農產品對外貿易與湖北省農業經濟增長的關系

2014-07-21 18:53:45王靜馮中朝冷博峰

湖北農業科學 2014年3期

王靜+馮中朝+冷博峰

摘要：以湖北省1981-2008年的相關數據為樣本，運用統計分析與計量分析方法，研究農產品進出口貿易與農業經濟增長的關系。結果表明，農產品出口對于湖北省農業經濟增長具有顯著的促進作用，但經濟增長不能帶動出口的增加，二者呈單向因果關系；農產品進口對于湖北省農業經濟增長具有一定的抑制作用，而湖北省農業經濟增長卻帶動了農產品進口的增加，二者也呈單向因果關系；從長期來看，湖北省農業生產總值與農產品出口、進口存在協整關系，即三者存在著長期的穩定關系，三者步調基本一致。

關鍵詞：農產品對外貿易；農業經濟增長；因果關系；湖北省

中圖分類號：F752；F320；F224 文獻標識碼：A 文章編號：0439-8114（2014）03-0718-05

湖北省自改革開放以來，農業經濟不斷高速增長，農產品進出口貿易額顯著提高。1982年湖北省農業（第一產業）生產總值僅為87億元， 2008年已達到1 787億元。湖北省人均農業生產總值1981年僅為466.32元/人，而2008年已增長至19 860.00元/人，人均農業生產總值平均增速約為718.28元/年。與此同時，農產品進出口總額也顯著提高，1981年農產品進出口總額僅為3.53億美元，1987年開始突破10億美元，達到11.15億美元。加入世貿組織后，增長更是迅猛，2002年為39.55億美元，2007年為148.58億美元，2008年為205.67億美元，平均增速為23.73億美元/年。對外貿易的功能之一是推動地區經濟的增長，但是不同的地區，對外貿易對于本地區經濟增長的影響程度會有所不同。大多數學者的研究結論是，對外貿易可以顯著促進本地區或國家的經濟增長，尤其是出口貿易。湖北省作為我國中部地區的農業大省，農業生產總值和對外貿易額都在顯著增長。從其總體趨勢來看，變動方向和步調都基本一致，而到底農產品進出口貿易能否推動湖北省農業經濟增長？假如有影響，影響程度又為多大？根據影響程度，湖北省應如何調節農產品對外貿易結構并制定相應政策？本文將利用1981-2008年湖北省農業經濟相關數據進行統計分析與計量分析，并對結果進行分析與討論。

1 文獻綜述

近20年以來，關于進出口貿易與經濟增長關系的研究層出不窮，結論也大相徑庭。部分學者認為貿易可促進經濟發展，如Feder[1]通過研究影響經濟增長的因素，發現出口可以促進經濟增長，即支持了出口導向經濟增長（ELG）假設；Dollar[2]運用回歸分析的方法分析92個國家1976-1985年的經濟數據，也得出出口貿易可以促進經濟增長；Bayoumi等[3]采用MULTMOD計量經濟學模型，通過研究發展中國家貿易與GDP增長的關系，認為發展中國家的對外貿易可以極大地促進其經濟增長。但也有學者認為貿易并不能促進經濟增長，甚至呈負相關[4]。

關于我國對外貿易與經濟增長的關系問題，國內學者也做了大量的研究。沈程翔[5]采用向量自回歸、Granger因果關系檢驗等計量方法，通過分析我國1977-1998年的年度數據，得出我國的出口貿易與經濟增長存在雙向的因果關系。劉小鵬[6]運用協整檢驗和誤差修正模型證明了進口可以促進經濟的增長。陳龍江等[7]采用出口擴展型總量生產函數模型，分析我國1981-2003年的相關數據，認為加入WTO后的幾年，農產品外貿對農業經濟增長的貢獻率越來越大。胡求光[8]利用1981-2005年浙江省對外貿易與農業生產總值數據進行實證分析，得出浙江省農產品進出口貿易對浙江省農業經濟增長有顯著的促進作用，并提出了浙江應建立農產品出口導向型的農業發展策略。張麗華[9]通過對湖北省1981-2006年的相關數據進行統計分析和計量分析，發現湖北省經濟增長與進口呈單向因果關系，與出口則沒有顯著的因果關系。

總結現有的研究，其研究區域和對象廣泛，涉及世界層面、國家層面、我國東部沿海省份的經濟增長層面；分析方法不斷改進，從起初的簡單回歸分析到目前的協整分析、方差分解、誤差修正模型與因果關系檢驗，等等。然而，不同的地域，不同的方法，最后研究的結論也有所區別。湖北省作為我國中部地區的農業大省，農產品對外貿易與農業經濟增長的關系研究卻寥寥無幾，本研究就利用現有研究方法更為系統、全面地分析了湖北省農產品進出口貿易與農業生產總值的關系。

