基于VAR模型的四川農產品貿易與農民增收關系的實證研究

龔　婧

（四川師范大學經濟與管理學院，四川　成都　610101）

基于VAR模型的四川農產品貿易與農民增收關系的實證研究

龔婧

（四川師范大學經濟與管理學院，四川成都610101）

本文從四川農產品貿易與農民收入的關系出發，構建VAR模型，并運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解方法，探討了四川農產品貿易與農民收入增長的關系。實證結果表明：在長期內，四川農產品出口貿易每增長1%，將帶動農民收入增長1.05%；四川農民收入每增長1%，會促使四川農產品進口增長1.78%。脈沖響應和方差分解的結果表明：四川農產品出口、進口分別直接和間接對農民收入的沖擊存在正向效應，并且在初期都呈遞增趨勢，長期趨于穩定。因此，提高四川農產品貿易對農民增收有積極作用。

農產品貿易；農民增收；VAR模型

一、問題的提出與文獻綜述

在2016年的政府工作報告中，李克強總理提出了“推進新型城鎮化和農業現代化，促進城鄉區域協調發展”的目標任務，使農民收入問題再度成為我國的熱點與難點問題，尤其在促進城鄉一體化、新型城鎮化，提升國內消費需求的過程中意義重大，為經濟社會又快又好發展提供有力保障。

改革開放以來，四川憑借其地理優勢，大力推動農業發展，農產品貿易規模也不斷擴大。1996—2014年間，四川農產品進出口額從3.65億美元增加到12.10億美元，年均增長12.18%；其中出口額從3.13億美元增加到7.47億美元，年均增速7.30%；進口額從0.52億美元增加到4.63億美元，年均增速41.60%。隨著西部大開發戰略的深入推進和農業的科學發展，四川農民收入實現了較快增長，生活水平不斷改善。四川農民的人均純收入從1996年的1453.42元增長到了2014年的8803元，年均增長26.61%。由此可見，四川農產品貿易規模與農民人均收入都分別呈擴大和上漲趨勢，那么這兩者間是否存在長期穩定的關系？是否存在相互促進作用，或者說有一定的因果關系？如果存在，是貿易促進收入還是收入促進貿易？如果是貿易促進收入，那么這種關系能否持續？

對于上述問題，國內外學者進行了相關研究。王德文、蔡昉[1]（2003）通過將農業貿易開放程度、農民收入和城市化等指標建立回歸方程研究得出：中國農業應該利用自己勞動密集型產品的比較優勢，并通過我國加入WTO之后帶來的廣闊的國際市場，擴大出口來使農民的收入提高。林毅夫[2]（2008）將農產品價格結合農產品的供給與需求研究認為：將農村勞動力從農業轉向非農產業是提高農民收入的關鍵，因為這樣才能使農產品供給減少，需求增多，農產品的價格上漲才可能有機會。國外學者Kanj Hamade[3]（2015）運用對比定量和定性的方法得出：農業的技術創新會提高農民收入，并且增加對農業的投入和使農業生產更集中化，但是農業貿易自由化在增加農業產量的同時將使商品價格以更大的幅度波動，促使農民選擇農業低投入的方式和安全的農產品生產的市場形式。姚曉垠、孫艷秋[4]（2015）通過構建VAR模型，從現代協整理論出發得出：我國農產品進出口貿易都是農民收入增長的格蘭杰原因，因此應該積極通過促進擴大農產品的對外貿易來使農民收入水平提高。

縱觀已有文獻，大多學者都以整個國家為研究對象來探討農產品貿易和農民收入兩者間的關系，且以定性研究為主，而選取某個特定地區開展的實證研究不足。本文選取四川省為研究對象，構建四川省農產品貿易與農民收入之間的VAR模型，通過單位根檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數與方差分解的方法，實證分析四川省農產品貿易與農民增收之間的關系，為四川農民增收提供有效路徑。

