李 平，黃 勇

（山東理工大學(xué)a.經(jīng)濟與管理學(xué)部；b.經(jīng)濟學(xué)院，山東 淄博255012）

一、引言

隨著中國加入世界貿(mào)易組織（WTO），中國的農(nóng)產(chǎn)品進口關(guān)稅也相應(yīng)降低，中國平均關(guān)稅水平從2002年的15.3%逐步降到2005年的9.9%，繼而降至2010年的9.8%。其中，農(nóng)產(chǎn)品平均稅率由2002年的23.2%逐步降到2005年的15.3%，繼而2010年降至15.1%（1）。伴隨著“一帶一路”倡議（B&R）、區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定（RCEP）等協(xié)議的簽訂，中國貿(mào)易自由化程度得到了極大提升，特別是在農(nóng)業(yè)方面，截至2018年底，中國已與60多個國家和國際組織簽署了120多個農(nóng)業(yè)合作協(xié)議（2）。自2018年以來，中國成為全球第一大農(nóng)產(chǎn)品進口國和第二大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易國，2020年中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額更是達到了2 468.3億美元，同比增長8%，在貨物總貿(mào)易額中的占比為5.3%，是加入WTO以來占比貨物總貿(mào)易額的最高水平。具體來看，在農(nóng)產(chǎn)品貨物進口方面，占總貨物進口額的8.3%；在農(nóng)產(chǎn)品貨物出口方面，占總貨物出口額的2.9%（3）。

貿(mào)易自由化程度的提升不僅加速了中國經(jīng)濟的高速增長，也對中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成了很大的影響（高鳴和陳秋紅，2014）［1］。新古典經(jīng)濟增長理論認為，技術(shù)進步是經(jīng)濟持續(xù)增長的根本源泉，當(dāng)前中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)面臨著嚴峻的資源約束，未來農(nóng)業(yè)發(fā)展要依靠農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提高，中共中央、國務(wù)院印發(fā)的《鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略規(guī)劃（2018—2022）》中明確指出，要持續(xù)提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新力、競爭力和全要素生產(chǎn)率。而農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易自由化又會對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率帶來一定的影響。然而，現(xiàn)有文獻對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的關(guān)注較少，因此亟須關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率理論和實證方面的研究。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了怎樣的影響？更進一步地，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過怎樣的機制影響中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率？農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有怎樣的異質(zhì)性？這些是本文所要重點關(guān)注和解決的問題。

二、文獻回顧

早期研究貿(mào)易自由化和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系都是建立在生產(chǎn)率水平外生不變的前提假設(shè)下，因此，其研究結(jié)論并不包含生產(chǎn)率的提升，比如Krugman（1979）的研究［2］。Helpman和Krugman（1985）引入了規(guī)模報酬遞增和不完全競爭市場條件，為不完全競爭市場提供了一個新的貿(mào)易理論。研究表明，貿(mào)易自由化能夠通過擴大市場規(guī)模，進而促進行業(yè)生產(chǎn)率的增長［3］。

在貿(mào)易自由化與生產(chǎn)率關(guān)系的研究上，有大量學(xué)者對其進行了補充和完善，國外學(xué)者Tybout和Westbrook（1995）將行業(yè)生產(chǎn)率的增長分解為規(guī)模效應(yīng)、份額效應(yīng)和殘余效應(yīng)，進而實證研究了貿(mào)易自由化對墨西哥制造業(yè)生產(chǎn)率的影響［4］；Pavcni（2002）、Amiti和Konings（2007）、Fernandes（2007）、Topalova（2010）、Zaclicever（2018）等學(xué)者基于不同角度分別考察了智利、印度尼西亞、哥倫比亞、印度、烏拉圭等國貿(mào)易自由化與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，結(jié)果均顯示貿(mào)易自由化對生產(chǎn)率存在不同程度的促進效應(yīng)［5-9］。國內(nèi)學(xué)者對貿(mào)易自由化與全要素生產(chǎn)率關(guān)系也進行了一系列研究，余淼杰（2010）運用中國制造業(yè)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)考察了中國貿(mào)易自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響，研究結(jié)果顯示，貿(mào)易自由化顯著促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提高［10］；毛其淋、盛斌（2015）考察了貿(mào)易自由化與異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)率變動之間的關(guān)系，其結(jié)果表明，貿(mào)易自由化對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率進步具有相當(dāng)?shù)慕忉屃Γ渲兄虚g品減稅對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的提升比最終品關(guān)稅的減讓更明顯［11］；李平和姜麗（2015）運用中國1998—2012年省級面板數(shù)據(jù)考察了貿(mào)易自由化、中間品進口與中國技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，其結(jié)果顯示，進口中間投入品對中國技術(shù)創(chuàng)新有明顯促進作用［12］。

