摘要：選取海南省1995—2010年的數(shù)據(jù)，用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法對(duì)海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民收入的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民收入之間存在著協(xié)整關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展有助于帶動(dòng)農(nóng)民增收；但二者之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)；農(nóng)民；格蘭杰因果檢驗(yàn)；海南省

中圖分類號(hào)：F320.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2012）31-0032-04

一、引言

增加農(nóng)民收入一直是各級(jí)政府部門關(guān)注的重要問(wèn)題。海南農(nóng)村人口占80%左右，農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高是海南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)。糧食、果蔬等作為初級(jí)產(chǎn)品銷售，利潤(rùn)微薄，農(nóng)民收入難以增長(zhǎng)且不穩(wěn)定。大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，通過(guò)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品精深加工，既能提高農(nóng)產(chǎn)品的附加值，又能吸納大量的農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，拓寬農(nóng)民增收渠道。通過(guò)延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，農(nóng)民還可從產(chǎn)業(yè)鏈條各個(gè)環(huán)節(jié)上取得平均利潤(rùn)。隨著海南國(guó)際旅游島建設(shè)規(guī)劃綱要獲批，“國(guó)家熱帶現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基地”也成為海南省六大戰(zhàn)略定位之一。在此定位下，海南正在積極地建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基地、農(nóng)產(chǎn)品加工園區(qū)及瓜果菜預(yù)冷處理系統(tǒng)，為海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展拓寬道路。

“十一五”期間，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值年均增長(zhǎng)率為11.34%，2010年比2005年增長(zhǎng)90.56%。海南農(nóng)民人均收入本世紀(jì)以來(lái)一直保持正的增長(zhǎng)率，年平均增長(zhǎng)率由“十五”期間的8.32%上升到“十一五”期間12.83%，近兩年，其增幅居于全國(guó)前列。2010年，海南農(nóng)民人均純收入為5 275.37元，低于全國(guó)平均水平，收入來(lái)源主要是家庭經(jīng)營(yíng)收入，為3 563.31元，占全部收入的67.55%。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的研究中，甚少涉及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展對(duì)農(nóng)民增收的影響，尤其是從定量的角度分析農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)民收入的關(guān)系。本文選取海南省1995—2010年的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)民人均純收入值，通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，對(duì)其關(guān)系進(jìn)行實(shí)證，以期為海南熱帶現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基地建設(shè)提供參考。

二、協(xié)整檢驗(yàn)的步驟與方法

經(jīng)濟(jì)學(xué)中，關(guān)于時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的分析，學(xué)者們經(jīng)常運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法。此檢驗(yàn)法的前提是，時(shí)間序列具有平穩(wěn)性，或非平穩(wěn)序列存在協(xié)整關(guān)系[1]。確定是同階平穩(wěn)序列后，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。如果存在協(xié)整關(guān)系則可運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

一個(gè)時(shí)間序列如果有穩(wěn)定的期望值和方差，就叫做平穩(wěn)的時(shí)間序列；反之，均值和方差隨著時(shí)間變化而變化，則為非平穩(wěn)時(shí)間序列。如果時(shí)間序列非平穩(wěn)，依然對(duì)其進(jìn)行回歸分析，有可能出現(xiàn)謬誤，得到虛假的結(jié)果。對(duì)一系列時(shí)間序列變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)的方法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)方法主要有三種：DF（Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法、 ADF（Augmented Dickey-

Fuller Test）檢驗(yàn)法和PP（Phillips-Perron）檢驗(yàn)法。這里采用目前使用較廣泛的ADF檢驗(yàn)法。如果經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量是非平穩(wěn)的，則需要對(duì)其差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果非平穩(wěn)時(shí)間序列經(jīng)過(guò)d次差分后達(dá)到平穩(wěn)，則稱其為d階單整序列。所用變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件[2]。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

兩個(gè)時(shí)間序列變量存在的一種長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系叫做協(xié)整關(guān)系?，F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往可能是非平穩(wěn)的，但多個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的組合卻有可能保持長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)主要思想是如果某兩個(gè)或多個(gè)同階時(shí)間序列向量的某種線性組合可以得到一個(gè)平穩(wěn)的誤差序列，則這些非平穩(wěn)時(shí)間序列存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，或者說(shuō)這些序列具有協(xié)整性[3]。對(duì)于兩個(gè)非平穩(wěn)序列，在回歸之前要對(duì)其進(jìn)行差分，差分可能導(dǎo)致兩個(gè)序列之間的重要信息損失，為實(shí)現(xiàn)對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行回歸而又不會(huì)導(dǎo)致錯(cuò)誤的，需要對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)協(xié)整性的最典型的方法是Engle-Granger（1987）法，簡(jiǎn)稱EG兩步法，它能檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系。對(duì)于多個(gè)變量的檢測(cè)則可采用另外一種稱為Johansen極大似然估計(jì)的方法，該法由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出，且可以用于檢驗(yàn)多個(gè)變量，同時(shí)求出他們之間的若干種協(xié)整關(guān)系[4]。

