費者、生產率較低的廠商面對P類消費者，生產率處于兩者之間的則同時面對P類和R類消費者。假設廠商的邊際成本為c，邊際成本較高的廠商退出市場，而邊際成本較低的廠商則會選擇生產農產品i，此時廠商的生產成本為：TCi=ciqi+θz2i;在給定農產品質量zi的條件下，同時面對P類和R類消費者的廠商將分兩階段優(yōu)化決策，第一階段廠商通過價格決策以實現(xiàn)利潤最大化，第二階段廠商通過質量決策追求利潤最大化，由此可得廠商生產農產品的最優(yōu)質量為①：

其中，z*i表示利潤最大化時的農產品質量;cD是生產門檻成本，是在激烈的競爭環(huán)境下市場的邊際成本臨界值，當c>cD時廠商退出市場，當c<cD時廠商留在市場，當c=cD時廠商生產利潤為0。

（二）開放經濟

引入國際貿易后，就會產生貿易成本τ，封閉經濟演變?yōu)殚_放經濟。假設有兩個貿易國：本國（H）和外國（F），兩國的市場規(guī)模分別為LH和LF;則國家ll=H，F(xiàn)對農產品i∈Ω*的需求為：

假設廠商的出口農產品質量與本國銷售的農產品質量相同，由于存在固定成本，僅生產率較高的廠商選擇出口，但在兩國的定價不同，同時單位農產品的運輸成本為τl，廠商的總利潤由國內和國外兩部分組成，所以在開放經濟中，本國廠商通過質量決策來最大化經營利潤的最優(yōu)農產品質量為：

其中：cHX表示本國農產品進入國外市場的生產門檻;由式（7）可知，當本國的整體質量偏好強度越大時，本國廠商出口的最優(yōu)農產品質量也越高。同時借鑒Adam等（2012）[23]的方法，將P類和R類消費者的收入水平定義為出口國平均收入和收入分配的函數(shù)：

其中：η衡量收入分配的不平等程度，η越大則收入分配差距越大，反之則差距越小;由此可得：=βln1-ηyM/β+（1-β）ln（ηyM/（1-β））?？梢婋S著平均收入水平的增加，出口國的整體質量偏好也會增加，生產效率較高的企業(yè)在滿足本地需求的同時，也會選擇出口高質量農產品。

假設1：在本地市場需求的作用下，出口國收入水平的增加會促進出口農產品質量升級。

將公式（2）和（8）聯(lián)立，并計算整體質量偏好對收入分配差距η的偏導得：

當β>1-η，即yM<1-ηyP+ηyR時，d/dη<0，此時消費者的平均收入水平較低，為了滿足溫飽需要，只能購買足夠數(shù)量的中低質量農產品。伴隨著分配不均等程度的加劇，本地市場上對中低質量農產品的需求規(guī)模進一步擴大，本國對農產品的整體質量偏好強度降低，企業(yè)出口最優(yōu)農產品的質量也隨之降低，抑制了出口農產品質量升級，表現(xiàn)為“市場規(guī)模效應”;而當β<1-η，即yM>1-ηyP+ηyR時，d/dη>0，此時消費者的平均收入水平較高，大部分消費者對正常質量農產品的需求得到釋放。隨著收入分配差距的增加，高收入群體因其相對收入水平較高，對農產品質量有著高需求，愿意為高質量農產品支付高價，農產品整體質量偏好強度提升，最優(yōu)出口質量也隨之提升，增強了高質量農產品的出口競爭力，表現(xiàn)為“價格效應”?？梢?，在非位似偏好的假設下，伴隨著收入水平的增加，收入分配將會對出口產品質量產生異質性影響。

假設2：收入分配通過“價格效應”與“市場規(guī)模效應”的耦合對出口農產品質量產生異質性影響，且該影響與收入水平有關?！皟r格效應”表現(xiàn)為當出口國收入水平較低時，收入分配差距會抑制出口農產品質量升級;“市場規(guī)模效應”表現(xiàn)為當出口國收入水平較高時，收入分配差距會促進出口農產品質量升級。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設定