相比之下，研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率關(guān)系的文獻較為匱乏。有些學(xué)者認為，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的影響具有負向作用或作用較小，比如Levin和Raut（1997）考察了初級產(chǎn)品（農(nóng)產(chǎn)品、金屬和油料作物）和制成品的出口效應(yīng)，其結(jié)果顯示，制成品的出口可以促進經(jīng)濟的增長，然而初級產(chǎn)品出口卻對經(jīng)濟增長有著負向效應(yīng)［13］；Honga和Hao等（2010）運用兩階段迭代回歸法考察了貿(mào)易開放、基礎(chǔ)設(shè)施投入與中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的可持續(xù)性，其結(jié)果顯示，貿(mào)易開放和農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施有助于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長，但貿(mào)易開放的影響弱于農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)帶來的影響［14］。另外一些學(xué)者檢驗了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的門檻效應(yīng)，比如郝曉燕和張益等（2017）使用雙重門檻模型檢驗了農(nóng)產(chǎn)品進口和出口貿(mào)易額對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品進口和出口貿(mào)易均能促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，且隨著人均GDP的增加，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用減弱［15］；陳燕翎和莊佩芬（2019）考察了貿(mào)易開放對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的非線性影響，結(jié)論顯示，農(nóng)產(chǎn)品進出口對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長均存在著以人力資本為門檻變量的門檻效應(yīng)［16］。

然而，以上關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究中，并未對兩者的影響機制進行梳理，同時忽略了由于逆向因果關(guān)系可能導(dǎo)致的內(nèi)生性，與之相比，本文嘗試采用2002—2019年省級面板數(shù)據(jù)，研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。本文可能的貢獻在于：①分析了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機制，并對此進行驗證；②探討農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的異質(zhì)性；③為了研究結(jié)果更為可靠，本文在研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響時加入了工具變量，克服由逆向因果關(guān)系、遺漏變量等導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；④本文進一步探討了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化在不同時段具有差異性影響的原因，檢驗不同機制在不同時期作用的異質(zhì)性。

三、影響機制分析

加入WTO是中國農(nóng)業(yè)對外開放重要的里程碑，由于中國農(nóng)業(yè)要素稟賦決定的比較優(yōu)勢使我國大量增加進口土地密集型農(nóng)產(chǎn)品，而中國勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品出口數(shù)量的增加趕不上土地密集型農(nóng)產(chǎn)品的進口數(shù)量，進而導(dǎo)致中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出現(xiàn)逆差，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化擴大了中國配置農(nóng)業(yè)資源的范圍，也為中國農(nóng)業(yè)比較優(yōu)勢的發(fā)揮提供了契機。因此，入世對促進我國農(nóng)業(yè)發(fā)展的積極作用是顯著的（吳國松等，2015）［17］。

新貿(mào)易理論認為，貿(mào)易會對生產(chǎn)率產(chǎn)生正向影響。具體表現(xiàn)為：貿(mào)易自由化程度的提升，將會導(dǎo)致國外農(nóng)產(chǎn)品進入國內(nèi)的成本下降，進口農(nóng)產(chǎn)品所附帶的先進育種方式以及營銷理念將會對發(fā)展中國家產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)（馬軼群，2018）［18］，農(nóng)產(chǎn)品的進口所帶來的進口競爭，一方面會對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成不利的影響，另一方面也將成為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者學(xué)習(xí)國外先進技術(shù)的動力，倒逼國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者加大對農(nóng)產(chǎn)品研發(fā)的投資，更新農(nóng)產(chǎn)品機械設(shè)備，進而促進國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率水平的提升。無論是源自國內(nèi)的自主創(chuàng)新還是國外的技術(shù)引進，都將通過技術(shù)的溢出效應(yīng)，使其向國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品非出口部門和與之相關(guān)聯(lián)的上下游生產(chǎn)部門擴散（馬軼群，2018）［18］，進而提升農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體傳導(dǎo)路徑如圖1所示。

圖1 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過技術(shù)溢出影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制

假設(shè)1：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過技術(shù)溢出效應(yīng)促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