本文采用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，第一步是用OLS法對(duì)方程進(jìn)行協(xié)整回歸，檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系估計(jì)協(xié)整向量（長(zhǎng)期均衡關(guān)系系數(shù)）。對(duì)于同階時(shí)間序列yt和xt，可用一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量回歸，即

yt=α+βxt+μt （1）

然后得到殘差估計(jì)值：

μt=yt-α-βxt （2）

對(duì)殘差序列ut進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，若殘差平穩(wěn)，則表明變量間是協(xié)整的，可進(jìn)行第二步，即進(jìn)行誤差修正模型（ECM）的估計(jì)。

如果對(duì)成為平穩(wěn)序列的差分形式dyt和dxt進(jìn)行估計(jì)，則會(huì)導(dǎo)致水平信息的缺失，模型只能表達(dá)y和x的短期關(guān)系，建立誤差修正模型的作用就在于通過(guò)建立短期動(dòng)態(tài)模型來(lái)彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足。這樣既可以考察變量之間長(zhǎng)期的因果關(guān)系，又可以考察短期中的因果關(guān)系[5]。

將第一步中得到的殘差作為非均衡誤差項(xiàng)加入到誤差模型中，對(duì)于（1，1）階自回歸，可建立如下誤差修正模型：

dyt=βdxt-λ（yt-1-α-βxt-1）+εt （3）

然后繼續(xù)用OLS方法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，表明變量間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是否存在因果關(guān)系還不能確定?？刹捎酶裉m杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)判斷一個(gè)變量是否是另一個(gè)變量的原因。

Granger從預(yù)測(cè)的角度給出了因果性的一個(gè)定義：如果有助于預(yù)測(cè)，則是Granger的原因。將過(guò)去的信息從信息集中去除不會(huì)改變對(duì)的最優(yōu)預(yù)測(cè)，則不是Granger的原因。相反，會(huì)改變預(yù)測(cè)，即是Granger的原因，即將過(guò)去的包含在信息集中可提高對(duì)的預(yù)測(cè)[6]。

如果要得到X是引起Y變化的原因的結(jié)論，我們必須拒絕X不是引起Y變化的原因的原假設(shè)，同時(shí)接受Y不是引起X變化的原因的原假設(shè)[7]。本文將在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)選取與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)囊括了《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上的12個(gè)行業(yè)，包括農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制和橡膠制品業(yè)。本研究用海南省農(nóng)民人均純收入（Y）表示農(nóng)民的收入水平，數(shù)據(jù)來(lái)自歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。用農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值代表海南農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的實(shí)力水平，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值（K）來(lái)自12個(gè)行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之和，數(shù)據(jù)來(lái)自歷年的《海南統(tǒng)計(jì)年鑒》。1995年數(shù)據(jù)指鄉(xiāng)及鄉(xiāng)以上農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值，1996—1999年的數(shù)據(jù)指大中型加工企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值，2000—2010年數(shù)據(jù)主要指規(guī)模以上加工企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值（見(jiàn)表1）。

（二）實(shí)證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為消除異方差的影響，對(duì)Y、K兩個(gè)時(shí)間序列取自然對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)nY、LnK。采用EVIEWS6.0數(shù)據(jù)分析軟件，對(duì)變量LnY和LnK進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)要求時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)變量，如果LnY和LnK是1階單整變量，是平穩(wěn)的，則可對(duì)二者進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表2）。

從上頁(yè)表2可知，LnY和LnK的ADF檢驗(yàn)值均高于5%顯著性水平下的臨界值，所以，存在單位根，原時(shí)間序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列。進(jìn)一步對(duì)它們的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，Y和K的一階差分的ADF值均低于5%顯著性水平下的臨界值，通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明Y和K在95%的概率下是一階單整序列，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。由以上的平穩(wěn)檢驗(yàn)得出LnY和LnK均為一階單整序列，因而可以對(duì)變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用E-G兩步法，根據(jù)該方法，以LnY為因變量、LnK為自變量，進(jìn)行OLS回歸分析，得出的回歸結(jié)果為：