為驗證理論模型中的假設，本文參考Latzer和Mayneris（2012）[1]的方法建立跨國面板數(shù)據(jù)模型，基本的計量模型如下：

其中：下標i、j、h、t分別表示出口國、出口目的國、產品和時間;quaijht為被解釋變量，用來表示出口農產品的質量;pgniit表示出口國i第t年的人均收入水平;giniit表示出口國i第t年的收入分配差距;Xijt為本文的控制變量，用來控制其他影響出口農產品質量的因素;μi、μj、μh、μt分別表示出口國、出口目的國、產品和時間固定效應;εijht則會隨機擾動項。

（二）變量說明

1.被解釋變量：出口農產品質量quaijht。本文借鑒Khandelwal（2013）[24]的方法測算世界前五十大出口國出口HS4分位產品的質量，將產品質量引入效用函數(shù)，得到第t年出口國i向出口目的國j出口的產品h的需求函數(shù)：

其中：λijht和qijht分別表示第t年出口國i向出口目的國j出口的產品h的質量和數(shù)量;σ>1表示不同產品之間的替代彈性;對式（11）兩邊取對數(shù)，得到計算產品層面質量的回歸方程式：

其中：ξjt=lnEjt-lnPjt為出口目的國-年份虛擬變量，用于控制出口目的國和時間的差異性;同時加入產品固定效應ξh，用于控制不同產品之間的差異性;εijht=（σ-1）lnλijht即為出口產品h的質量，即出口量中不能被出口價格解釋的部分。經過上述處理后，產品h的質量表達式為：δijht=lnijht=ijhtσ-1。參考Broda和Weinsteinn（2006）[25]的研究結果，將不同產品之間的替代彈性σ設定為4。由于不同HS4分位上的出口產品質量絕對值不具有可比性，而產品質量的相對值具有可比性，故我們借鑒魏浩和李曉慶（2019）[26]的方法，對產品h質量進行標準化處理：

其中：max（δht）和min（δht）分別表示第t年出口產品h的最高和最低質量水平。

2.核心解釋變量：收入水平pgniit，用各國人均GNI來衡量人均收入水平;收入分配giniit，用各國基尼系數(shù)來衡量收入分配差距。理論模型中收入分配會通過“價格效應”和“市場規(guī)模效應”對出口產品質量產生影響，且該影響與收入水平有關[14]。因此，本文引入收入分配和人均收入水平的交互項，來探討收入分配對出口農產品質量的異質性影響。

3.控制變量：本文在參考影響農產品質量的文獻后[16]，選取如下的控制變量：popit為出口國人口規(guī)模，用以控制出口國的需求能力差異對出口質量的影響;openit為出口國的貿易開放度，采用出口國農產品進出口貿易額占GDP的比重衡量，用以控制出口國與進口國的貿易合作難度;areait為出口國人均耕地面積，用來控制農業(yè)資源稟賦對出口質量的影響;distijt為貿易兩國之間的運輸成本，用以控制運輸成本對出口質量的影響，借鑒文洋（2011）[27]的方法，用貿易雙方的空間距離與世界石油價格的乘積來刻畫運輸成本;exijt為貿易兩國的相對匯率波動（采用直接標價法），采用美元作為中介衡量標準進行換算，用以控制貿易成本和經濟不穩(wěn)定因素對出口質量的影響。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選取了世界五十大農產品出口國（或地區(qū)）2002—2017年的貿易數(shù)據(jù)。這些國家（或地區(qū)）的農產品出口額超過世界農產品總出口額的90%②，涉及HS4分位農產品194種，出口目的國達191個，覆蓋了世界絕大多數(shù)國家，這樣的樣本具有代表性。刪除缺失值和貿易零值后最終獲得的總樣本觀測值為1733137③個。

本文涉及的HS4分位進出口農產品貿易數(shù)據(jù)來自CEPII-BACI的全球貿易數(shù)據(jù)庫④（HS92版本，2002—2017年）;世界各國基尼系數(shù)來自世界標準收入不平等數(shù)據(jù)庫⑤;各國人均GNI、人口數(shù)量、人均耕地面積和匯率來自WDI數(shù)據(jù)庫⑥;國家之間的距離數(shù)據(jù)來自CEPII數(shù)據(jù)庫⑦;世界石油價格數(shù)據(jù)來自美國能源信息管理局⑧。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）基礎回歸分析

