中国农产品关税减让增加了农户福利吗？

刘杜若，邓 明

(1.贵州省社会科学院 对外经济研究所，贵州 贵阳 550002；2.贵州省国家治理体系和治理能力现代化地方实践高端智库，贵州 贵阳 550002；3.厦门大学 经济学院，福建 厦门 361005)

一、问题的提出

自2001年加入WTO以来，中国认真履行关税减让承诺，关税水平不断降低，进口规模也持续增长。具体在农产品方面，2001—2011年，中国农产品平均关税率从21.00%下降至15.60%。进口关税的大幅度减让，使得中国农产品市场对外开放程度不断扩大，与此同时，国际农产品市场价格波动对中国国内消费价格所产生的冲击不断加强。在这一过程中，农民作为农产品生产经营主体之一，其收入会不可避免地受到冲击。农民不仅是农产品的生产者，还是农产品的消费者，农民对农产品的消费支出也会随着消费价格的变化而产生变动。上述两种作用叠加后，农民在贸易自由化进程中的真实收入和福利水平究竟是提升还是降低，很难直接判断。在中国不断加大开放力度，提升农业对外开放层次和水平的现实背景下，农产品进口关税减让，以及农产品进口价格变动如何影响中国农村居民家庭消费、收入和福利水平？影响有多大？对这些问题的回答具有十分重要的理论与现实意义。

在学界，农产品关税减让、进口价格变动对农村居民家庭福利水平的冲击一直是研究者关注的焦点[3]。农产品关税减让和进口价格变动会通过影响国内消费价格对农村家庭福利产生作用，影响渠道主要有两个：一是影响农村家庭的农产品消费支出；二是影响农村家庭的生产经营收入，包括农产品经营收入和工资收入两部分。围绕这样的机制，国外学者展开了大量研究。研究结论则不尽相同：部分研究认为，贸易自由化、关税减让[1]降低了贫困率，提高了居民的福利水平；另有大量研究认为，全球化、贸易开放政策、国际粮食价格变动[2]对低收入家庭福利水平的改进要高于高收入家庭，降低了家庭收入，提高了贫困率。国内类似的研究则主要发现了积极的影响：国内价格受进口价格影响显著[3]；贸易开放、关税减让降低了消费支出[4]，提高了农村家庭福利水平[5]；关税减让对低收入家庭的福利提升要高于对高收入家庭的福利提升[6]。

上述研究在相关领域作出了重要推进，但也存在着缺憾：由于中国家庭微观调查数据的可获得性不足，已有研究大多采用宏观层面统计数据进行测算，无法区分农村家庭在农产品生产和消费上的异质性，测算结果在精准性上存在一定改进空间。而基于微观数据的研究并没有针对中国福利水平较低的农村居民家庭进行。此外，国内研究多从农村家庭消费支出角度分析关税减让、进口价格变动的影响，把农村家庭生产收入也纳入考虑的研究十分少见。与已有研究相比，本文的边际贡献在于：一是充分利用家庭微观调查数据的特点，解决了已有研究采用宏观加总数据无法获取微观家庭农业生产和消费具体情况、研究结论不能精准到户的问题，使结论更加深入、可靠；二是细分了农产品种类，按蔬菜水果、粮食烟草、畜禽蛋和水产品等四个大类分别研究关税减让、进口价格变动对中国农村家庭福利的影响，而以往国内研究均将农产品视为一个整体；三是不仅研究了关税减让对农村居民家庭福利的影响，还研究了农产品进口价格对农村居民家庭福利的影响；四是研究了农产品关税减让、进口价格变动对中国不同地区、不同收入水平农村家庭福利的差异化影响。

二、研究方法

(一)农产品价格变动的福利效应分析

现有文献测算农产品价格变动对居民家庭福利的方法主要有补偿变量法、等价收入法和成本函数法。补偿变量法是最为常用的一种方法。补偿变量是指当农产品价格变动后，为了保证家庭原有福利水平不变而需要支付的货币补偿。由于农村居民家庭同时具备农产品生产者与消费者两种身份，因而还需要区分价格传导对生产经营收入和消费支出的不同影响。借鉴Singh等[7]和Deaton[8]建立的农村家庭模型，构建补偿变量CV如式(1)所示：