二、四川農產品貿易與農民收入狀況分析

近10余年來，四川農產品貿易增長迅速，規模日益增大。農產品進出口額從2004年的到5.70億美元增加到2014年的12.10億美元，年均增長10.21%。其中，農產品出口額從2004年的4.36億美元增加到2014年的7.47億美元，年均增速6.48%；農產品進口額從2004年的1.34億美元增加到2014年的4.63億美元，年均增速22.32%。與1996—2014年近20年間相比，農產品出口增速加快，但進口增速大大減緩，進而拉低了進出口增速。與此同時，四川農民收入不斷增加，從2004年的2580元增加到2014年的8803元，年均增速達21.93%。但同樣慢于1996—2014年間的增速，這說明當收入水平達到一定程度時，其增速將面臨瓶頸，需要新的經濟因素去刺激農民收入增長。

與廣西、云南、重慶等西部省份相比，2004年四川農產品貿易規模僅次于廣西，但2004年之后被云南超過，且與云南和廣西的差距越拉越大。在2012年和2013年中，農產品貿易額也被重慶超過。可見廣西、云南、重慶農產品貿易增長速度較快，而四川農產品貿易增速則較緩（如圖1所示）。由此可知：四川農產品貿易需結合四川自身的農業特色不斷發展壯大。從農民收入來看，與其余三省相比，四川省的農民人均純收入位居前列，在2008年之前一直是最高的，但在2008年之后，便被重慶超越，但與其余兩省相比增長速度還比較快，與期初緊隨其后的廣西省的差距逐漸拉大（如圖2所示）。

圖1　農產品貿易額

圖2　農民人均純收入

三、基于VAR模型的四川農產品貿易與農民增收關系的實證檢驗

1、指標選取

（1）農產品貿易指標。為了反映四川農產品貿易狀況，本文選取農產品出口貿易額（EX）和農產品進口貿易額（IM）2個指標。考慮到每年匯率變動產生的影響可能帶來一些不可避免的誤差，本文通過對人民幣兌美元匯率進行換算來處理農產品出口貿易額（EX）、農產品進口貿易額（IM）指標數據，具體見表1。

（2）農民收入指標。本文選取四川農民的人均純收入指標（Y）來反映農民收入狀況。為了能更準確地反映四川農民的人均純收入水平，本文用農村居民消費價格指數（CPI）來剔除物價水平影響因素，對四川農民人均純收入數據進行處理，具體見表1。

2、數據說明

本文選取的所有數據均為年度數據，選擇的樣本期為1996—2014年。但由于早期年份的統計數據不全，1996—2004年四川農產品貿易進口額與出口額為活動物、動物產品；植物產品；動植物油脂及蠟；食品、飲料、煙草；生皮、皮革、毛皮及制品；木、軟木及制品、編結制品；木漿、紙漿及紙制品這七類產品的加總額。本文的所有數據均來源于《四川統計年鑒》、《中國農產品進出口月度統計報告》、《中國統計年鑒》。由于取對數后，能夠消除時間序列中的異方差現象并且不改變其原來的協整關系，所以在進行分析之前，先對Y、EX、IM這些變量取對數以提高擬合度。本文所

有分析都借助于Eviews7.0完成。

表1　1996—2014年四川農產品貿易進出口額和四川農民人均純收入

表2　單位根檢驗結果

3、模型設定

由于本文研究的是四川省農產品進口、出口與農產品收入之間的長期動態關系，所以構造結構化模型存在一定的困難，而向量自回歸模型（VAR）是一種非結構化的模型，并且該系統中每一個內生變量都可作為系統中所有內生變量的滯后項的函數來構造模型。該模型常用于研究相關時間序列系統和分析隨機擾動項對變量系統的動態沖擊，從而解釋經濟沖擊對每個經濟變量的影響①。所以本文構造VAR模型來研究四川省農產品進口、出口與農產品收入之間的關系，其一般形式為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0Xt+…+BrXt-r+著t

t=1，2…，n

其中：3個內生變量為LnY、LnEX、LnIM，A表示相應的系數矩陣；p、r分別是內生變量和外生變量的滯后階數；εt是隨機干擾項。

表3　GB相關性檢驗結果

表4　JB正態性檢驗結果

4、實證檢驗

（1）平穩性檢驗。本文采用的數據為時間序列數據，通常這些數據都是非平穩的。如果直接對這些數據進行回歸分析，就可能導致偽回歸，所以需要對相關變量進行平穩性檢驗。檢驗結果如表2所示。

