農產品出口與農業經濟增長

毋煒瑋　李雪艷

摘要：根據協整分析技術、Granger因果檢驗方法和誤差修正模型，利用新疆1991—2006年的數據，對農產品出口與農業經濟增長之間的關系進行了實證分析。結果表明，新疆農產品出口總額與農業經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系，農產品出口增長與農業經濟增長之間存在單向Granger因果關系，即農產品出口是農業經濟增長的原因，而農業經濟增長并不是農產品出口的原因。

關鍵詞：農產品出口；農業經濟增長；協整；因果檢驗

中圖分類號：F572.62文獻標志碼：Ａ文章編號：１６７３－２９１Ｘ（２００9）02－０163－02

改革開放30年以來，新疆農產品出口貿易得到了快速發展。1991年農產品出口額10.92億元，2000年達到27.86億元。2001年加入WTO后，新疆農產品出口貿易進一步發展，到2006年達到38.28億元，增幅達251%。與此同時，新疆的農業經濟保持了較高速度的增長，包括農、林、漁業在內的第一產業總值從1991年的112億元躍增到2006年的528億元，增幅達371%。新疆農產品出口貿易與農業經濟增長的速度令世人矚目，二者的互動關系尤其是農產品出口貿易對農業經濟增長的促進作用值得深入研究。本文借助計量經濟學的協整分析方法和Granger因果檢驗，對新疆現有統計資料進行分析，通過實證結論來揭示農產品總出口與農業經濟增長的內在相關性，從而客觀評價農產品出口貿易對增加農民收入的影響。

1 數據的選擇

本文分析所使用的樣本取自1991—2006年的年度數據，數據來源于《新疆統計年鑒五十年》和《新疆統計年鑒2007》，農產品出口額根據當年匯率水平折算為以人民幣為計價單位的貿易額。根據可獲得的數據資料，我們用第一產業GDP的統計數據代表農業經濟，以符號Y表示；新疆農產品出口貿易涵蓋了食品及主要供食用的活動物、飲料及煙草、非食用原料、動物油脂及臘四項內容，以符號X1表示。為消除數據中可能存在的異方差，各變量進行對數變換，變換后不影響變量之間的關系，變量的對數形式表示為LnY，LnX1。

2 實證分析

2.1 變量的平穩性檢驗

由于是時間序列模型，為了避免偽回歸的產生，需要在回歸分析之前對經濟變量進行平穩性檢驗，本文采用ADF即擴展的迪基—富勒檢驗法，我們可以得出如表1的結果。

由表1的檢驗結果可以看出，原水平序列LnY和LnX1的ADF值均大于10%置信水平的臨界值，表現出非平穩；但它們各自的一階差分序列DLnY，DLnX1的ADF值均小于10%置信水平的臨界值，表現出平穩的特征，即LnY和LnX1都是一階單整過程，換言之，它們均為非平穩的時間序列，因此，不能夠用傳統的回歸分析來構建模型，為此，使用協整理論來研究它們之間的長期均衡關系。

2.2 協整檢驗

協整檢驗的基本思想是：兩個（或兩個以上）非平穩的時間序列，若它們是同階單整的，則變量之間的某種線性組合可能是平穩的，即變量之間可能存在著長期穩定的均衡關系。通常有兩種方法用來檢驗變量之間的協整關系，一種是EG兩步法；一種是Johansen極大似然估計法。采用EG兩步法，樣本容量必須充分大，否則得到的協整參數估計量將是有偏的，而且樣本容量越小，偏差越大。本文中用于分析的有效樣本相對較小，故為克服小樣本條件下EG兩步法參數估計的不足，本文采用Johansen極大似然估計法對變量進行協整檢驗。

在進行檢驗之前，首先對建立的VAR系統確立合理的滯后期，這里根據無約束VAR模型的殘差分析和AIC準則確定其最優滯后期為2，由于協整檢驗選擇的滯后階數等于無約束VAR模型的最優滯后階數減1，因此，協整檢驗的最優滯后階數為1。對LnY和LnX1的長期關系進行檢驗，檢驗結果如表2。