CV=e(p1,u0)(p1,u0)-e(p0,u0)+π(p0,w1)-π(p1,w0)

(1)

其中，e(·)为支出函数，p和w分别表示最终品消费价格和中间品价格，u为家庭效用，π(·)为家庭生产活动的利润函数。下标0和1分别表征价格冲击前后。假定短期内农村家庭收入结构、消费结构不发生变化。对式(1)进行一阶泰勒展开可得式(2)：

(2)

式(2)右边的三项分别描述了消费价格变化对农村家庭消费支出、农村家庭生产收入和劳动力等中间品投入的影响。由式(2)可得式(3)：

(3)

其中，Qi0、Si0和Xi0分别表示价格冲击前产品i的消费量、生产量和中间品投入量。将式(3)两边同时除以家庭初期收入Y0，可以得到用百分比表示的家庭福利水平变化情况，如式(4)所示：

(4)

其中，qi0、si0和xi0分别表示价格冲击前产品i的消费支出、生产收入和中间品投入占家庭收入的比例。符号 ^ 表示用百分比表示的冲击前后的价格变化。式(4)给出了由价格冲击所引致的家庭福利水平百分比变化的计算公式。

(二)关税减让与进口价格波动对国内农产品消费价格的影响

考虑到进口农产品价格变动会直接影响最终的农产品消费价格，此外，进口农产品价格变动还会影响国内农产品的生产活动及定价能力，从而间接影响最终的农产品消费价格。借鉴Nicita[1]、朱晶等[4]的设定方式，假定在只存在进口关税贸易壁垒，将国内农产品消费价格设定为式(5)：

(5)

其中，PD为国内消费价格，PP为国内生产价格，PF为进口价格，E为本币名义汇率，Tariff为进口关税税率。上标α和1-α分别表示国内农产品生产价格和完税进口价格对最终消费价格的影响程度。下标i和t分别表示农产品种类与年份。将式(5)两边取自然对数可得式(6)：

lnPDit=αlnPPit+(1-α)lnPFit+(1-α)lnEt+(1-α)ln(1+Tariffit)

(6)

当α=0时，表明进口农产品的完税进口价格对国内农产品价格的影响是完全的，完税进口价格的变动会全部传导给国内消费者；当α=1时，表明农产品的消费价格完全由国内生产价格决定。类似于经典的价格传导机制研究文献中所设定的那样，放松式(6)中右边不同影响因素前系数1-α不变的设定[9]，构建方程如式(7)所示：

lnPDit=β1lnPPit+β2lnPFit+β3lnEt+β4ln(1+Tariffit)

(7)

Nicita[1]认为，开放条件下的国内消费品价格还会受到贸易成本的影响，罗知和郭熙保[3]也认为，中国省际层面的贸易成本会影响进口价格对消费价格的作用程度。本文还考虑贸易成本通过影响进口关税对国内农产品消费价格产生的作用，在式(7)中引入贸易成本变量与进口价格、进口关税的交互项来表征进口贸易对农产品消费价格的影响。由于中国是一个有地区差异的大国，各地区的要素价格和地理条件均存在巨大差异，因而在分析中使用省际面板数据，以控制地区异质性。构建方程用以估算关税及进口产品价格对国内消费价格的影响，如式(8)所示：

lnPDirt=β0+β1lnPPirt+β2lnEt+β3lnPFit+β4ln(1+Tariffit)+β5CostrlnPFit+β6Costrln(1+Tariffit)+β7Costr+εirt

(8)

其中，下标r表示地区，β为各变量的估计系数，εirt为随机扰动项。基于式(8)，可以得到国内农产品消费价格对关税和进口农产品价格的反应弹性分别为式(9)和式(10)：

(9)

(10)

(三)农产品消费价格对家庭工资收入的影响

由进口贸易所引致的农产品国内消费价格变化，不仅对家庭售卖农产品所得产生影响，还通过影响劳动力市场，对劳动力的工资收入产生作用。因此，需就国内消费价格变化对家庭成员工资收入的影响进行评估。在Mincer[10]经典工资方程的基础上，引入农产品消费价格，方程设定如式(11)：

(11)

