农产品贸易开放减少贫困了吗——基于微观农户数据的实证研究
发布时间：2022-01-27 18:15
基于微观农户数据,本文测算出我国31个省份1996—2011年的FGT贫困指数。结合构建的农产品贸易开放指标,运用面板双固定效应模型检验了农产品贸易开放对贫困的影响,发现农产品出口显著缓解了农村地区的贫困,农产品进口对贫困减少有负面影响。分地区结果显示:农产品进口降低了南部及沿海省份农户的贫困深度和强度,但对其他省份农户仍具有不利影响。进一步检验表明:出口对农产品生产和出售会带来显著正向影响,进口则会带来不利影响。同时,农产品出口对农户贫困形成、出售收入和生产量的影响都要大于进口,总体上农产品贸易开放带来的正向作用更大。此外,农产品贸易开放会改变农户的种植结构,提高具有出口比较优势农产品的生产。相对其他省份,农产品贸易开放对南部及沿海省份更为有利。
【文章来源】：国际贸易问题. 2020,(09)北大核心CSSCI
【文章页数】：16 页
【部分图文】：
中国农产品平均名义关税率及变化
基于收益最大化，农户会根据贸易政策的变化调整其生产结构(Huang et al.,2003)。加入WTO后由于出口扩大作用，农户会改变种植结构，更多的生产具有出口比较优势的农产品。本文利用农户分配在具有出口比较农产品生产时间的变化揭示其生产结构的改变。与黄季焜等(2005)和李石新等(2005)文献类似，本文将大米、蔬菜、水果、畜产品和水产品作为我国具有出口比较优势农产品。图3是不同省份农户的出口比较优势农产品生产时间占全部农产品生产时间的比重变化。可以看出，南部及沿海省份比较优势时间占比一直高于其他省份。2002年前两类省份的比较优势时间占比一直保持平稳水平，2002年后两类省份都出现急剧上升，这一点与图2中2003年农产品出口大增情况相吻合。2004年后两类省份又出现平行发展的趋势。即使2003年前后比较优势农产品生产时间统计口径有所改变，但两类省份的比值一直大于1，表明南部及沿海省份比较优势时间占比水平一直都高于其他省份。这个比值在2002年以前保持平稳，2003年急剧上升，2004年后又进入平稳阶段，说明在加入WTO的冲击中，南部及沿海省份比较优势时间占比的提高快于其他省份。双重差分估计的有效性前提是满足平行趋势检验，否则会低估或者高估事件的效果。通过改变外生冲击年份的时间，与实验组和控制组的哑变量生成交叉项来进行验证。结果如图4所示，可以看出直到冲击1年后年份的交互项系数都在“0”以下，冲击2年后年份交互项系数都在“0”以上。这说明加入WTO对农户生产行为的改变有一年的滞后性。实验组和控制组满足平行趋势假定，可以采用双重差分模型检验农产品贸易开放对农户比较优势农产品时间占比进行分析，结果如表6所示。
双重差分估计的有效性前提是满足平行趋势检验，否则会低估或者高估事件的效果。通过改变外生冲击年份的时间，与实验组和控制组的哑变量生成交叉项来进行验证。结果如图4所示，可以看出直到冲击1年后年份的交互项系数都在“0”以下，冲击2年后年份交互项系数都在“0”以上。这说明加入WTO对农户生产行为的改变有一年的滞后性。实验组和控制组满足平行趋势假定，可以采用双重差分模型检验农产品贸易开放对农户比较优势农产品时间占比进行分析，结果如表6所示。双重差分回归结果基准模型中交互项系数在1%水平下显著为正，即相较于控制组加入WTO更显著提高了实验组农户比较优势农产品的生产时间比重。依次加入省份层面和农户家庭层面的控制变量后，该系数依旧显著为正，说明结果较稳健。由于地理条件差异南部及沿海省份劳动密集型农产品生产比重较大，农产品贸易开放进一步提高了这个比重。这表明南部及沿海省份更容易在开放中获益。
【参考文献】：
期刊论文
[1]农产品贸易、农业技术进步与农民收入——以新疆为例[J]. 王永静,刘引兄. 新疆农垦经济. 2019(09)
[2]贸易自由化与中国的城乡收入差距——基于地级城市面板数据的实证研究[J]. 王跃生,吴国锋. 国际贸易问题. 2019(04)
[3]农村劳动力外出是否有利留守家庭持久脱贫?——基于贫困脆弱性方法的实证分析[J]. 高若晨,李实. 北京师范大学学报(社会科学版). 2018(04)
[4]农产品贸易、农业技术进步与中国区域间农民收入差距[J]. 马轶群. 国际贸易问题. 2018(06)
[5]精准扶贫重在精准识别贫困人口——农村低保政策的瞄准效果分析[J]. 朱梦冰,李实. 中国社会科学. 2017(09)
[6]中国村级组织运转特征、影响因素及区域差异——基于1995-2013年的实证[J]. 彭小辉,史清华. 社会科学. 2017(05)
[7]中国农村贫困标准与贫困监测[J]. 鲜祖德,王萍萍,吴伟. 统计研究. 2016(09)