隨著農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的提升，一方面，會推進我國市場化的改革，有助于減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域行政干預(yù)和扭曲（盧鋒和梅孝峰，2001）［19］；另一方面，大量優(yōu)質(zhì)國外農(nóng)產(chǎn)品進入后，將會導(dǎo)致國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品市場相對價格發(fā)生變化，農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)要素將由相對價格下降的產(chǎn)品流向相對價格上升的產(chǎn)品，而農(nóng)產(chǎn)品相對價格上升的產(chǎn)品中密集使用的生產(chǎn)要素價格也會相對上升（武群麗等，2000）［20］，從而推動我國農(nóng)業(yè)依據(jù)比較優(yōu)勢原則進行結(jié)構(gòu)調(diào)整，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，將會使得農(nóng)業(yè)內(nèi)部不同細分部門（如種植業(yè)、畜牧業(yè)、林業(yè)、漁業(yè)）比例的變化，往往意味著要素（勞動、資本、土地）的流動與重新配置，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理化，拉動農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升（金芳和金榮學(xué)，2020）［21］。具體傳導(dǎo)路徑如圖2所示。

圖2 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過資源重置影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制

假設(shè)2：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過資源重置效應(yīng)促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅的大幅度降低，將會導(dǎo)致國內(nèi)勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的競爭力逐漸降低（牛盾，2011）［22］，同時國內(nèi)土地密集型農(nóng)產(chǎn)品競爭力本身較弱，因此，在國際市場上，國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品將面臨嚴峻的市場競爭。一方面，改革開放以來，我國對農(nóng)產(chǎn)品的需求越來越大，然而新增的農(nóng)產(chǎn)品市場大多被國外進口農(nóng)產(chǎn)品搶占，比如大豆、棉花等；另一方面，由于我國農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅水平較低，特別是在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅大幅度下降的階段，國外質(zhì)優(yōu)價低的農(nóng)產(chǎn)品將會與國內(nèi)相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品形成較強的競爭，使得國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者失去利潤激勵，從而削弱了部分農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的內(nèi)在動力，抑制了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。具體傳導(dǎo)路徑如圖3所示。

圖3 農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過進口競爭效應(yīng)影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制

假設(shè)3：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化通過進口競爭效應(yīng)抑制農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

四、實證研究框架及指標(biāo)測度

（一）計量模型

由于中國農(nóng)業(yè)企業(yè)特別是參與國際貿(mào)易的企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)較少，因此從企業(yè)微觀層面進行研究和分析較為困難，因此本文利用省級面板數(shù)據(jù)加以分析。根據(jù)現(xiàn)有實證研究文獻，本文將計量模型設(shè)定如下：

其中：下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份；ATFPit表示i地區(qū)在t年的全要素生產(chǎn)率；Tradeit為本文的核心解釋變量，表示i地區(qū)在t年的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度；α1為Tradeit的代估系數(shù)，α1顯著且大于0則表示農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的增加推動了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，α1顯著且小于0則與之相反；Xit為控制變量；β為相應(yīng)的系數(shù)；μi為個體固定效應(yīng)，控制不隨時間變化的行業(yè)特征；γt為時間固定效應(yīng)，控制隨時間變化但對各個地區(qū)有共同影響的因素，例如國家經(jīng)濟政策、整體經(jīng)濟環(huán)境、社會信息化水平等；εit為隨機誤差項。

（二）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化的構(gòu)造

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化（Trade）是本文的核心解釋變量，關(guān)于貿(mào)易自由化指標(biāo)的度量，現(xiàn)有研究并未形成相同的結(jié)論。①毛其淋和盛斌（2015）用關(guān)稅水平來衡量貿(mào)易自由化［11］，然而卻忽略了貿(mào)易成本的存在；②郭熙保和羅知（2008）［23］、李平和姜麗（2015）［12］、王睿哲等（2019）［24］學(xué)者認為，對于省級層面的研究樣本，其關(guān)稅水平并不存在差別，貿(mào)易依存度是衡量貿(mào)易自由化比較合理的指標(biāo)；③高鳴和陳秋紅（2014）［1］選取各地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品進出口總額與國內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)增加值的比值來衡量貿(mào)易開放度，但忽略了各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)資源稟賦的差異；④陳燕翎和莊佩芳（2019）［16］使用農(nóng)產(chǎn)品進口依存度和農(nóng)產(chǎn)品出口依存度衡量貿(mào)易開放度；⑤林大燕等（2021）［25］使用貿(mào)易依存度衡量貿(mào)易自由化，研究了貿(mào)易自由化對中國食物消費不平等的影響與路徑。本文基于以往學(xué)者對貿(mào)易自由化的研究，同時考慮貿(mào)易自由化包含國外貿(mào)易自由化與國內(nèi)貿(mào)易自由化以及國內(nèi)各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)資源稟賦差異，采用農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易依存度作為衡量農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化的指標(biāo)，即本文將農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化（Trade）定義為：