其中，Wage为劳动力月工资金额对数，下标i、r代表个人和省份。PD为国内农产品消费价格，下标数字1—4分别代表蔬菜水果、粮食烟草、畜禽蛋和水产品等四个大类农产品。Edu为受教育年限。Gender为性别虚拟变量，男性为0，女性为1。Age和Age2为劳动力年龄及其平方。回归同时还控制了劳动力的所在单位性质(Com)与职业特征(Career)。εir为随机扰动项。将式(9)和式(10)计算得到的国内农产品消费价格对关税和进口农产品价格的反应弹性与式(11)结合起来，即可得到关税变动和进口产品价格变动引致的工资水平变动。评估过程为：首先，利用宏观层面的数据、基于式(8)估算农产品关税减让和进口农产品价格变动对国内农产品消费价格的传导系数、程度及其对消费支出的影响；其次，结合式(9)、式(10)和式(11)估算出农产品关税减让和进口农产品价格变动对农村居民家庭工资收入的影响；最后，基于式(4)测算因农产品关税减让和进口农产品价格变动引致的消费支出变动和收入变动对家庭福利的影响。

三、数据来源与结果分析

(一)数据来源

根据前文的分析可知，分析过程既需要国家层面的关税数据，也需要地区层面的价格指数和贸易条件等数据，同时还需要家庭收入、支出和消费等个体数据。本文所考虑的地区范畴为省级地区，各地区农产品消费价格分类指数、农产品消费支出、居民消费价格指数、人民币汇率数据来自历年《中国统计年鉴》；各地区农产品产量、农产品集贸市场价格和农产品生产价格分类指数来自历年《中国农产品价格调查年鉴》；历年农产品进口额、农产品进口关税数据分别来自联合国COMTRADE数据库和世界银行WITS数据库；贸易成本变量采用各省会城市到最近港口的距离表示；进口关税采用MFN实施关税税率中的税目简单平均数据。家庭微观数据则来源于中国健康与营养调查(CHNS)。虽然中国是在2001年12月11日加入WTO的，但中国的关税是逐渐减让的，2001—2005年是中国承诺的履行减税期，因而本文使用的是2005年之后的关税数据。由于2008—2009年间中国农产品进口关税减让幅度微弱，因而没有使用2009年的数据。此外，2011年的CHNS调查中食品代码发生了改变，目前尚未见到权威的代码识别资料，因而也没有使用2011年数据，使用的是2006年的CHNS调查数据。(1)本文也采用CHNS2009年的数据进行了实证研究，但由于2008—2009年间中国农产品进口关税减让幅度微弱，导致相应结果接近于0，分析的意义与价值不大，因而最终用于分析的数据是2006年的数据。CHNS2006包括了住户调查、个人调查和膳食调查，分别提供了本文所需的家庭农产品生产收入、家庭成员工资收入和家庭农产品消费等数据。按照CHNS在2006年调查家庭农产品生产种类分组的数据特征，本文将农产品分为蔬菜水果、粮食烟草、畜禽蛋和水产品等四个大类。劳动力所在的单位性质分为国企、外企、私企和集体企业四种，在式(11)的回归中，用变量Com控制了劳动力所在单位的性质。此外，CHNS2006中职业类型共有十三类，在式(11)的回归中，用变量Career控制了劳动力职业类型。由于本文使用的是2006年的微观数据，为了使微观数据同省际层面的面板数据相匹配，选择省际数据的年份遵循两个原则：宏观数据的年份应当将2006年包含在内，省际层面的样本数据距离2006年时间间隔不宜太长。由于2003年的农产品细分价格数据不可得，最终使用的是2004—2009年的省际层面面板数据，共54个样本。采用2003年各大类农产品集贸市场价格数据表征基期消费价格。由于中国地区层面农产品生产价格数据不可得，借鉴已有研究，假设2003年生产价格为同年消费价格的1/2[11]。2004年起各年份消费价格和生产价格数据分别由基期消费价格和生产价格数据乘以消费价格分类指数和生产价格分类指数得到。在加总四大类农产品消费价格、生产价格和进口价格过程中，分别利用各农产品的家庭消费支出占比、地区生产量乘以生产价格所得到的生产额占比、进口额占比为相应权数，求出四大类农产品的加权消费价格、生产价格与进口价格。所有价格均通过消费者价格指数平减为2003年不变价。

