董銀果 沈朝棟

內(nèi)容提要：質(zhì)量問(wèn)題是造成中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品供需錯(cuò)位、出口受阻的主要原因。本文從需求端探討影響農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的因素，在對(duì)收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量作用機(jī)理理論分析的基礎(chǔ)上，采用世界五十大農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)（或地區(qū)）2002—2017年的貿(mào)易面板數(shù)據(jù)，對(duì)理論假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：平均收入水平在“本地市場(chǎng)效應(yīng)”的作用下促進(jìn)了出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，其中對(duì)高收入經(jīng)濟(jì)體和消費(fèi)導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品的促進(jìn)作用最為明顯，對(duì)低收入經(jīng)濟(jì)體和中間農(nóng)產(chǎn)品的促進(jìn)作用最弱;而收入分配在不同收入水平上通過(guò)“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”和 “價(jià)格效應(yīng)”對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生向下和向上的異質(zhì)性影響，“價(jià)格效應(yīng)”主要作用于高收入經(jīng)濟(jì)體，而“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”主要作用于低收入經(jīng)濟(jì)體。在考慮了內(nèi)生性問(wèn)題和收入水平、收入分配的不同衡量指標(biāo)后，上述結(jié)果依然穩(wěn)健。進(jìn)一步將本地市場(chǎng)需求分解為需求規(guī)模和需求結(jié)構(gòu)，檢驗(yàn)收入水平、收入分配影響出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的中介效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)中介效應(yīng)成立，且需求規(guī)模對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響大于需求結(jié)構(gòu)。本文研究顯示，在收入增長(zhǎng)的背景下，建立公平的分配制度是產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的強(qiáng)大動(dòng)力。

關(guān)鍵詞：收入水平;收入分配;出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量;價(jià)格效應(yīng);市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)

中圖分類(lèi)號(hào)：F753/757;F323 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2021）06-0123-11

作者簡(jiǎn)介：董銀果（1969-），女，陜西乾縣人，華東理工大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易;沈朝棟（1996-），男，浙江紹興人，華東理工大學(xué)商學(xué)院碩士研究生，研究方向：貿(mào)易經(jīng)濟(jì)。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“SPS措施與農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的耦合機(jī)制研究”，項(xiàng)目編號(hào)：71673087。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

產(chǎn)品質(zhì)量水平是產(chǎn)品國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的核心因素，提升產(chǎn)品的質(zhì)量階梯就成為國(guó)際貿(mào)易中發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的共同目標(biāo)[1]。傳統(tǒng)的產(chǎn)業(yè)間貿(mào)易理論認(rèn)為，一國(guó)的科技水平、資源稟賦等都是決定出口產(chǎn)品質(zhì)量水平的重要因素，國(guó)與國(guó)之間在這些要素上的差異決定了國(guó)際分工的模式[2-3]。而產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論則強(qiáng)調(diào)基于消費(fèi)者偏好的需求規(guī)模和需求結(jié)構(gòu)對(duì)出口質(zhì)量的影響[4-5]，該理論認(rèn)為收入水平和分配結(jié)構(gòu)是國(guó)際貿(mào)易產(chǎn)生的重要原因，隨著出口國(guó)居民收入增長(zhǎng)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變化，本土市場(chǎng)上對(duì)高、低質(zhì)量產(chǎn)品的需求規(guī)模發(fā)生變化，而本地市場(chǎng)需求則是出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的關(guān)鍵因素[6-7]。

加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，中國(guó)人均可支配收入快速增長(zhǎng)，從2002年的4531.6元增加到2018年的28228元，增長(zhǎng)了5.23倍。然而農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量卻并沒(méi)有隨著需求的增加而得到持續(xù)的改善[8]，尤其在發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)，中國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品頻頻遭遇以質(zhì)量不合格為由的扣留、拒絕和通報(bào)，質(zhì)量問(wèn)題成為中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品在發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)萎縮的主因。此外，隨著居民收入的增長(zhǎng)，質(zhì)量水平低下也導(dǎo)致國(guó)內(nèi)市場(chǎng)供需錯(cuò)位，造就“洋貨入市、國(guó)貨入庫(kù)”的困境[9]。提升農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量已成為中國(guó)農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展面臨的主要挑戰(zhàn)。2014年以來(lái)中央一號(hào)文件提出，以提高農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量為主攻方向，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)發(fā)展由數(shù)量增長(zhǎng)向質(zhì)量提升的轉(zhuǎn)變，并依據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)提出了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，而農(nóng)產(chǎn)品需求端的收入因素并沒(méi)有受到政策層面的關(guān)注。當(dāng)前，收入分配不平等日益成為中國(guó)社會(huì)的主要矛盾之一[10]，僅強(qiáng)調(diào)供給端因素似乎無(wú)法解釋中國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量與居民收入水平不同步的問(wèn)題。因此，本文從需求端入手，分析收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響機(jī)制，探索影響背后的中介效應(yīng)，剖析收入水平、收入分配對(duì)不同類(lèi)別農(nóng)產(chǎn)品出口質(zhì)量的影響。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要從收入水平和收入分配差距兩個(gè)維度研究需求對(duì)國(guó)際貿(mào)易的影響。收入水平較高的國(guó)家會(huì)更加偏好消費(fèi)高質(zhì)量產(chǎn)品，這為本國(guó)的生產(chǎn)者提供了巨大的本地市場(chǎng)，他們?cè)诟鶕?jù)本地需求偏好進(jìn)行生產(chǎn)的同時(shí)，也會(huì)將高質(zhì)量產(chǎn)品出口到具有相似偏好的國(guó)家[11];同時(shí)收入分布相似的國(guó)家擁有相似的需求結(jié)構(gòu)，其進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量分布、價(jià)格分布也相似，使得貿(mào)易兩國(guó)更傾向于在彼此之間開(kāi)展貿(mào)易[12-13];而收入分配則通過(guò)影響高質(zhì)量和低質(zhì)量產(chǎn)品在本地市場(chǎng)上的需求來(lái)影響一國(guó)的出口產(chǎn)品質(zhì)量[1，4]，其對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量存在雙重效應(yīng)。“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”表示隨著收入差距的增加，高質(zhì)量產(chǎn)品的市場(chǎng)規(guī)模逐漸縮小，進(jìn)而抑制了出口產(chǎn)品的質(zhì)量升級(jí);而“價(jià)格效應(yīng)”表示隨著收入分配差距的擴(kuò)大，高收入者愿意為高質(zhì)量產(chǎn)品支付高價(jià)，這激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新活力，并提升了高質(zhì)量產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力[14-15]。