表2報告了采用多重固定效應的OLS回歸結果，其中第（1）列僅考慮了核心解釋變量，第（2）、（3）列為加入國家層面控制變量和加入成本層面控制變量后的回歸結果，此時收入水平和收入分配的符號和顯著性水平均未發(fā)生較大變化，反映出在控制了眾多因素之后，回歸結果仍然穩(wěn)健。

從第（3）列結果可以看出：lnpgniit對出口農產品質量的總效應為：qualnpgniit=0.1228+0.0259lnginiit，系數(shù)顯著為正，表明收入水平的提升能顯著地促進出口農產品質量升級。在收入水平較低時，消費者受預算限制，在“吃飽”和“吃好”之間選擇了前者，更多地購買中低質量的農產品（如普通面粉、大米、帶有農藥的水果蔬菜）來實現(xiàn)溫飽，此時本地市場上中低質量農產品的需求規(guī)模較大，在本地市場需求的作用下，企業(yè)出口的農產品質量較低;但伴隨著收入水平的增加，消費者預算寬松，將更偏好高質量、高營養(yǎng)和更為安全環(huán)保的農產品，對這些產品的支付意愿也更加強烈，本地市場上高質量農產品（如標準化蔬果、分級肉類、面粉、散養(yǎng)雞蛋等）的需求規(guī)模隨之逐漸擴大，企業(yè)會利用其生產高質量農產品的比較優(yōu)勢向國際市場出口，以獲取更多的利潤。這就驗證了假設1的猜想，在本地市場需求的作用下，出口國平均收入水平與出口產品質量正向相關。

lnginiit對出口農產品質量的總效應為：qualnginiit=-0.2372+0.0259lnpgniit⑨，在1%的統(tǒng)計水平顯著。當收入水平較低時，消費者的恩格爾系數(shù)較高，對食品和農產品的營養(yǎng)和質量訴求無從提起。此時較大的收入差距意味著低收入階層的擴張和高收入階層的收縮，相較于高收入階層，低收入人群因收入水平的約束購買大量的低質量產品（如經濟危機時對淀粉類農產品的需求增加），使得本地市場上中低質量農產品的需求規(guī)模擴大。企業(yè)為了迎合本地市場的需求，大規(guī)模生產中低質量農產品，增強了中低質量農產品的出口競爭力，但卻削弱了高質量農產品的出口競爭力，表現(xiàn)為“市場規(guī)模效應”占主導;而當收入水平較高時，農產品、食品在人們的支出占比中逐漸減少，消費者對產品質量的需求由農產品轉移至工業(yè)品。隨著收入分配差距的增加，中高和高收入家庭因其相對收入水平較高，對農產品的需求從米、面等轉向肉蛋奶海鮮產品，從普通產品轉向有機產品，他們愿意為高質量農產品支付高價。這種需求轉嫁機制為企業(yè)提供了一定的利潤區(qū)間[28]，在本地市場需求的作用下，增強了高質量農產品的出口競爭力，表現(xiàn)為“價格效應”占主導。這就驗證了本文假設2的猜想，收入分配對出口產品質量呈現(xiàn)異質性影響;當收入水平較低時，收入分配差距過大會抑制出口質量升級，而當收入水平較高時，收入分配差距則會促進出口產品質量升級。

上述結果表明，在到達高收入之前，收入差距過大是抑制農產品質量升級的變量，這可能是造成中國出口農產品質量與居民平均收入水平不相匹配的原因。改革開放后，中國的基尼系數(shù)從1978年的0.18上升到2008年的0.491，在精準扶貧等一系列政策干預下2018年降至0.468⑩，但仍連續(xù)24年超過0.4的國際警戒線。收入差距大意味著收入水平兩級的人群數(shù)量較大，大量富裕人群的存在拔高了6億月收入水平在1000元左右居民的“平均收入”，使得他們的“平均收入”與實際對產品質量的需求差距較大，導致農產品企業(yè)質量升級的動力不足。因此，如果適度減少收入差距，擴大“中產”人群的數(shù)量，將會帶動本地市場對中、高質量農產品的需求，進而在本地市場效應下也會提升中國出口農產品的質量水平。