(二)农产品关税减让、进口价格变动对国内消费价格的传导

由于农产品生产价格和农产品消费价格同属省份层面数据，因而在估计式(8)中的解释变量系数时可能存在反向因果。本文参照已有研究，采用工具变量法来提高估计的精确性，将农产品生产价格的滞后1期作为该变量的工具变量。DWH检验原假设为解释变量是外生的，若拒绝原假设说明解释变量不是外生的，回归应采用工具变量法。检验发现，除水产品的生产价格不存在内生性问题外，其他三大类农产品的模型估计均需采用工具变量法。KP rk LM检验原假设为工具变量识别不足，若拒绝原假设说明不存在工具变量识别不足问题；KP rk Wald检验原假设为工具变量弱识别，若F值大于Stock-Yogo检验临界值则拒绝原假设，说明不存在工具变量弱识别问题。KP rk LM检验和KP rk Wald F检验结果显示，本文选取的工具变量是有效的，不存在无法识别和弱工具变量问题。

基于工具变量的检验结果，采用面板数据模型与工具变量法对式(8)进行估计。联合F检验原假设为使用混合回归，若拒绝原假设说明固定效应优于混合回归；Breusch—Pagan LM检验原假设为使用混合回归，若拒绝原假设说明随机效应优于混合回归；Hausman检验原假设为使用随机效应。根据联合F检验、Breusch—Pagan LM检验和Hausman 检验的结果，对面板数据模型的混合效应、固定效应与随机效应进行选取。表1报告了各大类农产品相应检验结果与模型选取后的估计结果。其中，蔬菜水果类和水产品类由于采用固定效应模型，地区贸易成本变量在回归结果中省略。

表1结果显示，蔬菜水果类进口价格变量符号显著为负，说明当该类进口农产品价格上升时，国内消费价格会下降。这意味着，当蔬菜水果类农产品进口价格上涨时，由于国内同类产品价格较低，具有一定比较优势[12]，消费者会转而选择国内同类产品，替代了对进口农产品的需求，从而拉低了国内消费价格。这一发现与罗知和郭熙保[3]的发现类似。粮食烟草类农产品的进口价格变量符号为正，说明进口价格的上升或下降会传导至国内消费市场，并导致国内消费价格的同方向变动。可能的原因在于，一方面，烟草类产品作为致瘾性商品，其需求价格弹性较低，因而进口价格变动对消费需求影响不大；另一方面，国内粮食质量安全问题越来越受人们关注[13]，与进口粮食价格变动相比，人们更关心的是食品安全问题，即使在进口粮食价格上涨的情况下仍然会购买，从而导致了粮食国内消费价格与进口价格之间的同方向变动。这一发现与王孝松和谢申祥[14]结论一致。畜禽蛋类进口价格变量显著为负，说明该类进口产品和国产产品之间的替代性较强。这和蔬菜水果类产品情形类似，说明中国蔬菜水果及畜禽蛋类产品具有一定的竞争力[15]。进口价格对水产品的影响不显著。进口价格与贸易成本交互项均不显著，说明农产品进口价格对国内消费价格的影响不存在地区层面的差异。

表1 进口贸易对农产品消费价格的影响

注：回归采用聚类稳健标准误纠正省份层面误差的相关性；小括号内为t值，中括号内为p值；*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平。下同。

进口关税主要对蔬菜水果、水产品类的农产品产生显著影响。对蔬菜水果类而言，进口关税对国内消费价格的影响为负，说明关税减让会促使国内进口更多的蔬菜水果。由于此类产品进口价格较高，因而拉升了该类农产品的国内消费价格；对水产品而言，进口关税与贸易成本交互项的符号为正，说明进口关税减让会通过降低价格加成，使国内水产品的消费价格下降，且这一影响存在着地区层面的差异。进口关税减让对粮食烟草、畜禽蛋类农产品的影响并不显著，可能的原因在于，本文样本区间处于中国加入WTO的“过渡期”及以后，农产品关税减让的承诺已充分履行，因而进口关税对部分农产品国内消费价格的影响已不再显著。(2)还需注意的是，本文所采用的是简单平均关税率，未考虑配额外关税等对农产品价格的影响。从控制变量结果看，国内生产价格对各大类农产品国内消费价格的影响均为正，这意味着二者之间有正向传导机制。汇率上升代表本国货币贬值，从而对进口商品价格有抬升作用，不利于进口。分析结果显示，汇率对粮食烟草类产品国内消费价格的影响显著为正，对其他三类农产品国内消费价格的影响显著为负。这意味着，当人民币贬值时，尽管进口价格有所提升，但中国消费者仍然会保持对粮食烟草类进口品的需求，从而对国内消费价格产生了抬升作用；而在其他三类农产品方面，中国消费者会转而选取国内较低价格的同类产品进行替代，从而对国内消费价格产生压低作用。这一发现与前文结论是一致的。