關(guān)于出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量影響因素的研究文獻(xiàn)較少，僅有的幾篇主要探討了進(jìn)口國(guó)SPS措施等進(jìn)入壁壘對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的作用[16-17]。

以上文獻(xiàn)為本文研究提供了較好的理論基礎(chǔ)，但實(shí)證層面的檢驗(yàn)較少?，F(xiàn)有關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的研究文獻(xiàn)，沒(méi)有涉及出口國(guó)本身的收入水平和收入分配對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。鑒于此，本文基于世界五十大農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)（或地區(qū)）的貿(mào)易數(shù)據(jù)，將內(nèi)需與出口相結(jié)合，考察收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響，分析收入水平與出口產(chǎn)品質(zhì)量脫節(jié)的原因，為現(xiàn)有研究提供實(shí)證的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文可能的創(chuàng)新點(diǎn)在以下兩個(gè)方面：（1）基于非位似偏好的假設(shè)，在理論分析收入水平、收入分配對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量影響機(jī)理的基礎(chǔ)上，結(jié)合貿(mào)易數(shù)據(jù)，為現(xiàn)有理論研究提供來(lái)自農(nóng)產(chǎn)品的經(jīng)驗(yàn)證據(jù);此外，將本地市場(chǎng)需求分解為需求結(jié)構(gòu)和規(guī)模，進(jìn)而檢驗(yàn)需求因素影響出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的中介效應(yīng)。（2）將農(nóng)產(chǎn)品按照與消費(fèi)者關(guān)系的密切程度劃分為大宗農(nóng)產(chǎn)品、中間農(nóng)產(chǎn)品和消費(fèi)者導(dǎo)向農(nóng)產(chǎn)品，分別探索收入水平、收入分配的異質(zhì)性影響。

二、理論機(jī)制

從供給層面解釋國(guó)際貿(mào)易模式的研究模型，均基于位似偏好假設(shè)，即隨著收入水平的增加，消費(fèi)者對(duì)低質(zhì)量和高質(zhì)量產(chǎn)品的消費(fèi)比例不變。但在現(xiàn)實(shí)中，伴隨著收入的增加，消費(fèi)者更偏好高質(zhì)量產(chǎn)品，對(duì)低質(zhì)量產(chǎn)品的消費(fèi)比例會(huì)下降，故從需求視角[16-17]研究貿(mào)易模式，重要的前提假設(shè)是非位似偏好[18]。在非位似偏好下，消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的需求不僅取決于一國(guó)的收入水平，還取決于該國(guó)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(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

（一）封閉經(jīng)濟(jì)

封閉經(jīng)濟(jì)下，消費(fèi)者按照其收入水平可以劃分為兩類(lèi)：收入水平低于平均值的低收入消費(fèi)者P和高于平均值的高收入消費(fèi)者R。因此P類(lèi)消費(fèi)者的效用函數(shù)可以表示為：

其中：qco、qci分別表示同質(zhì)化產(chǎn)品o和差異化產(chǎn)品i的消費(fèi)數(shù)量;zi表示每種差異化產(chǎn)品i的質(zhì)量;P類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者的質(zhì)量偏好與其收入水平相關(guān)：σp=lnyp和σR=lnyR，yp和yR是P類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者的收入水平。伴隨著收入的增加，R類(lèi)消費(fèi)者的質(zhì)量偏好σR上升速率低于P類(lèi)消費(fèi)者，呈現(xiàn)出明顯的非位似偏好特征。借鑒Zweimuller（2000）[22]的方法，設(shè)P類(lèi)消費(fèi)者的占比為β，則R類(lèi)消費(fèi)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(fèi)者的平均收入;yM則表示全體消費(fèi)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(dòng)關(guān)系;以P類(lèi)消費(fèi)者為例，由效用最大化可得對(duì)產(chǎn)品i的需求量為：

其中：L表示國(guó)家規(guī)模;Np表示P類(lèi)消費(fèi)者消費(fèi)的產(chǎn)品種數(shù);pi表示產(chǎn)品i的價(jià)格;P-p=1N∫i∈Ωppidi、p=1N∫i∈Ωpzidi分別為P類(lèi)消費(fèi)者消費(fèi)的平均價(jià)格和平均質(zhì)量;Ωp為P類(lèi)消費(fèi)者的消費(fèi)產(chǎn)品集;因?yàn)镻類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者的偏好不同，所以消費(fèi)產(chǎn)品集Ωp和ΩR之間存在差異，但農(nóng)產(chǎn)品作為生活必需品，是P類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者都會(huì)消費(fèi)的產(chǎn)品，即Ωp∩ΩR=Ω*，則對(duì)集合Ω*中農(nóng)產(chǎn)品i的需求為qi=qp+qR：