另外，lnpopit的系數(shù)顯著為負，表明人口規(guī)模對出口農產品質量升級存在抑制作用，可能的原因是在一國農業(yè)資源有限的情況下，人口規(guī)模較大意味著必須優(yōu)先解決糧食安全問題，解決農產品數(shù)量問題，這顯然不利于質量升級，尤其是當收入水平也較低時;lnareait的系數(shù)顯著為正，人均耕地面積越多的國家，在生產農產品時具有要素稟賦比較優(yōu)勢，在人力、物力和科技資本投入相同的情況下，資源稟賦有比較優(yōu)勢的國家，其出口農產品質量越高[29];openit的系數(shù)顯著為正，出口國的貿易開放度對出口農產品質量升級產生積極影響，對外開放程度越大，本地企業(yè)擁有更多的機會與跨國公司進行交流合作，有利于從跨國企業(yè)的技術溢出中獲益[30]，提高出口產品質量;在成本方面，lndistit的系數(shù)顯著為正，意味著運輸成本對出口農產品質量存在促進作用，印證了“華盛頓蘋果”現(xiàn)象的存在[31];lnexijt的系數(shù)顯著為正，表明出口國本幣貶值，貿易成本降低，有利于出口農產品的質量升級。

（二）異質性回歸分析

前文主要從總體上考察了收入水平、收入分配對出口農產品質量的影響，但尚未對不同收入層次和不同產品類別的影響加以區(qū)分。下文將從收入水平異質性和產品異質性角度深入探討收入水平、收入分配對出口農產品質量的異質性影響。

1.收入水平異質性。收入水平是質量升級的促進因素，這種促進作用在不同收入層面可能存在差異。本文根據(jù)世界銀行的收入劃分標準B11，將人均收入水平分成3檔，分別為小于3895美元的低收入水平、3895美元至12055美元的中等收入水平和大于12055美元的高收入水平。進一步研究在三個收入水平層面，收入水平、收入分配差距對出口農產品質量的異質性影響。

表3的實證結果表明：（1）收入水平對出口產品質量的系數(shù)在三組收入方程中分別為0.1871、0.2579和0.4766B12，均在1%統(tǒng)計水平顯著。這表明隨著平均收入水平的提高，收入對出口農產品質量的影響力加強，突出表現(xiàn)在高收入人群收入對出口農產品質量升級的影響最大。這是因為高收入人群更容易接收新事物，不僅增加消費的規(guī)模，而且提升消費的結構。而低收入人群則由于消費習慣的延續(xù)性較強，更愿意選擇自己熟悉的產品[32]。（2）在低收入水平時，收入分配對出口農產品質量的總效應為：qualnginiit=-0.3524+0.0353lnpgniit恒小于0B13。社會貧富差距的擴大，使絕大多數(shù)消費者更偏好低質量農產品，企業(yè)在本地市場需求的引導下，增強了低質量農產品的出口競爭力，此時收入分配對出口農產品質量的影響只表現(xiàn)為“市場規(guī)模效應”;在高收入水平時，總效應為：-0.7654+0.0842lnpgniit恒大于0。表明當處于高水平水平且收入差距較大時，更高收入者愿意為高品質農產品支付高價，提升了高質量農產品的出口競爭力，此時收入分配對出口農產品質量的影響只表現(xiàn)為“價格效應”;在中等收入水平時，總效應為：-0.4346+0.0482lnpgniit。表明隨著收入水平的增加，收入分配差距對出口農產品質量的影響由“市場規(guī)模效應”向“價格效應”轉變，因此收入水平較高的國家，相較于收入水平較低的國家，更容易從“市場規(guī)模效應”過渡到“價格效應”;（3）對于中等收入和高收入國家，對外開放程度能顯著地促進出口農產品質量升級，而對于低收入國家，出口農產品質量并沒有從對外開放中獲益，本地企業(yè)由于其較弱的競爭力，在競爭壓力逐漸增加的本地市場可能被迫退出。

2.產品異質性。相較于其他農產品（如種子，棉花等生產中間投入品），與消費者生活息息相關的農產品（如牛奶，肉制品等）出口質量受需求端的影響更大。本文根據(jù)USDA全球農業(yè)貿易系統(tǒng)對農產品的分類標準，將農產品分為：大宗農產品、中間農產品、消費者導向型農產品和其他相關農產品（主要涵蓋水產品）。從產品異質性出發(fā)，研究收入水平、收入分配對出口農產品質量的影響。