由表2可知，變量LnY、LnEX、LnIM序列都是不平穩的，不符合進行協整檢驗的條件，但是將這些變量進行一階差分處理之后，即ΔLnY、ΔLnEX和ΔLnIM的ADF統計量都小于5%顯著水平下的臨界值，所以拒絕其存在單位根的原假設，該序列平穩。因此LnY、LnEX、LnIM都是一階單整序列，滿足進行協整檢驗的條件，便可以通過協整檢驗來研究變量之間的關系。

（2）協整檢驗。本文采用Johansen協整檢驗方法來檢驗系統中變量的協整關系。在此之前，必須確定VAR模型的最大滯后階數。滯后階數要足夠大，才能反映檢驗模型的動態特征，但模型的自由度會減少，直接影響模型參數估計的有效性。如果太小，誤差項的自相關問題又相當嚴重。因此需要在自由度與滯后階數之間綜合權衡。本文通過Lag Length Criteria方法，并結合樣本量的個數來確定滯后階數，最終將滯后期確定為1。由于模型中存在滯后被解釋變量，所以用GB統計量檢驗序列的相關性，用JB（Jarque-Bera）統計量檢驗殘差是否服從正態分布，結果分別如表3和表4所示。

由表3的LM檢驗得知VAR（1）的殘差序列不存在自相關，由表4的JB（Jarque-Bera）檢驗可知殘差序列服從正態分布。所以VAR（1）的殘差為白噪聲。

以上相關檢驗保證了VAR系統的穩定性，接著對LnY、LnEX和LnIM之間的關系進行協整檢驗，以驗證它們之間是否具有長期并且穩定的關系。檢驗結果見表5。由此可知，在5%的顯著性水平下，LnY、LnEX和LnIM至多存在2個協整關系。

根據協整檢驗結果，可得標準化的協整方程為：LnY=1.05037LnEX+0.560498LnIM

由協整方程可得：四川農產品進口、出口貿易與四川農民收入各變量之間存在著長期穩定的均衡關系，并且無論是進口貿易還是出口貿易，都與農民收入存在正相關關系。但是具體來看，出口貿易變量前的系數為1.05037，大于進口貿易前的系數0.560498，因此農產品出口貿易對農民收入的相關程度高于進口貿易對農民收入的相關程度。分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，就需要建立方差分解模型來得出不同結構沖擊的重要性。基于VAR模型進行方差分解，分解結果見表7。

表5　Johansen協整檢驗結果

圖3　LnY對LnY的脈沖響應

圖4　LnEX對LnY的脈沖響應

圖5　LnIM對LnY的脈沖響應

（3）Granger因果檢驗。上述通過Johansen協整檢驗證實了四川農民收入與農產品出口貿易、農產品進口貿易之間存在著長期穩定的均衡關系，為了進一步研究其具體關系，需要運用Granger提出的因果檢驗法。Granger因果關系檢驗結果見表6。

由表6可得：在5%的顯著水平下，四川農產品出口是四川農民收入的Granger原因，四川農產品出口貿易每增長1%，將會帶動農民收入增長1.05037%。另外，四川農民收入也是四川農產品進口變動的Granger原因，四川農民收入每增長1%，會促使四川農產品進口增長1.78413%。但是四川農產品進口不是四川農民收入變動的Granger原因。這可能是近年來由于農產品全球化進程不斷加快，進口農產品對國內市場造成沖擊，導致本地農產品的需求減少，農民收入沒有因農產品進口而提高。