廠商基于消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，并根據(jù)自己的生產(chǎn)效率針對(duì)性地進(jìn)行生產(chǎn)。當(dāng)市場(chǎng)處于均衡狀態(tài)時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)率較高的廠商面對(duì)R類(lèi)消費(fèi)者、生產(chǎn)率較低的廠商面對(duì)P類(lèi)消費(fèi)者，生產(chǎn)率處于兩者之間的則同時(shí)面對(duì)P類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者。假設(shè)廠商的邊際成本為c，邊際成本較高的廠商退出市場(chǎng)，而邊際成本較低的廠商則會(huì)選擇生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品i，此時(shí)廠商的生產(chǎn)成本為：TCi=ciqi+θz2i;在給定農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量zi的條件下，同時(shí)面對(duì)P類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者的廠商將分兩階段優(yōu)化決策，第一階段廠商通過(guò)價(jià)格決策以實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，第二階段廠商通過(guò)質(zhì)量決策追求利潤(rùn)最大化，由此可得廠商生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品的最優(yōu)質(zhì)量為①：

其中，z*i表示利潤(rùn)最大化時(shí)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量;cD是生產(chǎn)門(mén)檻成本，是在激烈的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下市場(chǎng)的邊際成本臨界值，當(dāng)c>cD時(shí)廠商退出市場(chǎng)，當(dāng)c<cD時(shí)廠商留在市場(chǎng)，當(dāng)c=cD時(shí)廠商生產(chǎn)利潤(rùn)為0。

（二）開(kāi)放經(jīng)濟(jì)

引入國(guó)際貿(mào)易后，就會(huì)產(chǎn)生貿(mào)易成本τ，封閉經(jīng)濟(jì)演變?yōu)殚_(kāi)放經(jīng)濟(jì)。假設(shè)有兩個(gè)貿(mào)易國(guó)：本國(guó)（H）和外國(guó)（F），兩國(guó)的市場(chǎng)規(guī)模分別為L(zhǎng)H和LF;則國(guó)家ll=H，F(xiàn)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品i∈Ω*的需求為：

假設(shè)廠商的出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量與本國(guó)銷(xiāo)售的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量相同，由于存在固定成本，僅生產(chǎn)率較高的廠商選擇出口，但在兩國(guó)的定價(jià)不同，同時(shí)單位農(nóng)產(chǎn)品的運(yùn)輸成本為τl，廠商的總利潤(rùn)由國(guó)內(nèi)和國(guó)外兩部分組成，所以在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中，本國(guó)廠商通過(guò)質(zhì)量決策來(lái)最大化經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)的最優(yōu)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量為：

其中：cHX表示本國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)入國(guó)外市場(chǎng)的生產(chǎn)門(mén)檻;由式（7）可知，當(dāng)本國(guó)的整體質(zhì)量偏好強(qiáng)度越大時(shí)，本國(guó)廠商出口的最優(yōu)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量也越高。同時(shí)借鑒Adam等（2012）[23]的方法，將P類(lèi)和R類(lèi)消費(fèi)者的收入水平定義為出口國(guó)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?jiàn)隨著平均收入水平的增加，出口國(guó)的整體質(zhì)量偏好也會(huì)增加，生產(chǎn)效率較高的企業(yè)在滿(mǎn)足本地需求的同時(shí)，也會(huì)選擇出口高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品。

假設(shè)1：在本地市場(chǎng)需求的作用下，出口國(guó)收入水平的增加會(huì)促進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

將公式（2）和（8）聯(lián)立，并計(jì)算整體質(zhì)量偏好對(duì)收入分配差距η的偏導(dǎo)得：

當(dāng)β>1-η，即yM<1-ηyP+ηyR時(shí)，d/dη<0，此時(shí)消費(fèi)者的平均收入水平較低，為了滿(mǎn)足溫飽需要，只能購(gòu)買(mǎi)足夠數(shù)量的中低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品。伴隨著分配不均等程度的加劇，本地市場(chǎng)上對(duì)中低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大，本國(guó)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的整體質(zhì)量偏好強(qiáng)度降低，企業(yè)出口最優(yōu)農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量也隨之降低，抑制了出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，表現(xiàn)為“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”;而當(dāng)β<1-η，即yM>1-ηyP+ηyR時(shí)，d/dη>0，此時(shí)消費(fèi)者的平均收入水平較高，大部分消費(fèi)者對(duì)正常質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)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(duì)收入水平較高，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量有著高需求，愿意為高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品支付高價(jià)，農(nóng)產(chǎn)品整體質(zhì)量偏好強(qiáng)度提升，最優(yōu)出口質(zhì)量也隨之提升，增強(qiáng)了高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，表現(xiàn)為“價(jià)格效應(yīng)”?？梢?jiàn)，在非位似偏好的假設(shè)下，伴隨著收入水平的增加，收入分配將會(huì)對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生異質(zhì)性影響。

假設(shè)2：收入分配通過(guò)“價(jià)格效應(yīng)”與“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”的耦合對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生異質(zhì)性影響，且該影響與收入水平有關(guān)?！皟r(jià)格效應(yīng)”表現(xiàn)為當(dāng)出口國(guó)收入水平較低時(shí)，收入分配差距會(huì)抑制出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí);“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”表現(xiàn)為當(dāng)出口國(guó)收入水平較高時(shí)，收入分配差距會(huì)促進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