2 湖北省農產品對外貿易與農業經濟增長關系的計量分析

2.1 數據來源和相關性檢驗

本研究的原始數據來自《湖北省統計年鑒（1982-2011）》、《新中國60年統計資料匯編》、商務部《中國農產品進出口月度統計報告》、《中國貿易外經統計年鑒2010》、《湖北省國民經濟和社會發展統計公報》等。采用第一產業生產總值代表農業生產總值（Y），并用商品零售價格指數（以1981年為基期）進行調整，以消除價格因素的影響，將其作為被解釋變量。采用農產品出口總額（EX）、農產品進口總額（IM）來反映農產品對外貿易狀況，作為解釋變量。對3個變量取對數形式，以消除時間序列中存在的異方差現象，并在不改變原有協整關系的情況下，使其趨勢線性化，分別用lnY、lnEX、lnIM表示，其相應的一階差分為lnY、lnEX、lnIM。從圖1可以看出，變量lnY、lnEX、lnIM呈現不斷增長趨勢，且變動方向和步調基本一致，說明三者之間存在較強的相關關系。利用Eviews 5.0軟件得到它們的相關系數（表1），進一步解釋了三者之間的相關性。

將3個變量進行一階差分后，發現它們的一階差分序列表現為平穩序列（圖2）。

2.2 平穩性的單位根檢驗（ADF檢驗）

運用ADF檢驗方法對變量lnY、lnEX、lnIM以及它們的一階差分進行平穩性檢驗，借助于Eviews 5.0軟件，檢驗結果如表2所示。由表2可以看出，原始變量lnY、lnEX、lnIM不平穩，但經過一階差分后變得平穩，所以是一階單整序列。

2.3 協整檢驗

協整檢驗的目的是決定一組非平穩序列的線性組合是否具有協整關系，也可以用來判斷線性回歸方程設定是否合理。因此，進行協整檢驗十分必要。協整檢驗從檢驗的對象上可以分為兩種，一種是基于回歸系數的協整檢驗，如Johansen檢驗；一種是基于回歸殘差的協整檢驗，如EG檢驗和AEG檢驗。本研究用EG檢驗，檢驗lnY和lnEX、lnIM的協整關系，并用Johansen檢驗進行進一步的驗證。

2.3.1 EG檢驗 EG檢驗是由Engle和Granger（1987）提出來的協整檢驗方法。這種檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協整關系，也就是說，因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在穩定的均衡關系，因變量不能被自變量所解釋的部分構成一個殘差序列，這個殘差序列應該是平穩的。因此，檢驗一組變量（因變量和解釋變量）之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。在本研究中，lnY和lnEX、lnIM均為一階單整變量，按照EG兩步法做協整檢驗，并得出3個變量之間是否存在協整關系。

第一步，建立線性回歸方程：

第二步，對上述回歸方程的殘差（用Ut表示）進行單位根檢驗（ADF檢驗），由式（1）可以得出，

2.3.2 Johansen檢驗在Eviews5.0軟件中，可以直接顯示協整檢驗的結果（Max-eigenvalue test indicates 1 cointegrating eqn（s） at the 0.05 level），得出lnY和lnEX、lnIM之間存在一階協整關系，即為CI（1，1）。

2.4 Granger因果關系檢驗

如表4所示，在滯后兩期（由赤池信息準則AIC確定）的條件下，通過對各變量進行Granger因果關系檢驗，可以得出，在5%的顯著性水平上，lnY與lnEX、lnIM均構成單向因果關系：lnEX是lnY的Granger原因，而lnY不是lnEX的Granger原因，即湖北省農業的出口貿易帶動了本省農業GDP的增長；lnY是lnIM的Granger原因，而lnIM不是lnY的Granger原因，即湖北省農業經濟的增長可以帶動農產品進口的增長，但是進口卻一定程度上不利于湖北省農業經濟的增長。

2.5 誤差修正模型（ECM）的確定

傳統的經濟模型通常表述的是變量之間的一種“長期均衡”關系，而實際經濟數據卻是由“非均衡過程”生成的。因此，建模時需要用數據的動態非均衡過程來逼近經濟理論的長期均衡過程。誤差修正模型就可以實現這個問題，誤差修正模型不是單純地使用變量的平均值（指變量的原始值）或變量的差分建模，而是把兩者有機地結合在一起，充分利用這兩者所提供信息。從短期看，被解釋變量的變動是由較穩定的長期趨勢和短期波動所決定的，短期內系統對于均衡狀態的偏離程度的大小直接導致波動振幅的大小。從長期看，協整關系是起到引力線的作用，將非均衡狀態拉回到均衡狀態[10]。

通過EG檢驗證明了3個變量之間存在協整關系，又根據Granger定理得知，一組具有均衡關系的變量一定具有誤差修正模型的表達形式。用ECMt表示式（1）中Ut的殘差，建立誤差修正模型：

3 結論與政策建議

3.1 結論

本文對湖北省1981-2008年農產品進出口貿易與農業經濟增長的相關數據進行規范分析與實證分析，結果表明，湖北省農產品對外貿易對于農業經濟增長具有一定的促進作用，但作用效果不是很明顯。進出口貿易額與農業經濟增長同向增長，步調也基本一致，凈出口額對于農業經濟增長的貢獻度和拉動度是正向的，且在部分年份起到較為關鍵的推動作用。湖北省農產品出口對于農業經濟增長具有明顯的促進作用，其產出彈性為0.741 532，即農產品出口每增加1%，會促進湖北省農業產出增加0.741 732%；但是農產品進口對于湖北省農業經濟增長卻具有一定的抑制作用，其產出彈性為 -0.165 243，表明農產品進口每增加1%，湖北省農業產出會減少0.165 243%。