（4）脈沖響應分析。為進一步反映四川省農產品進口與出口對四川農民收入的動態影響，需建立脈沖響應函數。脈沖響應主要用于衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊對VAR模型中所有內生變量當前值和未來取值的影響①。

圖3是四川省農民收入經過自身的沖擊之后的一個響應，可以看出其沖擊帶來的是正向效應，且這種正向效應在這10期中都趨于平穩，只是在第2—6期中有輕微的下降，在第6期之后又逐漸增加到期初狀態。由此可知，它自身的沖擊不會隨著時間的增長呈放大效應，會一直維持原態，所以在長期內一個正的農民收入的沖擊會增加農民收入，只是影響不顯著。

圖4是四川省農產品出口對四川省農民收入的沖擊，在1—10期中，農產品出口對農民收入的影響都為正，并且前5期中，這種正向沖擊帶來的響應持續增加，后面5期中便逐漸穩定。這表明四川農產品出口的增長在長期內會對四川省農民收入起到拉動作用，并且在短期內效果更明顯。

圖5是四川省農產品進口對四川省農民收入的沖擊，與農產品出口沖擊類似，都是正向效應，只不過進口的沖擊是間接的，是由其收入本身的滯后一期或出口的滯后一期在VAR模型內部傳遞導致的。從圖中也可以看出，其沖擊是比較微弱的，幾乎不會對四川省農民收入起到拉動作用，只不過在短期中對農民收入能有一定的促進作用。

（5）方差分解。上述利用脈沖響應函數分析了四川省農民收入對四川省農民收入、四川省農產品出口、四川省農產品進口的擾動沖擊變化的響應。但是要

表6　Granger因果關系檢驗結果

表7　農民收入的方差分解

從表7可以看出：農民收入波動在第1期不受其他波動的影響，在受到四川省農產品出口和進口波動沖擊后，其反應在第2期才顯現出來。但是相對于農民收入自身的沖擊，農產品出口和進口的影響相當微弱。從第3期開始，四川農產品出口對農民收入波動的沖擊便要強于農民收入自身的波動沖擊，并且在第5期開始穩定下來，穩定在64.89%左右。而四川農產品進口波動對農民收入的沖擊直到第9期才強于農民收入自身。總體上看，四川農產品出口對農民收入變化的貢獻最大，在該模型的動態變化中相對重要性最大。農產品進口與收入自身對四川農民收入的貢獻持平，并且四川省農產品進口對農民收入的貢獻率一直相對較小，這與上述四川農民收入對農產品進口的響應不強烈的結論是相互吻合的。

四、結論與政策建議

1、結論

本文選取1996—2014年為樣本，在VAR模型的基礎上，通過單位根檢驗、協整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解方法，對四川農產品貿易與農民增收的關系進行了實證分析。得出以下結論：其一，從長期看，四川省農產品出口、進口與農民收入之間存在長期的均衡關系，并且農產品出口每變動1%，將導致農民收入同方向變動1.05037%。其二，四川農產品出口的增加將拉動農民收入的提高，而四川省農民收入的提高將會帶動農產品進口，帶動效應為1.78413%。其三，農民收入對自身的沖擊存在正向效應，其沖擊不會隨著時間的增長呈放大效應，而是一直維持原態。因此在長期內一個正的農民收入的沖擊會增加農民收入，只是影響不顯著。四川農產品出口直接對農民收入的沖擊存在正向效應，其增長在長期內會對四川省農民收入起到拉動作用，并且在初期帶來的響應持續增加，隨后逐漸穩定，說明在短期內效果更明顯；四川農產品進口間接對農民收入的沖擊存在正向效應，其沖擊比較微弱，幾乎不會對四川省農民收入起到拉動作用，只不過在短期中對農民收入能有一定的促進作用。其四，四川農產品出口對農民收入變化的貢獻最大，在該模型的動態變化中具有重要性。農產品進口與收入自身對四川農民收入的貢獻持平，并且四川省農產品進口對農民收入的貢獻率一直相對較小。