三、模型與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

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

其中：下標(biāo)i、j、h、t分別表示出口國(guó)、出口目的國(guó)、產(chǎn)品和時(shí)間;quaijht為被解釋變量，用來(lái)表示出口農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量;pgniit表示出口國(guó)i第t年的人均收入水平;giniit表示出口國(guó)i第t年的收入分配差距;Xijt為本文的控制變量，用來(lái)控制其他影響出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的因素;μi、μj、μh、μt分別表示出口國(guó)、出口目的國(guó)、產(chǎn)品和時(shí)間固定效應(yīng);εijht則會(huì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量說(shuō)明

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

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

其中：ξjt=lnEjt-lnPjt為出口目的國(guó)-年份虛擬變量，用于控制出口目的國(guó)和時(shí)間的差異性;同時(shí)加入產(chǎn)品固定效應(yīng)ξh，用于控制不同產(chǎn)品之間的差異性;εijht=（σ-1）lnλijht即為出口產(chǎn)品h的質(zhì)量，即出口量中不能被出口價(jià)格解釋的部分。經(jīng)過(guò)上述處理后，產(chǎn)品h的質(zhì)量表達(dá)式為：δijht=lnijht=ijhtσ-1。參考Broda和Weinsteinn（2006）[25]的研究結(jié)果，將不同產(chǎn)品之間的替代彈性σ設(shè)定為4。由于不同HS4分位上的出口產(chǎn)品質(zhì)量絕對(duì)值不具有可比性，而產(chǎn)品質(zhì)量的相對(duì)值具有可比性，故我們借鑒魏浩和李曉慶（2019）[26]的方法，對(duì)產(chǎn)品h質(zhì)量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理：

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

2.核心解釋變量：收入水平pgniit，用各國(guó)人均GNI來(lái)衡量人均收入水平;收入分配giniit，用各國(guó)基尼系數(shù)來(lái)衡量收入分配差距。理論模型中收入分配會(huì)通過(guò)“價(jià)格效應(yīng)”和“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量產(chǎn)生影響，且該影響與收入水平有關(guān)[14]。因此，本文引入收入分配和人均收入水平的交互項(xiàng)，來(lái)探討收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響。

3.控制變量：本文在參考影響農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的文獻(xiàn)后[16]，選取如下的控制變量：popit為出口國(guó)人口規(guī)模，用以控制出口國(guó)的需求能力差異對(duì)出口質(zhì)量的影響;openit為出口國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放度，采用出口國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易額占GDP的比重衡量，用以控制出口國(guó)與進(jìn)口國(guó)的貿(mào)易合作難度;areait為出口國(guó)人均耕地面積，用來(lái)控制農(nóng)業(yè)資源稟賦對(duì)出口質(zhì)量的影響;distijt為貿(mào)易兩國(guó)之間的運(yùn)輸成本，用以控制運(yùn)輸成本對(duì)出口質(zhì)量的影響，借鑒文洋（2011）[27]的方法，用貿(mào)易雙方的空間距離與世界石油價(jià)格的乘積來(lái)刻畫(huà)運(yùn)輸成本;exijt為貿(mào)易兩國(guó)的相對(duì)匯率波動(dòng)（采用直接標(biāo)價(jià)法），采用美元作為中介衡量標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行換算，用以控制貿(mào)易成本和經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定因素對(duì)出口質(zhì)量的影響。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

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

本文涉及的HS4分位進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)來(lái)自CEPII-BACI的全球貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)④（HS92版本，2002—2017年）;世界各國(guó)基尼系數(shù)來(lái)自世界標(biāo)準(zhǔn)收入不平等數(shù)據(jù)庫(kù)⑤;各國(guó)人均GNI、人口數(shù)量、人均耕地面積和匯率來(lái)自WDI數(shù)據(jù)庫(kù)⑥;國(guó)家之間的距離數(shù)據(jù)來(lái)自CEPII數(shù)據(jù)庫(kù)⑦;世界石油價(jià)格數(shù)據(jù)來(lái)自美國(guó)能源信息管理局⑧。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基礎(chǔ)回歸分析

表2報(bào)告了采用多重固定效應(yīng)的OLS回歸結(jié)果，其中第（1）列僅考慮了核心解釋變量，第（2）、（3）列為加入國(guó)家層面控制變量和加入成本層面控制變量后的回歸結(jié)果，此時(shí)收入水平和收入分配的符號(hào)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(jié)果仍然穩(wěn)健。

從第（3）列結(jié)果可以看出：lnpgniit對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的總效應(yīng)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(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。在收入水平較低時(shí)，消費(fèi)者受預(yù)算限制，在“吃飽”和“吃好”之間選擇了前者，更多地購(gòu)買(mǎi)中低質(zhì)量的農(nóng)產(chǎn)品（如普通面粉、大米、帶有農(nóng)藥的水果蔬菜）來(lái)實(shí)現(xiàn)溫飽，此時(shí)本地市場(chǎng)上中低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求規(guī)模較大，在本地市場(chǎng)需求的作用下，企業(yè)出口的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量較低;但伴隨著收入水平的增加，消費(fèi)者預(yù)算寬松，將更偏好高質(zhì)量、高營(yíng)養(yǎng)和更為安全環(huán)保的農(nóng)產(chǎn)品，對(duì)這些產(chǎn)品的支付意愿也更加強(qiáng)烈，本地市場(chǎng)上高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品（如標(biāo)準(zhǔn)化蔬果、分級(jí)肉類(lèi)、面粉、散養(yǎng)雞蛋等）的需求規(guī)模隨之逐漸擴(kuò)大，企業(yè)會(huì)利用其生產(chǎn)高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)向國(guó)際市場(chǎng)出口，以獲取更多的利潤(rùn)。這就驗(yàn)證了假設(shè)1的猜想，在本地市場(chǎng)需求的作用下，出口國(guó)平均收入水平與出口產(chǎn)品質(zhì)量正向相關(guān)。

