生產性服務業對農產品出口的貿易效應研究——江蘇省發展生產性服務業的實證分析

李進才

（江蘇信息職業技術學院工商管理系，江蘇 無錫 214153）

“十二五”時期，“三農”問題的解決是江蘇基本實現“全面建成更高水平的小康社會”的經濟社會發展總體目標的關鍵因素之一。“三農”問題的核心之一就是要建立現代農業產業。在經濟全球化背景下，農產品出口貿易是實現農民收入增長的重要手段。

江蘇是農業大省，也是農產品出口的大省之一，農產品出口額在全國處于前列。2011年江蘇農產品出口額達出口28.12億美元，同比增長11.5%，進口額為107.14億美元，同比增長17.5%，進出口總額達135.27億美元，農產品出口成為江蘇省經濟發展的重大支撐點。

一、文獻綜述

生產性服務業這一概念最早是由布朗寧和辛格曼在1975年對服務業進行功能性分類時提出的。他們認為生產性服務業包括金融、保險、法律、工商服務、經紀等具有知識密集和為客戶提供專門性服務的行業。

研究表明生產性服務業和制造業表現出越來越緊密的相互融合，但生產性服務業與現代農業的相互融合還不緊密，尚處于起步階段。因此只有少數學者進行了相關性研究。Kenneth A.Reiner探討了生產性服務作為直接投入對于農業的影響1。Postner H..Harry對加拿大 1967-1977年的統計數據進行研究，結果顯示農業對服務業的消耗率呈現持續增長的趨勢。國內學者也有部分學者進行了類似研究。李啟平（2008）初步探討了生產性服務業對中國農業產業化、專業化和市場化的影響，以及傳統農業向現代農業轉型過程中對現代服務業的多樣性需求2。聞海燕（2008）分析了浙江農業生產性服務業發展的現狀特點,認為浙江省生產性服務業與農業生產融合的特征還不是很明顯,但卻是一個良好的開端3。王輝（2010）就農業生產性服務業發展進行了研究。潘正（2011）運用脈沖響應函數方法，考察了廣東省農業與生產性服務業的長期動態影響特征。郝愛民（2011）分別對我國農業生產性服務業對農業產業結構調整、農民增收和農業效率的影響進行實證研究。還沒有學者研究江蘇生產性服務業與農產品出口貿易的互動效應。

二、變量選擇、數據來源

農產品出口貿易總額（EX）：采用江蘇省農產品出口貿易總額作為變量，依據是其反映了江蘇省農產品出口貿易的發展狀況。

生產者性服務業（SERV）：采用江蘇省生產性服務業的增加值作為變量，依據是生產性服務業的增加值能夠反映江蘇省生產性服務業的發展水平。由于沒有生產性服務業現成數據，生產性服務業囊括運輸郵電業、金融保險業、房地產業、社會服務業和科學研究綜合技術服務業等行業，所以以這些行業的增加值加總算得生產者服務業的總增加值。

本文考慮到數據的完整性和權威性，數據均來自1994~2010各年度的《江蘇省統計年鑒》或對其中數據整理計算所得。為消除匯率的影響，用當年人民幣兌美元匯率（中間價）將農產品出口總額折算成人民幣。為剔除物價因素的影響，對農產品出口貿易總額和生產性服務業增加值，采用以1994年為基期(1994=100)的商品零售價格指數進行價格平減；同時，為了保證數據的平穩性和消除數據可能存在的異方差問題，分別對兩個變量取自然對數，記為LnEX、LnSERV。

三、江蘇農產品出口貿易與生產性服務業的長期效應

（一）單位根檢驗（ADF檢驗）

數據的平穩是對時間序列進行有效計量分析的基礎。為了避免出現偽回歸，需對各個變量進行平穩性檢驗。本文借助EVIEWS6.0軟件，運用ADF單位根檢驗法對各變量以及它們的一階差分進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1所示。