(三)国内农产品消费价格对劳动力工资的影响

家庭工资与消费价格之间同样可能存在反向因果问题，因而在估计式(11)时同样选取四大类农产品消费价格的滞后1期作为相应农产品消费价格的工具变量。进一步地，已有研究结论显示，进口贸易对中国技能劳动力与非技能劳动力工资的影响存在差异[16]，因而本文认为农产品消费价格对不同技能水平劳动力的影响可能存在不同。基于国际上对技能分类的通用标准[17]，按职业类型对不同技能劳动力进行分组，并做分组回归。具体而言，根据CHNS2006中的职业分类，将高级专业技术工作者、一般专业技术工作者、管理者/行政官员/经理、技术工人或熟练工人等四类职业的就业者归为技能劳动力，其他九类职业的就业者归为非技能劳动力。具体的回归结果如表2所示。

注：非技能劳动力回归中职业类型共使用8个虚拟变量，技能劳动力回归中职业类型共使用3个虚拟变量。

表2中工具变量检验结果显示，工具变量是有效的，不存在不可识别和弱工具变量问题。DWH检验p值均小于0.01，说明拒绝变量是外生的原假设，需要采用工具变量法。从回归结果上看，消费价格对劳动力工资产生影响的农产品主要集中在蔬菜水果、粮食烟草和畜禽蛋三大类上，水产品消费价格对劳动力工资影响不显著。其中，蔬菜水果、粮食烟草消费价格的上升会显著提升全体劳动力的工资水平，而畜禽蛋消费价格的工资效应则相反。在对劳动力进行技能分组后，蔬菜水果消费价格的上升显著提升了非技能劳动力的工资水平。由于中国蔬菜水果类农产品的生产主要以非技能劳动力为主，当产品市场价格上涨时，雇主出于扩大生产的需要，会雇佣更多的非技能劳动力，从而对其工资有提升作用。粮食烟草消费价格上升同时提升了非技能劳动力和技能劳动力工资水平，意味着这类农产品生产对劳动力的技能水平没有明显偏好。畜禽蛋消费价格上涨则对非技能劳动力工资产生负向作用。可能的原因在于，与其他类农产品生产相比，此类农产品生产机械化程度较高[12]，当市场价格提升时，雇主更倾向于购置新的机械设备用于扩大生产，从而替代了非技能劳动力的生产参与。

控制变量中，受教育年限系数显著为正，说明教育对工人工资报酬有提升作用。年龄对工人工资的作用呈现出倒U型机制，说明随着劳动力年龄增长，劳动力市场对其需求会呈现出先增加后下降的趋势[18]。此外，女性面临着显著的性别歧视，因性别不同而导致的同工不同酬现象明显存在[19]。