lnginiit對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的總效應(yīng)為：qualnginiit=-0.2372+0.0259lnpgniit⑨，在1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著。當(dāng)收入水平較低時(shí)，消費(fèi)者的恩格爾系數(shù)較高，對(duì)食品和農(nóng)產(chǎn)品的營(yíng)養(yǎng)和質(zhì)量訴求無(wú)從提起。此時(shí)較大的收入差距意味著低收入階層的擴(kuò)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(gòu)買(mǎi)大量的低質(zhì)量產(chǎn)品（如經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)對(duì)淀粉類(lèi)農(nóng)產(chǎn)品的需求增加），使得本地市場(chǎng)上中低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求規(guī)模擴(kuò)大。企業(yè)為了迎合本地市場(chǎng)的需求，大規(guī)模生產(chǎn)中低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品，增強(qiáng)了中低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，但卻削弱了高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，表現(xiàn)為“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”占主導(dǎo);而當(dāng)收入水平較高時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品、食品在人們的支出占比中逐漸減少，消費(fèi)者對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的需求由農(nóng)產(chǎn)品轉(zhuǎn)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(duì)收入水平較高，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求從米、面等轉(zhuǎn)向肉蛋奶海鮮產(chǎn)品，從普通產(chǎn)品轉(zhuǎn)向有機(jī)產(chǎn)品，他們?cè)敢鉃楦哔|(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品支付高價(jià)。這種需求轉(zhuǎn)嫁機(jī)制為企業(yè)提供了一定的利潤(rùn)區(qū)間[28]，在本地市場(chǎng)需求的作用下，增強(qiáng)了高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，表現(xiàn)為“價(jià)格效應(yīng)”占主導(dǎo)。這就驗(yàn)證了本文假設(shè)2的猜想，收入分配對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量呈現(xiàn)異質(zhì)性影響;當(dāng)收入水平較低時(shí)，收入分配差距過(guò)大會(huì)抑制出口質(zhì)量升級(jí)，而當(dāng)收入水平較高時(shí)，收入分配差距則會(huì)促進(jìn)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。

上述結(jié)果表明，在到達(dá)高收入之前，收入差距過(guò)大是抑制農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的變量，這可能是造成中國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量與居民平均收入水平不相匹配的原因。改革開(kāi)放后，中國(guó)的基尼系數(shù)從1978年的0.18上升到2008年的0.491，在精準(zhǔn)扶貧等一系列政策干預(yù)下2018年降至0.468⑩，但仍連續(xù)24年超過(guò)0.4的國(guó)際警戒線。收入差距大意味著收入水平兩級(jí)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(shí)際對(duì)產(chǎn)品質(zhì)量的需求差距較大，導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品企業(yè)質(zhì)量升級(jí)的動(dòng)力不足。因此，如果適度減少收入差距，擴(kuò)大“中產(chǎn)”人群的數(shù)量，將會(huì)帶動(dòng)本地市場(chǎng)對(duì)中、高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求，進(jìn)而在本地市場(chǎng)效應(yīng)下也會(huì)提升中國(guó)出口農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量水平。

另外，lnpopit的系數(shù)顯著為負(fù)，表明人口規(guī)模對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)存在抑制作用，可能的原因是在一國(guó)農(nóng)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(wèn)題，解決農(nóng)產(chǎn)品數(shù)量問(wèn)題，這顯然不利于質(zhì)量升級(jí)，尤其是當(dāng)收入水平也較低時(shí);lnareait的系數(shù)顯著為正，人均耕地面積越多的國(guó)家，在生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品時(shí)具有要素稟賦比較優(yōu)勢(shì)，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(shì)的國(guó)家，其出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量越高[29];openit的系數(shù)顯著為正，出口國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)產(chǎn)生積極影響，對(duì)外開(kāi)放程度越大，本地企業(yè)擁有更多的機(jī)會(huì)與跨國(guó)公司進(jìn)行交流合作，有利于從跨國(guó)企業(yè)的技術(shù)溢出中獲益[30]，提高出口產(chǎn)品質(zhì)量;在成本方面，lndistit的系數(shù)顯著為正，意味著運(yùn)輸成本對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量存在促進(jìn)作用，印證了“華盛頓蘋(píng)果”現(xiàn)象的存在[31];lnexijt的系數(shù)顯著為正，表明出口國(guó)本幣貶值，貿(mào)易成本降低，有利于出口農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量升級(jí)。

（二）異質(zhì)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(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響，但尚未對(duì)不同收入層次和不同產(chǎn)品類(lèi)別的影響加以區(qū)分。下文將從收入水平異質(zhì)性和產(chǎn)品異質(zhì)性角度深入探討收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響。

1.收入水平異質(zhì)性。收入水平是質(zhì)量升級(jí)的促進(jìn)因素，這種促進(jìn)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(biāo)準(zhǔn)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(jìn)一步研究在三個(gè)收入水平層面，收入水平、收入分配差距對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性影響。