從表2可以看出，當Ho：r=0時,似然比統計量的值為22.62987,大于5%顯著水平的臨界值15.41，所以拒絕零假設Ho：r=0，即認為LnY和LnX1之間存在協整關系；接下來進一步檢驗，因為r≤1時，似然比統計量等于0.433503，小于臨界值3.76，所以接受零假設r≤1，因此，在5%的顯著水平上，變量之間有且僅有一個協整關系，對應的協整回歸方程為：

LnY=0.6073LnX1+3.7293+μt

（2.1558） （4.4383）

對殘差項μt進行單位根檢驗的結果說明：ADF的統計量小于5%置信水平的臨界值，序列項μt是平穩的。因此，農產品出口與農業經濟增長之間存在一種長期穩定關系。

根據Granger定理，如果非平穩的變量之間存在協整關系，則可以建立誤差修正模型，在上述協整分析的基礎上，建立農產品出口與農業經濟增長之間的誤差修正模型（ECM）為：

ΔY=0.0979+0.0439*ΔX1-0.1744*Et-1

（3.0619）（1.5669）（2.0764）

該誤差修正模型中,各變量的系數都通過了t檢驗，且誤差修正項ECM的回歸系數為負值,符合反向修正機制。從誤差修正模型可以看出，短期內X1的變化將引起Y同方向變化,如果X1變化1%將引起Y變動0.04%；長期來看，如果本期的X1偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有17.44%得到修正。

2.3 Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果證明了新疆農產品出口與農業經濟增長間存在長期穩定的均衡關系,但這種均衡關系是否構成因果關系,還需進一步檢驗。本文借助Granger提出的因果關系檢驗方法對這一問題進行分析。Granger因果關系檢驗基于系統向量自回歸（VAR）來定義，假定每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。檢驗中涉及到滯后階的選取，根據赤池信息準則（AIC）確定各變量的滯后階數。對各變量的Granger因果關系檢驗如表3所示。

從表3的檢驗結果可以看出，檢驗結果拒絕了LnX1不是LnY的Granger原因的零假設，接受了LnY不是LnX1的Granger原因的零假設，表明農產品出口貿易是農業經濟增長的格蘭杰原因，而農業經濟增長推動農產品出口并沒有得到經驗證據的支持。可見20世紀90年代以來，新疆的農產品出口貿易與經濟增長之間存在一種單向的因果關系，即新疆的農產品出口屬于出口導向型。

3 結論及建議

從總體上看，新疆農產品出口貿易和農業經濟增長之間存在一種長期穩定的均衡關系，在這種均衡關系中，農產品出口的產出彈性為0.6，表明農產品出口每增長1%，將促進農業經濟增長0.6%。由于受上年農業經濟增長和農產品出口的影響,農業經濟增長的實際值將偏離其長期均衡值,那么在下一年里,這種偏離度將大約有17.44%得到修正。農產品出口貿易是農業經濟增長的格蘭杰原因，而農業經濟增長推動農產品出口并沒有得到數據的支持，這說明新疆農業經濟的快速增長還沒有實現對農產品出口增長的規模經濟效應，農產品出口增長在很大程度上是由對外經濟政策決定的。

綜合以上的研究結論，可以得出如下政策建議：

要進一步重視農產品出口貿易對農業經濟增長的積極促進作用，在當前農民增收困難的情況下，更應重視其在提高農民收入上的獨特作用，積極采取措施擴大農產品出口貿易，繼續發揮和提高其對農業經濟增長的貢獻。

充分發揮新疆農業的比較優勢,繼續擴大蔬菜水果，食用動物產品等勞動密集型農產品出口，抓住當前有利時機，增強競爭實力，迎接農業國際化的挑戰。一方面，應增加對農業科研部門和農民教育培訓的投入，以科技進步提高農產品的比較優勢和國際競爭力，提高農產品的技術含量和質量水平，從而破除國外對中國農產品出口的技術壁壘。另一方面，應開拓國際出口市場，實施市場多元化戰略。新疆具有得天獨厚的地緣條件，但是，由于制度僵化，市場分散,地理位置又遠離交易地點，交易效率遠低于東部地區，影響建立農產品出口的穩定增長機制，也限制了地區農產品比較優勢形成和提高。因此，要大力拓展農產品貿易的市場空間，調整和改善農產品貿易的市場結構，實施全球貿易戰略，長久擴大農產品出口規模，帶動農業經濟的發展和農民收入的持續增長，從而持久穩定地推動新疆經濟的增長。

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[責任編輯 張凌]