表4的實證結果表明：（1）收入水平對出口產品質量的系數(shù)在四組產品異質性方程中分別為0.3008、0.0933、0.4572和0.3251B14。表明消費導向型農產品的出口質量受收入水平的影響最大，這是因為消費導向型農產品其質量與消費者的需求直接相關，例如乳制品行業(yè)，隨著平均收入水平的上升，消費者從消費普通牛奶向消費有機奶轉變，擴大了本地市場上對有機奶的需求規(guī)模，提升了有機奶的出口競爭力;同時中間農產品的出口質量受收入水平的影響最小且不受收入分配差距的影響，可能在于中間農產品（如HS1101-1108、HS1501-1521等）的質量與消費者的需求沒有直接關系，其質量升級主要由供給端決定，受需求端的影響較小[33]。（2）收入分配對大宗農產品、消費導向型農產品和其他農產品的總效應方程分別為：-0.4256+0.0412lnpgniit、-0.3798+0.0468lnpgniit、-0.5544+0.0512lnpgniit;均表現(xiàn)出隨著平均收入水平的增加，收入分配差距對出口質量的影響由“市場規(guī)模效應”向“價格效應”轉變的特征。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了證明基準回歸結果的可靠性，同時也為了證明研究假說1和2結論的穩(wěn)健性，本文從以下2個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

1.內生性檢驗。Verhoogen（2008）[34]利用發(fā)展中國家的貿易數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，出口產品的質量變化也會影響出口國的收入分布，因此收入水平、收入分配與出口產品質量之間可能存在反向因果關系，導致內生性問題的產生。為了控制可能的內生性，本文借鑒劉悅等（2019）[7]的方法進行如下檢驗：將收入分配差距（giniit）替換為滯后期的觀測值進行回歸。此處用到的假設為，滯后期變量與當期的殘差項或遺漏變量不相關，若假設成立，則可以解決內生性問題。同時，為了保證上述方法的穩(wěn)健性，本文進一步將滯后期的收入分配差距作為工具變量，采用二階段最小二乘估計（2SLS）。結果每年消費的農產品質量存在連續(xù)性，當年消費的質量很可能受到之前年度消費質量的影響，因此本文將滯后期的農產品質量作為解釋變量引入模型中，并采用動態(tài)面板廣義矩估計（GMM）。

表5中第（1）、（2）、（3）列分別為采用滯后一期、采用工具變量和采用被解釋變量滯后一期的回歸結果。表5的回歸結果顯示，LM統(tǒng)計量和F統(tǒng)計量拒絕了工具變量不可識別和弱識別的原假設，表明工具變量與潛在的內生變量之間具有較強的相關性，本文選取的工具變量是較為合理的。收入水平對出口質量具有顯著的促進作用，而收入分配差距對出口質量則存在異質性影響，且該影響與收入水平有關，驗證了基準回歸結果的穩(wěn)健性。

2.收入水平、收入分配差距的衡量。對核心解釋變量收入水平、收入差距采用不同的度量指標，若其結果仍然與基礎回歸相一致，則證明本文研究結論穩(wěn)定。對于收入水平變量，本文將基礎回歸中的人均可支配收入GNI替換為各出口國的人均GDP;同時借鑒馬弘和秦若冰（2020）[35]、Ma和Ruzic（2020）[36]的方法，選擇收入分布均值中位數(shù)比和最高20%收入群體的收入占比這兩個指標來替換基礎回歸中代表收入分配差距的基尼系數(shù)變量。

表6中第（1）-（3）列為采用人均GDP、采用最高20%收入群體的收入占比和采用收入分布均值中位數(shù)比的回歸結果。從表6的回歸結果可知，收入水平的提升能顯著的促進出口農產品質量升級，而收入分配對出口農產品質量升級則存在異質性影響，且該影響與收入水平有關，驗證了基礎回歸結果的穩(wěn)健性。

五、中介效應分析

由前文分析可知，在本地市場需求的作用下，收入水平、收入分配對出口農產品質量升級存在顯著的影響。張亞斌等（2012）[37]、毛艷華和李敬子（2015）[38]將本地市場需求分解為需求結構和需求規(guī)模，發(fā)現(xiàn)需求規(guī)模和結構均會影響一國商品的出口。本文順著這一思路，選取需求結構和需求變量作為中介變量，通過構建中介效應模型來揭示其背后可能的影響渠道。