表3的實(shí)證結(jié)果表明：（1）收入水平對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)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(jì)水平顯著。這表明隨著平均收入水平的提高，收入對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響力加強(qiáng)，突出表現(xiàn)在高收入人群收入對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響最大。這是因?yàn)楦呤杖肴巳焊菀捉邮招率挛?，不僅增加消費(fèi)的規(guī)模，而且提升消費(fèi)的結(jié)構(gòu)。而低收入人群則由于消費(fèi)習(xí)慣的延續(xù)性較強(qiáng)，更愿意選擇自己熟悉的產(chǎn)品[32]。（2）在低收入水平時(shí)，收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的總效應(yīng)為：qualnginiit=-0.3524+0.0353lnpgniit恒小于0B13。社會(huì)貧富差距的擴(kuò)大，使絕大多數(shù)消費(fèi)者更偏好低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品，企業(yè)在本地市場(chǎng)需求的引導(dǎo)下，增強(qiáng)了低質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，此時(shí)收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響只表現(xiàn)為“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”;在高收入水平時(shí)，總效應(yīng)為：-0.7654+0.0842lnpgniit恒大于0。表明當(dāng)處于高水平水平且收入差距較大時(shí)，更高收入者愿意為高品質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品支付高價(jià)，提升了高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的出口競(jìng)爭(zhēng)力，此時(shí)收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響只表現(xiàn)為“價(jià)格效應(yīng)”;在中等收入水平時(shí)，總效應(yīng)為：-0.4346+0.0482lnpgniit。表明隨著收入水平的增加，收入分配差距對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響由“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”向“價(jià)格效應(yīng)”轉(zhuǎn)變，因此收入水平較高的國(guó)家，相較于收入水平較低的國(guó)家，更容易從“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”過(guò)渡到“價(jià)格效應(yīng)”;（3）對(duì)于中等收入和高收入國(guó)家，對(duì)外開(kāi)放程度能顯著地促進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，而對(duì)于低收入國(guó)家，出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量并沒(méi)有從對(duì)外開(kāi)放中獲益，本地企業(yè)由于其較弱的競(jìng)爭(zhēng)力，在競(jìng)爭(zhēng)壓力逐漸增加的本地市場(chǎng)可能被迫退出。

2.產(chǎn)品異質(zhì)性。相較于其他農(nóng)產(chǎn)品（如種子，棉花等生產(chǎn)中間投入品），與消費(fèi)者生活息息相關(guān)的農(nóng)產(chǎn)品（如牛奶，肉制品等）出口質(zhì)量受需求端的影響更大。本文根據(jù)USDA全球農(nóng)業(yè)貿(mào)易系統(tǒng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，將農(nóng)產(chǎn)品分為：大宗農(nóng)產(chǎn)品、中間農(nóng)產(chǎn)品、消費(fèi)者導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品和其他相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品（主要涵蓋水產(chǎn)品）。從產(chǎn)品異質(zhì)性出發(fā)，研究收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

表4的實(shí)證結(jié)果表明：（1）收入水平對(duì)出口產(chǎn)品質(zhì)量的系數(shù)在四組產(chǎn)品異質(zhì)性方程中分別為0.3008、0.0933、0.4572和0.3251B14。表明消費(fèi)導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品的出口質(zhì)量受收入水平的影響最大，這是因?yàn)橄M(fèi)導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品其質(zhì)量與消費(fèi)者的需求直接相關(guān)，例如乳制品行業(yè)，隨著平均收入水平的上升，消費(fèi)者從消費(fèi)普通牛奶向消費(fèi)有機(jī)奶轉(zhuǎn)變，擴(kuò)大了本地市場(chǎng)上對(duì)有機(jī)奶的需求規(guī)模，提升了有機(jī)奶的出口競(jìng)爭(zhēng)力;同時(shí)中間農(nóng)產(chǎn)品的出口質(zhì)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(nóng)產(chǎn)品（如HS1101-1108、HS1501-1521等）的質(zhì)量與消費(fèi)者的需求沒(méi)有直接關(guān)系，其質(zhì)量升級(jí)主要由供給端決定，受需求端的影響較小[33]。（2）收入分配對(duì)大宗農(nóng)產(chǎn)品、消費(fèi)導(dǎo)向型農(nóng)產(chǎn)品和其他農(nóng)產(chǎn)品的總效應(yīng)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(duì)出口質(zhì)量的影響由“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”向“價(jià)格效應(yīng)”轉(zhuǎn)變的特征。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，同時(shí)也為了證明研究假說(shuō)1和2結(jié)論的穩(wěn)健性，本文從以下2個(gè)方面進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)。Verhoogen（2008）[34]利用發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，出口產(chǎn)品的質(zhì)量變化也會(huì)影響出口國(guó)的收入分布，因此收入水平、收入分配與出口產(chǎn)品質(zhì)量之間可能存在反向因果關(guān)系，導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題的產(chǎn)生。為了控制可能的內(nèi)生性，本文借鑒劉悅等（2019）[7]的方法進(jìn)行如下檢驗(yàn)：將收入分配差距（giniit）替換為滯后期的觀測(cè)值進(jìn)行回歸。此處用到的假設(shè)為，滯后期變量與當(dāng)期的殘差項(xiàng)或遺漏變量不相關(guān)，若假設(shè)成立，則可以解決內(nèi)生性問(wèn)題。同時(shí)，為了保證上述方法的穩(wěn)健性，本文進(jìn)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(jì)（2SLS）。結(jié)果每年消費(fèi)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量存在連續(xù)性，當(dāng)年消費(fèi)的質(zhì)量很可能受到之前年度消費(fèi)質(zhì)量的影響，因此本文將滯后期的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量作為解釋變量引入模型中，并采用動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)（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(jié)果。表5的回歸結(jié)果顯示，LM統(tǒng)計(jì)量和F統(tǒng)計(jì)量拒絕了工具變量不可識(shí)別和弱識(shí)別的原假設(shè)，表明工具變量與潛在的內(nèi)生變量之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性，本文選取的工具變量是較為合理的。收入水平對(duì)出口質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，而收入分配差距對(duì)出口質(zhì)量則存在異質(zhì)性影響，且該影響與收入水平有關(guān)，驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.收入水平、收入分配差距的衡量。對(duì)核心解釋變量收入水平、收入差距采用不同的度量指標(biāo)，若其結(jié)果仍然與基礎(chǔ)回歸相一致，則證明本文研究結(jié)論穩(wěn)定。對(duì)于收入水平變量，本文將基礎(chǔ)回歸中的人均可支配收入GNI替換為各出口國(guó)的人均GDP;同時(shí)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(gè)指標(biāo)來(lái)替換基礎(chǔ)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(jié)果。從表6的回歸結(jié)果可知，收入水平的提升能顯著的促進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，而收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)則存在異質(zhì)性影響，且該影響與收入水平有關(guān)，驗(yàn)證了基礎(chǔ)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