2、政策建議

（1）擴大農產品出口貿易的規模。由于四川農業生產以粗放的家庭生產為主的特征比較明顯，導致目前四川省無論在西部地區還是在全國農產品出口貿易的規模都還比較小，不能發揮農業生產的規模經濟效益。但是本文已充分證實四川農產品出口的增加會帶動農民收入的增加，所以需要進一步利用四川土地資源和勞動力資源豐富的優勢，擴大農產品出口的規模，形成規模經濟，提高農民的收入。

（2）增大農業基礎設施的投入，發展現代農業。目前，四川的農業基礎設施還比較薄弱，沒有達到農業的現代化水平，還處于勞動密集型產業的定位。但是隨著人工成本的上升，農業的生產成本也隨之上升，較之于國外現代化生產的農產品，價格便偏高，質量偏低，進而沖擊四川省的農產品市場，使其市場份額降低，需求減少，本地的農產品就會滯銷，農民便不能增加自己的收入。因此，政府應加大對農業基礎設施的投入力度，培養相應的農業技術性人才，并對購買農業基礎設施的企業或個體實施一定的稅收減免，鼓勵他們實行機械化生產，進而促進農民增收。

（3）進一步加強四川農產品品牌化建設。四川出口的農產品主要為中藥材、蔬菜、羽毛羽絨、茶葉、絲綢、苧麻、豬肉和雜交水稻種子，但是其中一些具有比較優勢的產品目前都處于萎縮狀態。而推進農業品牌建設是轉變農業發展方式、提升農產品品牌價值及競爭力的有效手段和重要途徑，所以需要進一步發展特色產品，打造農產品的品牌。目前四川農產品正在打造的十大品牌分別是：中國名茶核心區、中國白酒金三角、蒙頂山茶、米易陽光、綿州九寶、廣元七絕、雙流冬草莓、巴食巴適、攀枝花芒果以及安岳檸檬。因此，應該大力進行農產品品牌建設，同時發展綠色農業，力爭讓其成為國際品牌，提高國際競爭力。

（4）對農業實行供給側改革。隨著經濟的發展，農業的比較優勢已在不斷銳減，比如勞動力優勢和資源優勢，并且農產品過剩已成為制約農業發展的包袱，但是傳統的“需求側管理”發揮的效果不明顯，需要從供給這一角度去解決問題。首先，就是調整供給的結構。對于產能過剩的農產品可以加大對其消化的力度，并且把剩余資源用到優質農產品中去，優化結構，將成本降下來，使農民收益增加。其次，便是轉變農產品供給的方式。農民是主體，政府應該提供適合農業發展的政策和制度，引導農民種植，讓農民最后能夠根據盈虧來自己決定。最后，便是培育農業土地的“新動能”。由于長期以來追求產量，導致土地的復種指數很高，而且過多地使用化學肥料和農藥，使土地質量下降，不利于農業的可持續發展。尤其隨著人們生活水平的不斷提高，國內外對農產品的質量需求也在增大，尤其現在都更青睞有機農產品，有機市場正在逐步擴大。所以要想更好地發展農產品，需進一步從供給側改革，提高勞動力、資本、土地、技術等資源的配置效率，全面提升供給質量，滿足需求，提高農民收入水平。

注釋

①樊歡歡、劉榮：Eviews統計分析與應用[M].機械工業出版社，2014.

[1]王德文、蔡昉：宏觀經濟政策與農民增收[J].中國農村觀察，2003（4）.

[2]林毅夫：農民增收要有新思路[J].江蘇農村經濟，2008（6）.

[3]Kanj Hamade、Giulio Malorgio、Peter Midmore：Contrasting Quantitative and Qualitative Approaches to Rural Development Analysis：The Case of Agricultural Intensification in Lebanon[J]. 2015，66（2）.

[4]姚曉垠、孫艷秋：我國農產品貿易與農民收入問題的實證分析[J].中萍鄉學院學報，2015，32（1）.

（責任編輯：劉冰冰）