其中：i和t分別表示地區(qū)和年份；importit表示i地區(qū)t年農(nóng)產(chǎn)品進口額；exportit表示i地區(qū)t年農(nóng)產(chǎn)品出口額；GDP′it表示i地區(qū)t年第一產(chǎn)業(yè)增加值。本文按照當(dāng)年人民幣對美元的年平均匯率將農(nóng)產(chǎn)品進出口數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成人民幣單位。

（三）農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測度

關(guān)于農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測度，國內(nèi)學(xué)者進行了大量研究，目前主要采用的方法有生產(chǎn)函數(shù)法（OLS）、隨機前沿法（SFA）和非參數(shù)的DEAMalmquist指數(shù)法。本文采用非參數(shù)的DEAMalmquist指數(shù)法（4）進行估計。關(guān)于農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出，本文使用第一產(chǎn)業(yè)增加值衡量，第一產(chǎn)業(yè)增加值消除了“中間消耗”，因此能夠較為精確地反映農(nóng)業(yè)的真實產(chǎn)出。因為存在價格的影響，本文利用各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)（2001年=100，上年＝100）對第一產(chǎn)業(yè)增加值進行處理。關(guān)于農(nóng)業(yè)的投入，本文選取的指標(biāo)主要有土地、勞動、機械和化肥。首先，對于土地投入，本文選取了農(nóng)作物播種面積表示；其次，選取第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)來表示農(nóng)業(yè)勞動投入；再次，機械投入方面，使用農(nóng)業(yè)機械總動力表示；最后，使用農(nóng)用化肥施用總量（折純量）表示化肥的投入。

為了估計結(jié)果更為準確，本文在計量模型中加入了控制變量，主要有：①農(nóng)村人力資本（HC），用于表征各地區(qū)鄉(xiāng)村勞動者素質(zhì)水平的差異，其計算借鑒白雪梅等（2004）［26］、岳書敬和劉朝明（2006）［27］的做法，將鄉(xiāng)村平均受教育年限用加權(quán)平均后的6歲及6歲以上各層次教育人口來構(gòu)造指標(biāo)，即文盲、半文盲為1年，小學(xué)為6年，初中為9年，高中和中專為12年，大學(xué)（包括大專、本科和研究生）為16年。②農(nóng)業(yè)資本勞動比（K/L），以各省份農(nóng)業(yè)人均固定資本存量來衡量，農(nóng)業(yè)固定資本存量由永續(xù)盤存法求得。③城鎮(zhèn)化水平（Urban），用于表征各省份城鎮(zhèn)化水平，本文使用各省份城鎮(zhèn)人口占總?cè)藬?shù)比例衡量。④交通基礎(chǔ)設(shè)施（HI），用于表征各省份交通基礎(chǔ)設(shè)施的便利情況，本文使用等級公路里程和等外公路里程與各省面積的比值衡量。⑤灌溉基礎(chǔ)設(shè)施（IR），用來表征各省份鄉(xiāng)村灌溉基礎(chǔ)設(shè)施的差異，有效灌溉面積綜合反映了灌溉設(shè)施的狀況，能夠較好地體現(xiàn)各地區(qū)灌溉基礎(chǔ)設(shè)施情況。⑥農(nóng)業(yè)財政支持（Fiscal），用于表征各省份對農(nóng)業(yè)的財政支持力度，使用農(nóng)林水事務(wù)（2007年及以前使用“農(nóng)業(yè)支出”“林業(yè)支出”“農(nóng)林水利氣象等部門事業(yè)費”“政策性補貼支出”的總和）占比各省份財政總支出的比例衡量。

本文選取中國30個省份（西藏和港澳臺地區(qū)因部分數(shù)據(jù)缺失予以剔除）為研究樣本，樣本區(qū)間為2002—2019年。本文研究所涉及的農(nóng)產(chǎn)品進出口數(shù)據(jù)來源于商務(wù)部和《中國農(nóng)業(yè)年鑒》，農(nóng)村人力資本數(shù)據(jù)來源于《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)業(yè)財政支持數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，其余數(shù)據(jù)來自于各省統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫，個別缺失值通過插值法補齊。

五、基準估計結(jié)果及分析

（一）基準回歸

本文在進行基準回歸之前，首先進行了多重共線性檢驗，檢驗結(jié)果顯示VIF均小于10，即不存在多重共線性。其次，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能會因逆向因果關(guān)系導(dǎo)致內(nèi)生性問題，為了解決內(nèi)生性問題對模型回歸結(jié)果造成的偏誤，本文采用三種處理方法：①雙向固定效應(yīng)（FE）檢驗，這種方法可以解決因個體和時間變化而產(chǎn)生遺漏變量問題；②二階段最小二乘法（IV-2SLS）檢驗，這種方法借鑒黃玖立和李坤望（2006）的思路［28］，基于各地區(qū)與中國主要海港間的地理距離及滯后一期農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化變量構(gòu)造工具變量；③考慮可能有異方差的存在，本文進一步使用動態(tài)工具變量廣義矩估計法（IV-GMM）檢驗，這種方法采用第二種方法相同的工具變量。