1.需求結構（inc_elaiht）。由于各國人均收入水平不同，需求偏好和結構之間存在顯著差異，而收入需求彈性則以消費者需求偏好為出發(fā)點，表示在一定時期內，對某種商品需求量的變動相對于收入水平變動的反映程度，因此可以利用需求收入彈性來反映非位似偏好下的需求結構[39]。本文借鑒Caron 等（2014）[13]、李敬子等（2020）[38]的方法，計算非位似偏好下各國消費者對農產品的需求收入彈性：

其中：Xijh表示出口國i向出口目的國j出口產品h的貿易額;uih和ujh分別表示出口國、出口目的國固定效應;dijh、TCvar，ij和Bi≠j分別表示出口國i與出口目的國j之間的雙邊貿易成本、包含距離等的對稱貿易成本和包含sps措施等的非對稱貿易成本;jh表示出口目的國j進口產品h所受全部的外部影響;βvar，h=δvar，h·θh，βATC，ih=δATC，ih·θh;并根據(jù)式（15）利用分組回歸估算產品h的需求收入彈性：

其中：xjh表示進口國j進口產品h的人均進口額;pgdpj表示進口國j的人均GDP;σh即為產品h的需求收入彈性，再根據(jù)式（16）將需求收入彈性分解到國家層面，即可得到出口目的國j對產品h的需求收入彈性σjh：

接著將出口目的國j對產品h的需求收入彈性σjh對應至出口國i對產品h的需求收入彈性σih。根據(jù)上述算法，計算了在非位似偏好下2002-2017年世界五十大農產品出口國i對產品h的需求收入彈性σiht。由結果可知，不同HS編碼的產品h需求收入彈性之間存在顯著差異，呈現(xiàn)出明顯的非位似偏好特征，從平均值的角度看，發(fā)展中國家對農產品的需求收入彈性大于發(fā)達國家對農產品的需求收入彈性。

2.需求規(guī)模（productionit）。對于需求規(guī)模的衡量，本文借鑒邱斌和尹威（2010）[40]的方法，用本國農業(yè)總產值+農產品進口額-農產品出口額作為本國農產品需求規(guī)模。借鑒張國建等（2019）[41]的方法，將收入水平、收入分配對出口農產品質量進行中介效應檢驗。

其中：Miht為中介變量，分別表示第t年出口國i對產品h的需求結構和需求規(guī)模。模型（17）用于檢驗農產品的需求結構和需求規(guī)模是否影響了出口農產品質量升級以及中介效應是否存在。

表7第（1）、（3）列分別是收入水平、收入分配對需求結構和規(guī)模影響的檢驗;第（2）、（4）列是需求結構和需求規(guī)模對出口農產品質量升級的中介效應檢驗。表7的實證結果表明：（1）φ1在1%的水平上顯著為正，即本地市場需求促進了出口農產品質量升級，此時收入水平和收入分配的系數(shù)雖仍然顯著，但絕對值有明顯降低。這一結果表明，收入結構的變化，將通過本地市場需求來影響出口農產品質量升級，存在中介效應;（2）比較需求結構和需求規(guī)模的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，兩者均能顯著的促進出口農產品質量升級。相較于需求結構的調整，同類農產品需求規(guī)模的增加對出口質量的影響更大，這是因為消費者消費新產品需要一個學習的過程，對新產品的接收是逐漸進行的，即有學習限制的貿易模型[32]，而不是先天就喜歡的。隨著人均收入水平的增加，消費者會優(yōu)先選擇其熟悉的產品，而不會冒險消費更多種類的產品。