(四)农产品关税减让、进口价格变动对农村家庭福利的影响

对中国农产品关税减让、进口价格变动的农村家庭福利效应进行测算需要家庭层面的生产收入、消费支出及工资收入等数据。基于此，本文对CHNS数据进行如下处理：根据家庭住户编码合并住户调查表、膳食调查表及个人调查表；剔除缺失值与异常值；加总家庭在蔬菜水果、粮食烟草、畜禽蛋及水产品等四大类农产品的销售收入及成员工资收入作为家庭总收入；根据《2002年中国食物成分表》，按食品代码变量将家庭的农产品消费量归至四大类，导入农产品消费价格数据，求得家庭在四大类农产品上的消费支出；分别用农产品销售收入、家庭成员工资收入和消费支出除以家庭总收入，得到消费支出占比、生产收入占比和工资收入占比，结果如表3所示。CHNS问卷没有报告家庭农业生产的中间品投入情况，因而无法直接测算包括劳动力在内的中间品投入受到的关税减让及进口价格冲击。本文基于地区内劳动力自由流动的假设，测得了家庭成员工资受到的关税减让及进口价格冲击。未来若有更详细的家庭微观调查数据，可就家庭农业生产的中间品投入，如种子、化肥等展开，从而得到更加精确的结果。基于表3可以看出，中国农村家庭收入的最主要来源是粮食烟草类农产品生产收入，其占比高达64.09%，其次分别是畜禽蛋、蔬菜水果和水产品。由于中国农村家庭成员结构以非技能劳动力为主，因而非技能劳动力工资占家庭收入之比大于技能劳动力工资占比。在消费方面，蔬菜水果、畜禽蛋和粮食烟草类农产品是农村家庭最主要的消费支出对象。

表3 2005年农村家庭农产品消费支出、生产收入和工资收入占比 单位：%

将上文求得的农产品关税减让、进口价格变动对消费价格的传导系数、工资的消费价格弹性和表3的结果代入式(4)，即可测得农产品进口贸易所引致的家庭福利水平变化率，结果如表4所示。

表4 2005年农产品关税减让、进口价格变动对农村家庭福利的影响 单位：%

注：对式(4)测算需要结合上文实证系数的显著性。

从加总结果看，2005年农产品关税减让、进口价格变动使得农村家庭消费支出增加，但同时使生产收入、技能工资和非技能工资也分别增加了，家庭福利补偿变量为-1.93%，说明农村家庭为维持关税减让、进口价格变动冲击之前的福利水平，仅需支付较低的货币量，家庭福利即有所改善。这一结果与朱晶等[4]的研究结论类似。从分项上看，蔬菜水果类农产品关税减让、进口价格变动对农村家庭消费支出的增加程度大于对家庭收入的提升程度，导致农村家庭福利受损；粮食烟草类农产品关税减让、进口价格变动对农村家庭消费支出的增加程度低于对家庭收入的提升程度，改善了农村家庭福利；畜禽蛋和水产品两大类农产品的关税减让和进口价格变动则使得农村家庭消费支出与生产收入双双下降。由于前者下降幅度高于后者，农村家庭净支出下降，福利有所上升。

进一步地，按照农产品种类细分讨论农产品关税减让、进口价格变动对中国农村家庭福利的影响。对于蔬菜水果类而言，2005年进口价格下降使得国内消费者扩大了对进口蔬菜水果的购买。由于进口蔬菜水果价格高于国内同类产品价格，因而该类农产品的国内消费价格有提升作用。关税减让也扩大了消费者对高价格进口蔬菜水果的需求，进一步促进了国内消费价格上涨。该类农产品国内消费价格的上涨使得中国农村家庭对该类农产品的消费支出上升了0.76%，生产收入和工资收入分别上升了0.35%和0.15%，家庭福利补偿变量为0.26%。这一结果说明，当蔬菜水果类农产品进口价格下降时，中国农村家庭要获取一笔额外收入才能保持之前的真实收入水平，家庭福利受到损害。

中国农村家庭粮食烟草类生产占比远高于消费占比，是净生产者，因而该类农产品进口价格变动方向与农村家庭福利变动方向一致。2005年粮食烟草类进口价格上升，使得国内农村家庭生产和工资收入分别增加2.24%和0.24%，大于消费支出的增加比，家庭福利补偿变量为-1.88%，说明家庭福利得到改善。此处值得引起重视的是，在粮食烟草类进口价格向下波动的其他年份，中国农村家庭生产收入下降大于消费支出下降，导致家庭福利受损。考虑到国内外粮食价格长期倒挂的现实，必须关注由国外粮食价格波动所引致的国内农村家庭福利损失问题。

畜禽蛋进口价格上升，消费者转向国内较低价格的同类产品消费，导致国内消费价格下降。由于中国农村家庭畜禽蛋生产占比低于消费支出占比，是该类农产品的净消费者，在消费支出下降0.38%的同时，农村家庭生产收入下降0.24%，工资收入上升0.11%，家庭福利补偿变量为-0.25%。这说明，当畜禽蛋类农产品进口价格上升时，国内农村家庭为维持冲击前的真实收入水平，净支出有所减少，家庭福利得到改善。结合当下社会舆论关注的进口牛肉、鸡蛋等农产品是否对国内造成冲击等热点问题，本文的发现从农村家庭微观层面提供了一种答案。