表1 報告了基準回歸結(jié)果，表1第2列報告的OLS估計結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且在1%水平下顯著，表明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的增加可以顯著提升中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。由于OLS估計可能會由于內(nèi)生性的存在使得估計結(jié)果產(chǎn)生偏倚，表1第3-5列報告了克服內(nèi)生性后的回歸結(jié)果，可以看出，在克服內(nèi)生性后，二階段最小二乘法（IV-2SLS）與動態(tài)工具變量廣義矩估計法（IV-GMM）的結(jié)果一致，克服內(nèi)生性后主要估計結(jié)果的顯著性并未發(fā)生根本性改變，結(jié)果表明，在克服內(nèi)生性后，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化水平每增加10%，中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高2.38%。

表1 基準回歸結(jié)果

就控制變量而言，農(nóng)村人力資本（HC）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正，表明鄉(xiāng)村整體勞動者素質(zhì)水平的提升，有助于學(xué)習(xí)先進的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)方式、選擇優(yōu)質(zhì)的農(nóng)作物，進而促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；農(nóng)業(yè)資本勞動比（K/L）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)為正，但缺乏顯著性，隨著投入農(nóng)業(yè)的資本比例增加，將會加大農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)投入，有利于促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率；城鎮(zhèn)化水平（Urban）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正，說明隨著城鎮(zhèn)化水平的提升，一方面居民對于農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量需求提升，另一方面，大量農(nóng)民進城，有機會接觸更多的農(nóng)業(yè)行情信息，調(diào)整農(nóng)業(yè)生產(chǎn)種植種類與方式，從而促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；交通基礎(chǔ)設(shè)施（HI）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正，表明各類高速路、國道、省道等公路起著連接城鄉(xiāng)的橋梁作用，加強了各地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品資源的流動，從而促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；灌溉基礎(chǔ)設(shè)施（IR）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)為負，但缺乏顯著性，灌溉基礎(chǔ)設(shè)施屬于準公共產(chǎn)品，因此，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者在使用時，將會盡可能地滿足個人利益最大化，使得灌溉基礎(chǔ)設(shè)施出現(xiàn)“過度使用”和“擁擠效應(yīng)”等問題，進而阻礙農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升（李谷成等，2015）［29］；農(nóng)業(yè)財政支持（Fiscal）對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)顯著為正，在控制內(nèi)生性后缺乏顯著性，表明政府對某地區(qū)財政支農(nóng)力度越大，該地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展可利用的資源就會越多，從而改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，有利于促進農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（二）異質(zhì)性分析

從整體上看，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化促進了中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。但中國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在著較大差異，特別是沿海地區(qū)和內(nèi)陸地區(qū)，在貿(mào)易自由化程度和經(jīng)濟發(fā)展方式上具有較強的異質(zhì)性；另外，2002—2010年中國一直處在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅調(diào)整時期，在此期間，中國陸續(xù)與國際組織簽署了多個農(nóng)業(yè)合作協(xié)議，整體農(nóng)業(yè)關(guān)稅呈現(xiàn)較大幅度的下降，而且經(jīng)歷了中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易由順差到逆差的巨大轉(zhuǎn)變，2011年之后，中國農(nóng)產(chǎn)品平均關(guān)稅較為平穩(wěn)。因此，本文從區(qū)域（5）和時期兩個維度進行異質(zhì)性分析。

表2 為劃分時段的回歸結(jié)果，檢驗結(jié)果顯示，2002—2010年農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅調(diào)整時期，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著性不強；2011—2019年是中國農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅相對穩(wěn)定的時期，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，在控制內(nèi)生性后，系數(shù)達到了0.287，表明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化水平每增加10%，中國農(nóng)業(yè)的全要素生產(chǎn)率提高2.87%。由于中國農(nóng)產(chǎn)品平均稅率由2002年的23.2%逐步降到2005年的15.3%，繼而在2010年降至15.1%，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的突然提升，導(dǎo)致大量國外優(yōu)勢農(nóng)產(chǎn)品涌入市場，形成了較強的進口競爭，特別是對于土地密集型農(nóng)產(chǎn)品造成較大的競爭壓力，需要一段時間的調(diào)整適應(yīng)，而具有相對優(yōu)勢的農(nóng)產(chǎn)品同樣也面臨嚴格的國際市場規(guī)則，進而表現(xiàn)為農(nóng)產(chǎn)品的貿(mào)易自由化對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著性不強。2010年以后，中國農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅處于相對穩(wěn)定的時期，一方面，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化帶來的技術(shù)溢出、資源重置等效應(yīng)的促進作用逐漸顯著，優(yōu)化了我國的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進了資源配置效率的提升；另一方面，我國農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)逐漸適應(yīng)了國際市場規(guī)則，不斷調(diào)整優(yōu)化具有競爭優(yōu)勢的農(nóng)產(chǎn)品，從而顯著地促進了我國農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率。

