陶秀玲　張　鵬

摘要：本文運(yùn)用我國1981-2007年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)民收入數(shù)據(jù)，通過協(xié)整檢驗(yàn)、建立向量誤差修正模型和granger因果檢驗(yàn)，考察了我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額與農(nóng)民收入的關(guān)系。結(jié)果表明，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額與農(nóng)民收入存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易擴(kuò)大是農(nóng)民收入增長的原因。因此，要擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模，以此促進(jìn)農(nóng)民收入的增長。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易農(nóng)民收入granger檢驗(yàn)

一、引言

我國是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大國，也是農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)大國，農(nóng)業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)。實(shí)行對外開放政策以來。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口一直是我國對外貿(mào)易的重要組成部分。近年來我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口有較大波動，但總量均呈遞增趨勢。據(jù)海關(guān)統(tǒng)計(jì)。1981年我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額為103.78億美元，其中出口農(nóng)產(chǎn)品44億美元，進(jìn)出口貿(mào)易逆差為15.78億美元：隨后到2007年我國農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額為781億美元。與1981年相比增長了約6.5倍，年均增長率達(dá)到8.06％，其中農(nóng)產(chǎn)品出口額為370.1億美元，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差達(dá)到40.8億美元。在1981-2007年期間，1981—1983年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易逆差不斷擴(kuò)大，1983-2003年除個(gè)別年份以外農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易都是順差，直到近幾年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易又出現(xiàn)連續(xù)的逆差，而且逆差額度有遞增的趨勢。另外。伴隨著農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的迅速發(fā)展，農(nóng)民收入也出現(xiàn)了快速增長的局面。2007年，農(nóng)民人均農(nóng)業(yè)收入達(dá)到1755.80元，與1981年相比增加了約9倍，年均增長率達(dá)到9.3％。但是自90年代后期以來農(nóng)民收入增長緩慢，農(nóng)民收入增速下降。因此，如何進(jìn)一步提高農(nóng)民收入成為大家關(guān)注的焦點(diǎn)。

近年來，關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究很多，而對于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入關(guān)系的研究則甚少。趙江，賴明勇等(2005)分析我國主要農(nóng)產(chǎn)品出口增長與GDP增長之間的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，肉食農(nóng)產(chǎn)品與蔬菜農(nóng)產(chǎn)品出口帶動了我國GDP的增長，而分析糧食農(nóng)產(chǎn)品發(fā)現(xiàn)GDP增長帶動了糧食的出口。陳龍江等人(2005年)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品外貿(mào)對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)越來越大。李青陽(2006)將農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用做了實(shí)證分析。鄭云(2006)根據(jù)協(xié)整理論和granger因果檢驗(yàn)方法分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。曾國平(2006)分析發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品出口是農(nóng)民收入增長的原因，兩者存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。王培志(2007)以農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)民收入的關(guān)系為角度探討了社會主義新農(nóng)村建設(shè)中農(nóng)民增收自嘶途徑。張鵬(2007)研究發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口和農(nóng)民收入短期不存在granger因果關(guān)系，但長期卻存在，

由上可知。以往研究大都是單獨(dú)分析農(nóng)產(chǎn)品出口或農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口與農(nóng)民收入的關(guān)系，而從總體上研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入關(guān)系的較少。因此本文選取1981-2007年為樣本區(qū)間，通過單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)，建立向量誤差修正模型，考察我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額與農(nóng)民收入的關(guān)系。

二、模型建立與實(shí)證分析

(一)變量的選定及數(shù)據(jù)說明

本文所使用的樣本為我國1981—2007年農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)民收入的年度數(shù)據(jù)。用農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額(XM)來反映農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易狀況；用Y表示農(nóng)民收入。本文的數(shù)據(jù)來源于《中國海關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)業(yè)發(fā)展報(bào)告》。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變化不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使趨勢顯性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以本文對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額和農(nóng)民收入進(jìn)行自然對數(shù)變化，分別用LNXM和LNY表示自然對數(shù)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額和農(nóng)民收入。本文所有分析都是借助于Eviews3.1完成。