六、結論與啟示

本文利用世界五十大農產品出口國（或地區(qū)）的貿易數(shù)據(jù)，分析了收入水平、收入分配對出口農產品質量的影響及中介傳導機制，主要有以下三點發(fā)現(xiàn)：（1）收入水平的提升，使得高質量農產品的需求規(guī)模不斷擴大，在本地市場需求的作用下，促進了出口農產品質量的升級。而收入分配通過“價格效應”與“市場規(guī)模效應”的耦合對出口農產品質量升級產生異質性影響，且該影響與收入水平有關;當收入水平較低時，“市場規(guī)模效應”占據(jù)主導，由于人們無法滿足溫飽需求，因此收入分配差距與出口農產品質量之間呈現(xiàn)負相關;而當收入水平較高時，“價格效應”占主導，消費者在生存需求滿足后，愿意為高質量農產品支付高價，因此收入分配差距與出口農產品質量之間呈現(xiàn)正相關。（2）異質性分析結果表明，“價格效應”主要存在于高收入水平的經濟體，而“市場規(guī)模效應”則主要存在于低收入水平的經濟體，同時收入分配對中間農產品的出口質量沒有顯著的影響;收入水平的變化對高收入國家、需求導向農產品的出口質量影響最大;對低收入國家、中間農產品的出口質量影響最小。（3）中介效應分析結果表明，收入水平、收入差距對出口農產品質量升級的影響主要通過需求規(guī)模和需求結構傳導，相較于需求結構的調整，同類農產品需求規(guī)模的擴大對出口質量的影響更大，這與人們的購買選擇有關，人們往往選擇購買自己熟悉的產品，而對新產品則是一個逐漸接受的過程。

本文研究從需求端探索了農產品質量的影響因素，發(fā)現(xiàn)收入水平和收入分配也是農產品質量升級的強大動力。若是受制于不合理的收入水平和結構，強制農產品質量升級很可能會導致生產與需求的不匹配，因此進一步改革并推進收入分配制度，縮小收入分配差距顯得尤為重要。首先，通過精準扶貧、調節(jié)稅收、資產稅等收入分配改革政策來提振內需，擴大中等收入群體，構建“橄欖型”收入分配格局能有效推進國民需求規(guī)模和結構的升級，增強整體的消費能力，助推農產品“走出去”，并與供給側結構性改革形成協(xié)同效應，更加有利于推動出口農產品質量升級。其次，采用公共政策，通過對教育、醫(yī)療等資源的公平分配提高貧困人口的教育和健康水平，增強農產品生產過程的人力資本要素，提升出口產品質量;再次，通過財政補貼、減息、小額貸款等財政和金融政策以及招商引資等增強貧困地區(qū)的造血能力，輔以農產品區(qū)域品牌建設提高農產品的出口質量;最后，通過農地制度、戶籍制度改革等促進勞動力要素的多層次流動，優(yōu)化農產品的資源配置，提高出口質量。

注釋：

① 具體推導過程，詳見鮑曉華和金毓（2013）[21]。

② 2002-2017年這些國家/地區(qū)農產品出口占世界農產品總出口的比例介于分別為90.05%—91.68%之間。

③ 采用插值法補全基尼系數(shù)缺失值，刪除部分缺失控制變量和無法計算產品質量的樣本。

④ 數(shù)據(jù)來源于：http：//www.cepii.fr/CEPII/en/bdd_modele/presentation.asp？id=37.

⑤ 數(shù)據(jù)來源于：https：//fsolt.org/swiid/.

⑥ 數(shù)據(jù)來源于：https：//data.worldbank.org/indicator/.

⑦ 數(shù)據(jù)來源于：http：//www.cepii.fr/CEPII/en/bdd_modele/bdd.asp.

⑧ 數(shù)據(jù)來源于：https：//www.eia.gov/.

⑨ 根據(jù)lnpgniit的描述性分析可知，其最小值為6.064，最大值為11.54，將兩極端值帶入總效應方程，發(fā)現(xiàn)總效應先小于0，“市場規(guī)模效應”占主導，后大于0，“價格效應”占主導，

⑩ 數(shù)據(jù)來源于：http：//www.stats.gov.cn/.

B11 https：//blogs.worldbank.org/opendata/new-country-classifications-income-level-2018-2019.世界銀行根據(jù)各國人均收入水平將各國分成4類：低收入、中低收入、中高收入、高收入。但由于低收入國家在世界五十大農產品出口國中樣本量過少，因此本文用低收入和中低收入表示低收入水平，用中高收入表示中等收入水平，用高收入表示高收入水平。

B12 借鑒Latzer和Mayneris（2012）[1]的方法，將各收入層次的平均lnginiit帶入，收入水平對出口農產品質量的總效應為：[SX（]qua[]lnpgniit[SX）]=0.0536+0.0353lnginiit0.0725+0.0482lnginiit0.1509+0.0842lnginiit。

B13 將低收入水平的lnpgniit帶入收入分配對出口農產品質量的總效應方程，發(fā)現(xiàn)恒小于0，下同。

B14 求解方法同收入異質性分析。

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（責任編輯：周正）