表2 分時段估計結(jié)果

表3 報告了沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)的估計結(jié)果，結(jié)果顯示，沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的系數(shù)都為正，但在沿海地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化更為顯著。由于我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易運輸通道高度集中于海運，進口口岸高度集中于沿海地區(qū)（葉興慶，2020）［30］，沿海地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品進出口較為便利，同時沿海地區(qū)的開放程度相對于內(nèi)陸更強，且具有相對優(yōu)勢，經(jīng)濟比較發(fā)達，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)比較好，因此農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升作用相較于內(nèi)陸地區(qū)更為顯著。

表3 分區(qū)域估計結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文得出的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的結(jié)論，主要來自模型（1）的回歸結(jié)果，為了保證研究的客觀性和準確性，本文進行如下穩(wěn)健性檢驗。

首先，本文使用OLS法（6）測算了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，作為被解釋變量的替換變量進行檢驗；其次，本文更換了工具變量，使用滯后一期和滯后二期的核心解釋變量作為新的工具變量進行檢驗；再次，考慮非隨機性和異常值對回歸結(jié)果的影響，本文對數(shù)據(jù)進行了前后3%的縮尾處理進行檢驗；最后，為了驗證以2010年劃分時間段的異質(zhì)性結(jié)果，本文構(gòu)建了變系數(shù)模型，圖4報告了變系數(shù)模型中時間虛擬變量與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化互動項的趨勢，可以看出，我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響呈現(xiàn)先抑制后促進的趨勢。表4和圖4的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果均顯示，在核心解釋變量的顯著性及影響上與基準回歸相同。

圖4 時間虛擬變量與農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化互動項趨勢

表4 穩(wěn)健性檢驗

六、影響機制檢驗

（一）機制檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

本文需要進行的機制檢驗主要有技術(shù)溢出效應(yīng)、資源重置效應(yīng)和進口競爭效應(yīng)，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）［31］的研究，本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型，具體如下：

其中：M為中介變量；總效應(yīng)為系數(shù)c；中介效應(yīng)為a和b的乘積；直接效應(yīng)為c′。對于中介效應(yīng)系數(shù)乘積的檢驗，溫忠麟（2004）［32］等研究發(fā)現(xiàn)，如果檢驗結(jié)果都顯著，依次檢驗結(jié)果強于Sobel檢驗結(jié)果，但由于依次檢驗的檢驗力也較低，即系數(shù)乘積實際上顯著而依次檢驗比較容易得出不顯著的結(jié)論，因此溫忠麟和葉寶娟（2014）［31］認為中介效應(yīng)的檢驗流程應(yīng)當(dāng)為：先進行依次檢驗，當(dāng)檢驗的系數(shù)中a和b至少有一個不顯著時，才需要做Bootstrap法檢驗。

為了更好表征技術(shù)溢出效應(yīng)、資源重置效應(yīng)和進口競爭效應(yīng)，本文選取農(nóng)業(yè)技術(shù)投入水平作為衡量技術(shù)溢出效應(yīng)（R&D）的指標(biāo)，由于缺乏農(nóng)業(yè)科研經(jīng)費投入相關(guān)的數(shù)據(jù)，本文借鑒陳燕翎和莊佩芳（2019）的做法［16］，采用公有經(jīng)濟企事業(yè)單位專業(yè)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員數(shù)量占各地區(qū)勞動力的比重衡量農(nóng)業(yè)技術(shù)投入水平，由于《中國科技統(tǒng)計年鑒》未統(tǒng)計2004年和2018年公有經(jīng)濟企事業(yè)單位專業(yè)農(nóng)業(yè)技術(shù)人員的數(shù)據(jù)，本文采用相鄰5年平均增長率插入數(shù)據(jù)。

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)各部門經(jīng)濟的增速不同，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)各部門間結(jié)構(gòu)亦將發(fā)生改變，進而引致農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)配置效率的變動。為了表征資源重置效應(yīng)（TL），本文借鑒匡遠配、周凌（2016）構(gòu)建農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)的做法［33］，使用農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)泰爾指數(shù)衡量。農(nóng)業(yè)泰爾指數(shù)考慮了農(nóng)業(yè)各產(chǎn)業(yè)的相對重要性，能夠體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化以及合理性，其公式如下：