(二)實(shí)證分析

1單位根檢驗(yàn)

對時(shí)間序列進(jìn)行分析時(shí)。為防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，一般需要首先檢驗(yàn)各序列的平穩(wěn)性，即進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)法，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

結(jié)果表明，LNY的ADF值為-1.99703，大于1％顯著水平的臨界值-4.3738,拒絕原假設(shè)，LNY是非平穩(wěn)的，不能直接進(jìn)行回歸分析。進(jìn)一步對LNY的差分DLNY進(jìn)行檢驗(yàn)(方程形式有截距、無趨勢項(xiàng))，ADF的統(tǒng)計(jì)量小于10％顯著水平的臨界值，差分后的序列是平穩(wěn)的，因此LNY是一階單整，即I(1)。同理，運(yùn)用ADF方法對LNXM進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，LNY、LNXM序列均是一階單整序列，見表1。變量之間符合存在協(xié)整關(guān)系的條件。要建立LNY與LNXM之間關(guān)系模型，還需要檢驗(yàn)他們之間的協(xié)整關(guān)系。

2貿(mào)易總額與農(nóng)民收入的協(xié)整檢驗(yàn)

雖然時(shí)間序列LNY、LNXM是非平穩(wěn)的一階單整序列，但可能存在某種平穩(wěn)性的線性組合。這個(gè)線性組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文使用J0hansen多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法對LNY和LNXM進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)從不存在協(xié)整關(guān)系這一零假設(shè)開始逐步檢驗(yàn)(見表2)。

表2從零假設(shè)Ho：r=0開始，似然率統(tǒng)計(jì)量的值為18.75535，超過5％顯著水平的臨界值15.41，表明應(yīng)拒絕零假設(shè)的Ho：r=0,接受r=1備擇假設(shè)。同時(shí)。在原假設(shè)為Ho：r=1時(shí)，似然比為0.607372，小于5％和1％顯著水平的臨界值3.766、6.65，因而接受Ho：r=1的零假設(shè)。結(jié)合這兩個(gè)假設(shè)的結(jié)果可以得出這樣的結(jié)論，在5％的顯著水平下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額XM與農(nóng)民收入Y存在協(xié)整關(guān)系。由此可見，在95％的概率下。有理由確信中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額XM與農(nóng)民收入Y存在長期均衡關(guān)系，長期均衡關(guān)系的協(xié)整方程為：

LNY=0.66825LNXM-10.59994(1)

R²＝0.939386 adi—R²＝0.936961 DW=0.459437

可以看出，方程(1)所表示的模型擬合度比較好，但是存在自相關(guān)，因此加入AR(1)、AR(2)對方程進(jìn)行修正，得到方程如下：

LNY=0.11216LNXM+5.87721+[AR(1)=1.40759，AR(2)=0.43496](2)

R²＝0.989097 adj-R²=0.987540 DW=1.802026

對方程(2)的殘差et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3：

檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差序列et的ADF統(tǒng)計(jì)量小于1％水平下的臨界值，所以拒絕殘差序列et具有一個(gè)單位根的虛無假設(shè)，即et為平穩(wěn)序列，記為I(o)。

將AR(1)、AR(2)展開，最終得到表示LNY與LNXM協(xié)整關(guān)系的方程如下：

LNY=0.11LNXM-7.06(3)

由回歸結(jié)果看出，方程(3)消除了自相關(guān)。殘差檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)定，所以可認(rèn)為方程(3)是LNY與LNXM的長期穩(wěn)定關(guān)系。方程(3)表明，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額與農(nóng)民收入存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。而且，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對農(nóng)民收入的

促進(jìn)作用比較顯著，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易每增加1％，相應(yīng)的會給農(nóng)民收入帶來0.11％的增長，

3建立誤差修正模型

因?yàn)樾蛄蠰NY與LNXM之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系，所以可建立誤差修正模型。建立包括誤差修正項(xiàng)在內(nèi)的誤差修正模型，目的是研究系統(tǒng)的短期特征。誤差修正項(xiàng)的大小表明了在短期內(nèi)從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。以穩(wěn)定的時(shí)間序列et作為誤差修正項(xiàng)，可建立如下誤差修正模型：