注:檢驗類型(C、T、K)分別指是否有截距、時間趨勢和滯后期數，△是變量序列的一階差分符號

通過表1可以看出，江蘇省農產品出口貿易與生產性服務業的原對數序列在5%的顯著性水平下均存在單位根，即都是非平穩的。而經過一階差分后，ADF檢驗值均小于顯著水平為 5%的臨界值，都通過了平穩性檢驗，即不存在單位根，這表明兩個序列、都是一階單整時間序列。

（二）協整檢驗

為了探索變量之間是否存在長期穩定的關系，需要對模型進行Johansen協整檢驗。在Johansen協整檢驗之前，首先應確定一個合理的滯后階數，以防出現偽協整最優滯后階數。本文根據 AIC最小準則選取最優滯后期為2，故選擇VAR（2）模型。然后采用 Johansen檢驗對兩個變量時間序列進行協整檢驗，具體檢驗結果如表2。

注*表示在1%顯著性水平上拒絕原假設。

在 5%的顯著性水平下，兩個變量之間存在至少一個協整關系，即在 95%的概率度下，有理由相信江蘇農產品出口貿易與生產性服務業之間存在長期均衡關系，且有顯著的正相關性。對協整向量進行標準，其中一個協整方程為:

協整方程表明,從長期看，江蘇生產性服務業與農產品出口貿易呈正相關，即江蘇生產性服務業增加一個單位將促進江蘇農產品出口貿易增長0.458612個單位，可見，長期看來江蘇生產性服務業對江蘇農產品出口貿易增長有顯著影響。只是這種關系當前看來不顯著，說明生產性服務業的發展還不完善，對農產品出口貿易的推動作用還沒有完全顯現。

（三）Granger因果關系檢驗

上述協整關系檢驗顯示，江蘇生產性服務業與農產品出口貿易之間存在著長期穩定的相互依賴關系，這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。

根據表4顯示：在5%的顯著水平下，當滯后期為1期和2期時，江蘇生產性服務業是農產品出口貿易的Granger原因，而農產品出口貿易不是生產性服務業的Granger原因，說明生產性服務業的發展對農產品出口貿易有促進作用，但是這種作用是單向的。

四、江蘇農產品出口貿易與生產性服務業的短期效應

（一）向量誤差修正模型

協整分析只能說明江蘇生產性服務業與江蘇農產品出口貿易之間存在一種長期均衡關系，實際上江蘇生產性服務業與江蘇農產品出口貿易之間的正相關關系可能是因為江蘇生產性服務業的增長促進了江蘇農產品出口貿易的上升，也可能是江蘇農產品出口貿易的上漲帶動服務業發展，進而推動了江蘇生產性服務業的增加。為了說明江蘇生產性服務業與江蘇農產品出口貿易之間的相互關系，基于變量之間存在的協整關系，進一步建立短期波動與長期均衡聯系在一起的矢量誤差修正模型（VEC），對江蘇生產性服務業與江蘇農產品出口貿易進行Granger因果關系檢驗，從而進一步明確它們之間存在的影響是正向、逆向、抑或是雙向的。

利用向量組變量可得到描述江蘇生產性服務業與江蘇農產品出口貿易短期調整與長期均衡關系的向量誤差修正項的形式為:

根據上述江蘇農產品出口貿易增長率的短期模型結果顯示，農產品出口貿易的短期波動可分為兩部分：農產品出口貿易自身和江蘇生產性服務業的波動。江蘇生產性服務業的變動(短期波動成分)對當期農產品出口貿易增長的作用為正，說明呈正相關。誤差修正項的系數比較小（0.912），這表明農產品出口貿易向長期均衡狀態調整的速度是比較緩慢的。也就是說，若出現偏離長期均衡方程的情況，農產品出口貿易重新回歸到長期均衡方程的速度將會比較緩慢，即長期穩定關系的失衡對農產品出口貿易的影響不大。

分析了生產性服務業對農產品出口貿易的短期影響模型后，我們也反過來研究農產品出口貿易對生產性服務業會產生什么樣的影響。

根據上述江蘇生產性服務業增長率的短期模型結果判斷，江蘇生產性服務業的短期波動可分為兩部分：江蘇生產性服務業自身和農產品出口貿易的波動。農產品出口貿易的變動(短期波動成分)對當期生產性服務業的作用為負，呈負相關，表明農產品出口貿易對江蘇生產性服務業在短期看來起一定的阻礙作用，但它們的關系并不敏感，這種阻礙作用很有限（系數只有-0.132）。另外，長期穩定關系失衡對江蘇生產性服務業的影響也比較微弱。