[8]贫困缺口总指数的构造、分解与应用[J]. 徐映梅,张提. 统计研究. 2016(07)
[9]农民工福利贫困按功能性活动的变动分解:以上海为例[J]. 袁方,史清华,卓建伟. 中国软科学. 2014(07)
[10]贸易开放、地区收入差距与贫困:基于CHNS数据的经验研究[J]. 曾国彪,姜凌. 国际贸易问题. 2014(03)
本文编号：3612861
【文章来源】：国际贸易问题. 2020,(09)北大核心CSSCI
【文章页数】：16 页
【部分图文】：
中国农产品平均名义关税率及变化
基于收益最大化，农户会根据贸易政策的变化调整其生产结构(Huang et al.,2003)。加入WTO后由于出口扩大作用，农户会改变种植结构，更多的生产具有出口比较优势的农产品。本文利用农户分配在具有出口比较农产品生产时间的变化揭示其生产结构的改变。与黄季焜等(2005)和李石新等(2005)文献类似，本文将大米、蔬菜、水果、畜产品和水产品作为我国具有出口比较优势农产品。图3是不同省份农户的出口比较优势农产品生产时间占全部农产品生产时间的比重变化。可以看出，南部及沿海省份比较优势时间占比一直高于其他省份。2002年前两类省份的比较优势时间占比一直保持平稳水平，2002年后两类省份都出现急剧上升，这一点与图2中2003年农产品出口大增情况相吻合。2004年后两类省份又出现平行发展的趋势。即使2003年前后比较优势农产品生产时间统计口径有所改变，但两类省份的比值一直大于1，表明南部及沿海省份比较优势时间占比水平一直都高于其他省份。这个比值在2002年以前保持平稳，2003年急剧上升，2004年后又进入平稳阶段，说明在加入WTO的冲击中，南部及沿海省份比较优势时间占比的提高快于其他省份。双重差分估计的有效性前提是满足平行趋势检验，否则会低估或者高估事件的效果。通过改变外生冲击年份的时间，与实验组和控制组的哑变量生成交叉项来进行验证。结果如图4所示，可以看出直到冲击1年后年份的交互项系数都在“0”以下，冲击2年后年份交互项系数都在“0”以上。这说明加入WTO对农户生产行为的改变有一年的滞后性。实验组和控制组满足平行趋势假定，可以采用双重差分模型检验农产品贸易开放对农户比较优势农产品时间占比进行分析，结果如表6所示。
双重差分估计的有效性前提是满足平行趋势检验，否则会低估或者高估事件的效果。通过改变外生冲击年份的时间，与实验组和控制组的哑变量生成交叉项来进行验证。结果如图4所示，可以看出直到冲击1年后年份的交互项系数都在“0”以下，冲击2年后年份交互项系数都在“0”以上。这说明加入WTO对农户生产行为的改变有一年的滞后性。实验组和控制组满足平行趋势假定，可以采用双重差分模型检验农产品贸易开放对农户比较优势农产品时间占比进行分析，结果如表6所示。双重差分回归结果基准模型中交互项系数在1%水平下显著为正，即相较于控制组加入WTO更显著提高了实验组农户比较优势农产品的生产时间比重。依次加入省份层面和农户家庭层面的控制变量后，该系数依旧显著为正，说明结果较稳健。由于地理条件差异南部及沿海省份劳动密集型农产品生产比重较大，农产品贸易开放进一步提高了这个比重。这表明南部及沿海省份更容易在开放中获益。
【参考文献】：
期刊论文
[1]农产品贸易、农业技术进步与农民收入——以新疆为例[J]. 王永静,刘引兄. 新疆农垦经济. 2019(09)
[2]贸易自由化与中国的城乡收入差距——基于地级城市面板数据的实证研究[J]. 王跃生,吴国锋. 国际贸易问题. 2019(04)
[3]农村劳动力外出是否有利留守家庭持久脱贫?——基于贫困脆弱性方法的实证分析[J]. 高若晨,李实. 北京师范大学学报(社会科学版). 2018(04)
[4]农产品贸易、农业技术进步与中国区域间农民收入差距[J]. 马轶群. 国际贸易问题. 2018(06)
[5]精准扶贫重在精准识别贫困人口——农村低保政策的瞄准效果分析[J]. 朱梦冰,李实. 中国社会科学. 2017(09)
[6]中国村级组织运转特征、影响因素及区域差异——基于1995-2013年的实证[J]. 彭小辉,史清华. 社会科学. 2017(05)
[7]中国农村贫困标准与贫困监测[J]. 鲜祖德,王萍萍,吴伟. 统计研究. 2016(09)
[8]贫困缺口总指数的构造、分解与应用[J]. 徐映梅,张提. 统计研究. 2016(07)
[9]农民工福利贫困按功能性活动的变动分解:以上海为例[J]. 袁方,史清华,卓建伟. 中国软科学. 2014(07)
[10]贸易开放、地区收入差距与贫困:基于CHNS数据的经验研究[J]. 曾国彪,姜凌. 国际贸易问题. 2014(03)
本文编号：3612861
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