通過對3個變量進行Granger因果關系檢驗，得出湖北省農業經濟增長帶動了農產品進口的增長，但農產品進口卻不能引致農業經濟的增長的結論；農產品出口可以促進農業經濟的增長，但經濟增長不能帶動出口的增加，即二者也是單向因果關系。

協整檢驗與誤差修正模型檢驗的結果表明，從長期來看，三者具有穩定的均衡關系；從短期來看，農產品出口對于農業經濟增長具有顯著的促進作用，且這種作用明顯強于進口，盡管其本身數值也比較小，僅為0.099 214。

總之，不同于東部沿海地區的農產品進出口貿易可以顯著促進本地區農業經濟增長的現象，湖北省農產品對外貿易對于農業經濟增長的作用效果非常有限，特別是農產品進口，反而起到了一定的抑制作用。因此，調整湖北省農產品進出口貿易產業結構，以實現對外貿易拉動經濟增長的作用效果，顯得尤為重要。

3.2 政策建議

3.2.1 加強出口策略分析，調整出口貿易產品結構湖北省農產品出口可以明顯提升本省農業生產總值，因此，應在繼續保持出口總額的同時，進一步擴大出口農產品種類與總量，建立出口導向型農業生產結構模式：一是要密切關注國際形勢，關注歐美債務危機，適時作出戰略調整；二是要加強對貿易壁壘動向的研究，進而為出口農產品質量作出改進，使用與國際接軌的，特別是發達國家的質量檢測標準，以合理規避貿易壁壘；三是積極鼓勵企業加快技術提升，鼓勵企業創新，提升出口農產品國際競爭力，幫助企業規避貿易風險；四是加強農產品出口結構的調整，緊跟國際農業產業新潮流，即“傳統農業-現代農業-農業工業化”的發展趨勢，擴展農產品深加工、精加工鏈條，發展農產品加工工業和農產品加工品貿易，以增加農產品的比較收益和附加值，充分利用湖北省勞動密集型的比較優勢，促進農業經濟增長。

3.2.2 在擴大出口的同時，調整進口模式，實現進口的正效應從計量分析結果可以得出，農產品進口對于湖北省農業經濟增長有一定的抑制作用，但很多研究又表明，進口可以促進經濟增長，這說明湖北省農產品對外貿易模式有待改進，農產品的進口促進效應還沒有得到充分發揮。因此，湖北省應發展比較優勢農產品外貿。從湖北省目前的農業經濟發展現狀來看，還需要進口原材料、高新技術或設備，或者通過改善本身投資軟環境，吸引跨國公司的直接投資，實現減少貿易摩擦的目的，間接地變進口的負效應為正效應。

3.2.3 制定出口企業優惠政策，開拓新型市場在切實落實好湖北省擴大農業對外開放、促進農產品出口政策的同時，借鑒國外支持農業發展的成功經驗，構建和完善多層次的農產品出口政策促進體系，探索建立擴大農產品出口的財政、稅收、金融、保險機制。重點在食用菌、蜂產品、果品、繭絲綢、水產品、禽蛋、茶葉、中藥材、蔬菜等領域設立農產品出口基地，重點扶持和培育一批農產品出口龍頭企業，降低其保費收費標準，提高其融資額，補貼其境外參展攤位費、人員費等。

湖北省農產品出口國主要集中在美國、日本、比利時等發達國家，而很多潛在市場還未得到充分開發，如俄羅斯市場，2005年湖北省出口到俄羅斯的農產品只有73萬美元，2006年為104萬美元，2007年已達到259萬美元，說明充分開拓新型市場，可以顯著增加湖北省農產品出口份額。

參考文獻：

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[3] BAYOUMI T， COE D T， HELPMAN E. R&D spillovers and global growth[J]. Journal of International Economics，1999，47（2）：399-428.

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[5] 沈程翔.中國出口導向型經濟增長的實證分析：1977-1998[J].世界經濟，1999，22（12）：26-30.

[6] 劉小鵬.協整分析與誤差修正模型——我國對外貿易與經濟增長的實證研究[J].南開經濟研究，2001（5）：53-56.

[7] 陳龍江，黃祖輝，周文貴.中國農產品對外貿易對農業經濟增長的貢獻——基于1981-2003年數據的實證分析[J].經濟理論與經濟管理，2005（10）：48-54.

[8] 胡求光.農產品進出口貿易對浙江農業經濟增長的影響——基于出口擴張型生產函數的實證分析[J].國際貿易問題，2007（9）：45-50.

[9] 張麗華.湖北省對外貿易與經濟增長關系的實證分析[J].國際貿易問題，2008（5）：59-63.

[10] 高鐵梅.計量經濟分析方法與建模[M].第二版.北京：清華大學出版社，2009.