其中：Yi/Y表示產(chǎn)出結(jié)構(gòu)；Y/L反映生產(chǎn)效率。農(nóng)業(yè)泰爾指數(shù)越接近于0，則表明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越趨向合理，由于農(nóng)業(yè)各行業(yè)的從業(yè)人員較難獲得，本文使用農(nóng)、林、牧、漁業(yè)單位中間消耗實現(xiàn)的增加值（即增加值/中間消耗）衡量各行業(yè)生產(chǎn)效率Yi/Li，產(chǎn)出結(jié)構(gòu)Yi/Y使用行業(yè)產(chǎn)值/農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值衡量。

關(guān)于進口競爭（Compete）的指標(biāo)，劉志成和劉斌（2014）［34］主要選取進口滲透率衡量。因此，本文使用各省農(nóng)產(chǎn)品進口滲透率衡量進口競爭程度，即農(nóng)產(chǎn)品進口滲透率=農(nóng)產(chǎn)品進口額／第一產(chǎn)業(yè)增加值。若一省農(nóng)產(chǎn)品進口占比第一產(chǎn)業(yè)增加值較大，即該省相關(guān)農(nóng)業(yè)行業(yè)將會面臨更為激烈的農(nóng)產(chǎn)品市場競爭帶來的壓力。

（二）檢驗結(jié)果

為了驗證農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的傳導(dǎo)機制，本文進行了中介效應(yīng)檢驗。表5第2列的結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對技術(shù)溢出呈顯著正向影響，估計系數(shù)a為0.000 4，且在1%的水平下顯著，說明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的提升能夠有效促進農(nóng)業(yè)的技術(shù)溢出。估計系數(shù)c′為0.198，顯著為正，小于基準回歸模型中估計系數(shù)c的0.238，這意味著技術(shù)溢出效應(yīng)從中發(fā)揮著明顯的中介效應(yīng)，是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道。一方面，隨著農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化的提升，進口農(nóng)產(chǎn)品所附帶的先進育種方式以及營銷理念將會對發(fā)展中國家產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)；另一方面，面對廣闊的國際市場，國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品出口通過產(chǎn)業(yè)鏈效應(yīng)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者產(chǎn)生前向、后向或者水平的技術(shù)溢出，進而促進了我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，該實證結(jié)果證實了假設(shè)1。

表5 的第3、第4列展示了資源重置效應(yīng)與進口競爭效應(yīng)的檢驗結(jié)果，顯示依次檢驗結(jié)果并不顯著。因此，本文分別進行了500次的Bootstrap法檢驗，資源重置效應(yīng)與進口競爭效應(yīng)均通過了Bootstrap法檢驗。

表5 影響機制檢驗

首先，資源重置效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，Ind_eff（間接效應(yīng)）與dir_eff（直接效應(yīng)）顯著為正，這意味著資源重置效應(yīng)從中發(fā)揮著中介效應(yīng)，是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道。一方面，隨著貿(mào)易自由化程度的提高，大量國外優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品的涌入，使得農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者不得不舍棄以往生產(chǎn)效率較低的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，進而選擇更具有發(fā)展前景且具有更強競爭優(yōu)勢的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；另一方面，貿(mào)易自由化程度的提高，促進了農(nóng)村土地、水利等資源流入優(yōu)勢農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，引致資源配置效率的提升，進而促進了中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。該實證結(jié)果證實了假設(shè)2。

其次，進口競爭效應(yīng)的檢驗結(jié)果顯示，Ind_eff（間接效應(yīng)）顯著為正，而dir_eff（直接效應(yīng)）顯著為負，這意味著進口競爭效應(yīng)從中發(fā)揮著明顯的遮掩效應(yīng)，遮掩了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響，即進口競爭效應(yīng)嚴重抑制了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率正向促進作用，使得直接效應(yīng)的符號變?yōu)樨撝?。隨著農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的提高，一方面，中國面臨著嚴峻的國際農(nóng)產(chǎn)品競爭形勢，特別是在土地密集型農(nóng)產(chǎn)品中，導(dǎo)致中國農(nóng)產(chǎn)品部分市場被國外進口農(nóng)產(chǎn)品搶占，進而抑制中國農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)發(fā)展；另一方面，由于中國農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅遠低于世界農(nóng)產(chǎn)品平均關(guān)稅水平，國外農(nóng)產(chǎn)品進入中國市場的價格較低，從而對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格形成較大沖擊，使得國內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者失去了利潤激勵，進而抑制了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。該實證結(jié)果證實了假設(shè)3。