（二）脈沖響應與方差分解

脈沖響應函數是用來衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對其他變量當前與未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫變量之間的動態交互作用。

從圖1可看出，生產性服務業對農產品出口貿易的沖擊一直存在正向效應，這種正向效應在初期呈遞增態勢,在第二期達到最高值，之后在長期內趨于緩慢增長態勢。這說明在長期內一個正的生產性服務業的沖擊會增加農產品出口貿易———這與前面的協整分析結果相吻合。這一結論有顯著的政策含義，即長期相對持續穩定的生產性服務業政策有利于農產品出口貿易的增長。另外可以看出，農產品出口貿易對生產性服務業的沖擊一直比較微弱，趨于0，說明農產品出口貿易并沒有效推動生產性服務業。

（三）方差分解

為了更進一步研究江蘇生產性服務業對農產品出口貿易的影響程度，利用方差分解技術對、進行測算，以分析各個變量變化的貢獻率，了解二者之間相互影響的重要程度。方差分解的結果如表4所示。

從表4可看出，農產品出口貿易的波動在第1年受自身波動的影響比較多，解釋了63%的波動，隨后生產性服務業對農產品出口貿易波動的沖擊（即對預測誤差的貢獻度）顯現出來且呈遞增態勢，到第10年時已解釋了86.64%的農產品出口貿易波動，與上述脈沖響應函數分析結果基本一致。

五、結論及建議

本文利用協整分析方法、Granger因果關系檢驗、向量誤差修正模型、脈沖響應函數和方差分解方法，對江蘇生產性服務業與農產品出口貿易的關系進行了實證分析。協整分析表明江蘇生產性服務業與農產品出口貿易之間存在長期穩定的均衡關系，且呈正相關關系，只是這種關系不夠顯著，說明江蘇省生產性服務業發展不夠完善，對農產品出口貿易的推動作用還沒有完全顯現。Granger因果關系檢驗顯示江蘇生產性服務業是農產品出口貿易的Granger因果。向量誤差修正模型、脈沖響應函數和方差分解方法進一步說明在短期內，江蘇生產性服務業對農產品出口貿易的沖擊存在正向作用和遞增趨勢。

上述結論對制定相關農業政策具有重要的參考意義，根據生產性服務業與農產品出口貿易的內在聯系，促進生產性服務業與農產品出口貿易的良性互動，應從以下幾個方面進行改進：一是要創新體制機制，構建適宜生產性服務業發展的環境，推進農業生產性服務業的集聚發展，調動農民積極性，增加農業生產性服務的投入4。二是要促進城鄉服務業統籌發展，提高農業生產性服務業市場化程度，提高農業生產性服務業供給水平。三是要強化農村服務業發展的科技創新和人力資本支撐鼓勵農業生產性服務企業應用信息技術,實現信息管理網絡化,大力發展電子商務,開發農業生產性服務業發展需要的基礎技術。

[1]李啟平.生產性服務業與農業的互動發展：基于投入產出表的分析[J].科技進步與對策,2009,(13)：73～75.

[2]潘正，王曉飛.農業與生產性服務業互動關系的實證研究——以廣東為例[J].廣東農業科學，2011，(19)：164～166

[3]楊杰.中國生產性服務業與農業效率提升的關系研究——基于Malmquist指數中國省際面板數據的實證分析 [J].山東經濟，2010，(5)：29～33.

[4]郝愛民.農業生產性服務業對農業的影響——基于省級面板數據的研究[J].財貿經濟， 2011，(7)：97～102.

[5]聞海燕.浙江省農業生產性服務業發展研究[J].科技與經濟，2008，(3)：41～44.

[6]陳燦煌.基于VAR模型的我國農產品出口與農民收入的關系研究[J].技術經濟，2011，(3)：104-107.