五、中介效應(yīng)分析

由前文分析可知，在本地市場(chǎng)需求的作用下，收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)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(chǎng)需求分解為需求結(jié)構(gòu)和需求規(guī)模，發(fā)現(xiàn)需求規(guī)模和結(jié)構(gòu)均會(huì)影響一國(guó)商品的出口。本文順著這一思路，選取需求結(jié)構(gòu)和需求變量作為中介變量，通過(guò)構(gòu)建中介效應(yīng)模型來(lái)揭示其背后可能的影響渠道。

1.需求結(jié)構(gòu)（inc_elaiht）。由于各國(guó)人均收入水平不同，需求偏好和結(jié)構(gòu)之間存在顯著差異，而收入需求彈性則以消費(fèi)者需求偏好為出發(fā)點(diǎn)，表示在一定時(shí)期內(nèi)，對(duì)某種商品需求量的變動(dòng)相對(duì)于收入水平變動(dòng)的反映程度，因此可以利用需求收入彈性來(lái)反映非位似偏好下的需求結(jié)構(gòu)[39]。本文借鑒Caron 等（2014）[13]、李敬子等（2020）[38]的方法，計(jì)算非位似偏好下各國(guó)消費(fèi)者對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求收入彈性：

其中：Xijh表示出口國(guó)i向出口目的國(guó)j出口產(chǎn)品h的貿(mào)易額;uih和ujh分別表示出口國(guó)、出口目的國(guó)固定效應(yīng);dijh、TCvar，ij和Bi≠j分別表示出口國(guó)i與出口目的國(guó)j之間的雙邊貿(mào)易成本、包含距離等的對(duì)稱(chēng)貿(mào)易成本和包含sps措施等的非對(duì)稱(chēng)貿(mào)易成本;jh表示出口目的國(guó)j進(jìn)口產(chǎn)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(chǎn)品h的需求收入彈性：

其中：xjh表示進(jìn)口國(guó)j進(jìn)口產(chǎn)品h的人均進(jìn)口額;pgdpj表示進(jìn)口國(guó)j的人均GDP;σh即為產(chǎn)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(guó)家層面，即可得到出口目的國(guó)j對(duì)產(chǎn)品h的需求收入彈性σjh：

接著將出口目的國(guó)j對(duì)產(chǎn)品h的需求收入彈性σjh對(duì)應(yīng)至出口國(guó)i對(duì)產(chǎn)品h的需求收入彈性σih。根據(jù)上述算法，計(jì)算了在非位似偏好下2002-2017年世界五十大農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)i對(duì)產(chǎn)品h的需求收入彈性σiht。由結(jié)果可知，不同HS編碼的產(chǎn)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(guó)家對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求收入彈性大于發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求收入彈性。

2.需求規(guī)模（productionit）。對(duì)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(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值+農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額-農(nóng)產(chǎn)品出口額作為本國(guó)農(nóng)產(chǎn)品需求規(guī)模。借鑒張國(guó)建等（2019）[41]的方法，將收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

其中：Miht為中介變量，分別表示第t年出口國(guó)i對(duì)產(chǎn)品h的需求結(jié)構(gòu)和需求規(guī)模。模型（17）用于檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品的需求結(jié)構(gòu)和需求規(guī)模是否影響了出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)以及中介效應(yīng)是否存在。

表7第（1）、（3）列分別是收入水平、收入分配對(duì)需求結(jié)構(gòu)和規(guī)模影響的檢驗(yàn);第（2）、（4）列是需求結(jié)構(gòu)和需求規(guī)模對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。表7的實(shí)證結(jié)果表明：（1）φ1在1%的水平上顯著為正，即本地市場(chǎng)需求促進(jìn)了出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，此時(shí)收入水平和收入分配的系數(shù)雖仍然顯著，但絕對(duì)值有明顯降低。這一結(jié)果表明，收入結(jié)構(gòu)的變化，將通過(guò)本地市場(chǎng)需求來(lái)影響出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)，存在中介效應(yīng);（2）比較需求結(jié)構(gòu)和需求規(guī)模的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，兩者均能顯著的促進(jìn)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。相較于需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整，同類(lèi)農(nóng)產(chǎn)品需求規(guī)模的增加對(duì)出口質(zhì)量的影響更大，這是因?yàn)橄M(fèi)者消費(fèi)新產(chǎn)品需要一個(gè)學(xué)習(xí)的過(guò)程，對(duì)新產(chǎn)品的接收是逐漸進(jìn)行的，即有學(xué)習(xí)限制的貿(mào)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(fèi)者會(huì)優(yōu)先選擇其熟悉的產(chǎn)品，而不會(huì)冒險(xiǎn)消費(fèi)更多種類(lèi)的產(chǎn)品。