如同異質(zhì)性的分析一樣，2002—2010年，中國一直處在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅調(diào)整時期，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑在不同時期可能發(fā)揮著不同的作用，同時為了探究異質(zhì)性檢驗中2002—2010年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響結(jié)果顯著性不強的原因，本文對傳導(dǎo)路徑劃分時段，進一步檢驗技術(shù)溢出效應(yīng)、資源重置效應(yīng)和進口競爭效應(yīng)作為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化與中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響渠道在不同時期的作用。

表6 為影響機制劃分時段檢驗的結(jié)果，由表6可知，2002—2010年，進口競爭起到了主要的遮掩作用，而技術(shù)溢出、資源重置效應(yīng)的中介作用并不顯著；2011—2019年，進口競爭效應(yīng)發(fā)揮的遮掩作用和資源重置效應(yīng)的中介作用不顯著，均未通過Bootstrap法檢驗，而技術(shù)溢出傳導(dǎo)路徑的中介作用較為顯著。即在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅大幅度調(diào)整時期，由于關(guān)稅的突然大幅度調(diào)整，我國農(nóng)產(chǎn)品市場面臨著較強的進口競爭，遮掩了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向促進作用；隨著時間的推移，一方面由于國內(nèi)市場逐漸適應(yīng)了國外農(nóng)產(chǎn)品大量涌入所導(dǎo)致的競爭，另一方面技術(shù)溢出傳導(dǎo)路徑的正向促進作用逐漸顯著，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向促進作用愈發(fā)明顯。

表6 影響機制分時段估計結(jié)果

七、結(jié)論與建議

本文利用2002—2019年我國省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，研究發(fā)現(xiàn)：①農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化顯著促進了農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率，在克服內(nèi)生性問題后結(jié)論依然顯著。②從時間維度來看，在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅調(diào)整時期（2002—2010年），農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著性不強，而在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅較為穩(wěn)定時期（2011—2019年），農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正；從區(qū)域維度來看，在開放程度較高的沿海地區(qū)，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的拉動作用更強。③本文從理論上分析得出，技術(shù)溢出效應(yīng)、資源重置效應(yīng)、進口競爭效應(yīng)是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制，并利用中介效應(yīng)驗證了技術(shù)溢出、資源重置是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道以及進口競爭的遮掩作用。④進一步研究發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅調(diào)整時期（2002—2010年），進口競爭起到了較強的遮掩作用，技術(shù)溢出和資源重置效應(yīng)未發(fā)揮有效的促進作用，是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化在此階段對中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用不明顯的原因之一；在農(nóng)產(chǎn)品關(guān)稅較為穩(wěn)定時期（2011—2019年），技術(shù)溢出效應(yīng)作為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道，發(fā)揮了較強的促進作用，進口競爭效應(yīng)的遮掩作用并不顯著，是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化在此階段顯著促進中國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的原因之一，而資源重置效應(yīng)的中介作用較弱，在分時段檢驗中，并未檢測出其中介效應(yīng)的存在。

隨著中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化程度的不斷提高，一方面，國內(nèi)面臨著農(nóng)產(chǎn)品市場競爭的加劇，另一方面，也給中國農(nóng)業(yè)帶來了更多的機遇?；诒疚难芯?，提出以下建議：①制定差別化貿(mào)易政策，貿(mào)易優(yōu)惠政策應(yīng)該重點向內(nèi)陸地區(qū)傾斜，這些地區(qū)相對于沿海地區(qū)而言，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化對農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率正向影響的提升空間更大；②技術(shù)溢出效應(yīng)是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道；③要鼓勵中國農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新資源的投入；④要加強農(nóng)業(yè)技術(shù)的推廣，進而促進我國農(nóng)產(chǎn)品附加值的提升；⑤資源重置效應(yīng)是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易自由化影響農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要渠道，要加快農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，發(fā)展優(yōu)勢、相對優(yōu)勢的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，減少相對劣勢的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)，提高資源配置效率，進而促進中國農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力的提高。

注釋：

（1）資料來自中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)站（www.gov.cn）。

（2）資料來自中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)站（www.gov.cn）。

（3）資料來自中華人民共和國中央人民政府網(wǎng)站（www.gov.cn）。

（4）由于DEA-Malmquist指數(shù)測度的為相鄰兩個年份農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動格局，因此，本文以2002年為基期（TFP=1）折算成每年的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（5）沿海地區(qū)包含遼寧、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南、廣西，其余省份為非沿海地區(qū)。

（6）OLS法使用第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)、以2002年為基期的農(nóng)業(yè)資本存量和第一產(chǎn)業(yè)增加值估算。