DLNY=0.1273DLNXM+0.47515ET(-1]+0.07076(4)

(1.43277)(2.03873)(3.40966)

由上可知，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對農(nóng)民收入的短期影響不顯著，誤差修正項(xiàng)系數(shù)是顯著的，說明上一期的誤差修正項(xiàng)在決定農(nóng)民收入的當(dāng)前增長中起重要作用。平均而言，糾正上一年度的非均衡誤差程度為48％，表明從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度比較快。

4granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由前面的分析可知，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和農(nóng)民收入之間存在長期均衡關(guān)系，但是兩變量之間是否存在因果關(guān)系還有待檢驗(yàn)。

根據(jù)表4的結(jié)果。在1％的顯著水平上，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)產(chǎn)收入存在單向的因果關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額是農(nóng)民收入的原因，但是農(nóng)民收入不是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額的原因。即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對農(nóng)民收入增長有促進(jìn)作用，但農(nóng)民收入增長對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易擴(kuò)大沒有促進(jìn)作用。

三、結(jié)論及政策建議

(一)基本結(jié)論

通過選取1981-2007年為樣本，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)、建立誤差修正模型和granger因果檢驗(yàn)，考察農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入之間的關(guān)系，可得出如下結(jié)論：

1通過協(xié)整檢驗(yàn)可以看出，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和農(nóng)民收入之間具有長期協(xié)整關(guān)系。根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每變動1％，將導(dǎo)致農(nóng)民收入同方向變動0.11％。這表明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額和農(nóng)民收入之間的關(guān)系符合凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)需求拉動理論。

2通過建立誤差修正模型，顯示在短期條件下農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對農(nóng)民收入影響不顯著，誤差修正項(xiàng)系數(shù)是顯著的，說明上一期的誤差修正項(xiàng)在決定農(nóng)民收入的當(dāng)前增長中起重要作用。平均而言，糾正上一年度的非均衡誤差程度為48％，表明從非均衡狀態(tài)向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度比較快。

3Granger因果檢驗(yàn)表明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)產(chǎn)收入存在單向的因果關(guān)系。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額是農(nóng)民收入的原因，但是農(nóng)民收入不是農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額的原因。即農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對農(nóng)民收入增長有促進(jìn)作用，但農(nóng)民收入增長對農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易擴(kuò)大沒有促進(jìn)作用。

(二)啟示

為進(jìn)一步擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模，增加農(nóng)民收入，得出如下啟示：

1進(jìn)一步擴(kuò)大中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為：對外貿(mào)易是經(jīng)濟(jì)增長的“引擎”。農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的擴(kuò)大拉動了農(nóng)業(yè)增長，同時(shí)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易也有擴(kuò)大就業(yè)和增加居民收入的功效。為更好解決當(dāng)前中國農(nóng)民增收和農(nóng)村勞動力剩余的問題，根據(jù)中國勞動力資源豐富和土地資源短缺的資源稟賦特征，應(yīng)該充分利用國際國內(nèi)兩個(gè)市場的交換機(jī)制，進(jìn)一步擴(kuò)大中國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額，從而促進(jìn)農(nóng)民收入增長。

2從思想上，應(yīng)擺脫將農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易作為調(diào)劑余缺和創(chuàng)匯的手段，要重視農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易在提高農(nóng)民收入上的獨(dú)特作用，積極采取措施促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易。出口方面，應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)科研部門和農(nóng)民教育培訓(xùn)的投入，以提高農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量水平，只有這樣才能長久地?cái)U(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模，帶動農(nóng)民收入的增長：進(jìn)口方面，進(jìn)口應(yīng)從保證國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品供應(yīng)的指導(dǎo)思想轉(zhuǎn)到進(jìn)口低價(jià)農(nóng)產(chǎn)品，從而促進(jìn)國內(nèi)產(chǎn)業(yè)部門升級。提高整個(gè)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)部門的生產(chǎn)效率，以此間接促進(jìn)農(nóng)民收入的增長。