水产品关税减让通过减少进口价格加成，使国内消费价格有所下降。由于农村家庭是水产品的净消费者，消费支出下降程度高于生产收入下降程度，农村家庭福利最终得到改善。

本文还关注由农产品关税减让和进口价格变动对不同收入层次农村家庭福利的差异化影响。按照收入水平25%、50%、75%分位数对农村家庭进行分组，表5报告了测算结果。农产品关税减让、进口价格变动提高了所有分位数水平上农村家庭的福利水平。 有两点结论值得注意：第一，2005年，农产品关税减让、进口价格变动对25%分位数以下群体的福利水平有改善作用。考虑到这一收入水平及以下的农村家庭绝大多数属于贫困群体，说明中国贸易自由化进程对农村家庭具有减贫作用，这与林文和邓明[20]的结论一致。第二，收入越高的家庭，其福利水平改善程度越大，这一发现与朱晶等[4]类似。造成这一现象的原因有二：一是蔬菜水果类农产品对于收入在中位数及

表5 2005年农产品关税减让、进口价格变动对不同收入水平农村家庭福利的影响

以上水平的农村家庭福利补偿变量影响为负，说明这部分农村家庭仅需支付较冲击前更少的货币量就可以维持福利水平不变，福利水平得到改善；二是由于关税减让、进口价格变动显著提高了非技能劳动力工资和农村家庭收入，促使同时提供农产品和劳动力的这部分高收入农村家庭获益更多。考虑到家庭福利补偿变量采用占收入百分比的形式，农产品关税减让、进口价格变动对较高收入农村家庭福利的绝对增加量大于对较低收入家庭福利的绝对增加量，不同收入水平农村家庭福利水平绝对值之间的差距被拉大。

表6报告了农产品关税减让、进口价格变动对不同地区农村家庭福利水平的影响。辽宁、黑龙江、江苏、山东、河南等产粮大省的农村家庭福利水平增加率明显高于其他省份。此外，广西、湖南等农业大省的农村家庭福利水平改善程度也较大。由此可以看出，中国农产品关税减让、进口价格变动的地区间农村家庭福利效应随各地农业生产结构差异而有所不同。

表6 2005年农产品关税减让、进口价格变动对不同地区农村家庭福利水平的影响 单位：%

四、研究结论与启示

本文得到以下基本结论：第一，关税减让、进口价格变动对国内农产品消费价格有显著的传递效应，且随农产品种类不同有所差异。第二，这一作用通过农村家庭生产收入、消费支出渠道，对农村家庭真实收入与福利水平产生了明显影响。第三，关税减让和进口价格变动对中国农村家庭福利的影响存在家庭收入和所处地区两方面的差异性。随着中国开放水平和开放层次不断加深，国际市场上农产品价格波动对中国农户福利产生了不可避免的显著影响。当进口价格上涨时，国内较低价格的蔬菜水果、畜禽蛋类农产品与同类进口品相比具有一定的比较优势与替代性，从而对农村家庭福利水平有利好作用；当进口价格下跌时，国内消费者会转而选择更具有相对价格优势的进口蔬菜水果、畜禽蛋类农产品，从而对农村家庭福利水平有负向影响。而国内粮食烟草类农产品因为竞争力不足，面对进口价格冲击，国内价格只能“随波逐流”，极其不利于国内粮食安全与农户福利稳定。因此，在对外开放水平不断提高的时代背景下，必须大力培养中国农产品在质量、品牌、信誉等方面的竞争优势，从而加强中国农业、农村和农民面对国际市场价格波动时的风险抵御能力。此外，国家还应加强对中国不同地区、不同收入水平农村家庭生产、消费情况的大数据监测、公布和应用工作。这将有助于相关学者就国际农产品市场价格波动对中国农村家庭支出、收入、福利和贫困的冲击问题及时进行评估与研究，从而为提高相关产业政策与扶持救助政策的精准性、有效性提供基础性研究支撑。