六、結(jié)論與啟示

本文利用世界五十大農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)（或地區(qū)）的貿(mào)易數(shù)據(jù)，分析了收入水平、收入分配對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響及中介傳導(dǎo)機(jī)制，主要有以下三點(diǎn)發(fā)現(xiàn)：（1）收入水平的提升，使得高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品的需求規(guī)模不斷擴(kuò)大，在本地市場(chǎng)需求的作用下，促進(jìn)了出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的升級(jí)。而收入分配通過(guò)“價(jià)格效應(yīng)”與“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”的耦合對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)產(chǎn)生異質(zhì)性影響，且該影響與收入水平有關(guān);當(dāng)收入水平較低時(shí)，“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)，由于人們無(wú)法滿(mǎn)足溫飽需求，因此收入分配差距與出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān);而當(dāng)收入水平較高時(shí)，“價(jià)格效應(yīng)”占主導(dǎo)，消費(fèi)者在生存需求滿(mǎn)足后，愿意為高質(zhì)量農(nóng)產(chǎn)品支付高價(jià)，因此收入分配差距與出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量之間呈現(xiàn)正相關(guān)。（2）異質(zhì)性分析結(jié)果表明，“價(jià)格效應(yīng)”主要存在于高收入水平的經(jīng)濟(jì)體，而“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”則主要存在于低收入水平的經(jīng)濟(jì)體，同時(shí)收入分配對(duì)中間農(nóng)產(chǎn)品的出口質(zhì)量沒(méi)有顯著的影響;收入水平的變化對(duì)高收入國(guó)家、需求導(dǎo)向農(nóng)產(chǎn)品的出口質(zhì)量影響最大;對(duì)低收入國(guó)家、中間農(nóng)產(chǎn)品的出口質(zhì)量影響最小。（3）中介效應(yīng)分析結(jié)果表明，收入水平、收入差距對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的影響主要通過(guò)需求規(guī)模和需求結(jié)構(gòu)傳導(dǎo)，相較于需求結(jié)構(gòu)的調(diào)整，同類(lèi)農(nóng)產(chǎn)品需求規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)出口質(zhì)量的影響更大，這與人們的購(gòu)買(mǎi)選擇有關(guān)，人們往往選擇購(gòu)買(mǎi)自己熟悉的產(chǎn)品，而對(duì)新產(chǎn)品則是一個(gè)逐漸接受的過(guò)程。

本文研究從需求端探索了農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素，發(fā)現(xiàn)收入水平和收入分配也是農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)的強(qiáng)大動(dòng)力。若是受制于不合理的收入水平和結(jié)構(gòu)，強(qiáng)制農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)很可能會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)與需求的不匹配，因此進(jìn)一步改革并推進(jìn)收入分配制度，縮小收入分配差距顯得尤為重要。首先，通過(guò)精準(zhǔn)扶貧、調(diào)節(jié)稅收、資產(chǎn)稅等收入分配改革政策來(lái)提振內(nèi)需，擴(kuò)大中等收入群體，構(gòu)建“橄欖型”收入分配格局能有效推進(jìn)國(guó)民需求規(guī)模和結(jié)構(gòu)的升級(jí)，增強(qiáng)整體的消費(fèi)能力，助推農(nóng)產(chǎn)品“走出去”，并與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革形成協(xié)同效應(yīng)，更加有利于推動(dòng)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量升級(jí)。其次，采用公共政策，通過(guò)對(duì)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(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)過(guò)程的人力資本要素，提升出口產(chǎn)品質(zhì)量;再次，通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼、減息、小額貸款等財(cái)政和金融政策以及招商引資等增強(qiáng)貧困地區(qū)的造血能力，輔以農(nóng)產(chǎn)品區(qū)域品牌建設(shè)提高農(nóng)產(chǎn)品的出口質(zhì)量;最后，通過(guò)農(nóng)地制度、戶(hù)籍制度改革等促進(jìn)勞動(dòng)力要素的多層次流動(dòng)，優(yōu)化農(nóng)產(chǎn)品的資源配置，提高出口質(zhì)量。

注釋?zhuān)?/p>

① 具體推導(dǎo)過(guò)程，詳見(jiàn)鮑曉華和金毓（2013）[21]。

② 2002-2017年這些國(guó)家/地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品出口占世界農(nóng)產(chǎn)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(bǔ)全基尼系數(shù)缺失值，刪除部分缺失控制變量和無(wú)法計(jì)算產(chǎn)品質(zhì)量的樣本。

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

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

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

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

⑧ 數(shù)據(jù)來(lái)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(yīng)方程，發(fā)現(xiàn)總效應(yīng)先小于0，“市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)”占主導(dǎo)，后大于0，“價(jià)格效應(yīng)”占主導(dǎo)，

⑩ 數(shù)據(jù)來(lái)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(guó)人均收入水平將各國(guó)分成4類(lèi)：低收入、中低收入、中高收入、高收入。但由于低收入國(guó)家在世界五十大農(nóng)產(chǎn)品出口國(guó)中樣本量過(guò)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(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的總效應(yīng)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(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的總效應(yīng)方程，發(fā)現(xiàn)恒小于0，下同。

B14 求解方法同收入異質(zhì)性分析。

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（責(zé)任編輯：周正）