LnYt=-0.5662+0.6102LnKt （4）

（-0.84） （12.53）

R2=0.92 F=157.05 DW=1.54

如果LnY與LnK之間具有協(xié)整關(guān)系，則方程（4）中的殘差項(xiàng)ut應(yīng)該是平穩(wěn)的。于是，繼續(xù)用ADF檢驗(yàn)法對(duì)（4）中的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果（如表3）：

由表3可知，殘差序列ADF檢驗(yàn)值通過(guò)5%顯著性水平檢驗(yàn)，可以判斷殘差序列是平穩(wěn)序列，證明LnY和LnK之間存在協(xié)整關(guān)系。并且，由（4）式可看出LnY和LnK是正相關(guān)關(guān)系，其經(jīng)濟(jì)意義為，從長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民收入將會(huì)增加0.6102個(gè)百分點(diǎn)。

3.誤差修正模型（ECM）估計(jì)。由以上的分析可知，LnY和LnK之間存在（1，1）階協(xié)整關(guān)系，如果就以差分形式建回歸模型，那么這樣的模型只能表達(dá)LnY與LnK間的短期關(guān)系，而不能揭示它們間的長(zhǎng)期關(guān)系。

因此，需將以上回歸方程的殘差項(xiàng)作為誤差修正項(xiàng)，把誤差修正項(xiàng)看作一個(gè)解釋變量，建立短期模型，即誤差修正模型：

DLnYt=βtDLnK-λ（ecmt-1）+εt （5）

根據(jù)Granger定理，估計(jì)誤差修正項(xiàng)為：

ecmt-1=LnYt-1+0.5662-0.6102LnKt-1 （6）

將（6）式代入（5）式誤差修正模型，用OLS法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)，得到的誤差修正方程為：

DLnYt=0.0642+0.1489DLnKt-0.5442ecmt-1 （7）

（2.5456） （1.0404） （-2.5098）

R2=0.35 DW=2.26

誤差修正模型中的誤差修正項(xiàng)反映了長(zhǎng)期均衡對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度。農(nóng)民收入的短期波動(dòng)一方面是農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值波動(dòng)的影響，另一方面是偏離長(zhǎng)期均衡的影響。誤差修系數(shù)為負(fù)，體現(xiàn)了反向修正機(jī)制，上一期偏離均衡狀態(tài)越遠(yuǎn)，本期修正力度越大。誤差項(xiàng)ecmt-1估計(jì)的系數(shù)為-0.5442，表明，當(dāng)海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值對(duì)農(nóng)民收入的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)內(nèi)的誤差修正機(jī)制將以54.42%的力度將其拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，調(diào)整速度較快。LnY關(guān)于LnM的短期彈性是0.1489，即農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增加0.1489%。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)證明了農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展和農(nóng)民人均純收入之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但尚不清楚這種均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系，還需進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)作進(jìn)一步驗(yàn)證，這里采用滿足平穩(wěn)性要求的DLnY與DLnX進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（如表4）。

Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)滯后期長(zhǎng)度為1～3時(shí)，均接受原假設(shè)，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)民收入之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。雖然海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展和農(nóng)民收入之間長(zhǎng)期內(nèi)存在相互影響的關(guān)系，但并不存在直接或著必然的聯(lián)系，因此不能簡(jiǎn)單的認(rèn)為海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展導(dǎo)致了農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。這說(shuō)明，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展水平低，農(nóng)產(chǎn)品加工轉(zhuǎn)化率低，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)尚不明顯。

四、結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)海南省1995—2010年期間的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入進(jìn)行相關(guān)性分析，可知海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入之間存在協(xié)整關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展是影響農(nóng)民收入增長(zhǎng)的原因之一。兩者間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系如方程（4）所示，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民收入將會(huì)增加0.6102個(gè)百分點(diǎn)；兩者間短期動(dòng)態(tài)關(guān)系如方程（7）所示，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值每增加1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)民收入將增加0.1489個(gè)百分點(diǎn)。但是農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值不是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因，可能是因?yàn)楹Ｄ限r(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展水平目前較低、總量較小，尚未能顯著影響農(nóng)民收入的增長(zhǎng)。

根據(jù)上述的分析給出以下建議：第一，立足本地優(yōu)勢(shì)，提升加工水平。2010年，中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值已達(dá)到2.04，而海南僅為0.33，不及全國(guó)2000年0.38的水平，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)尚有較大發(fā)展空間。海南省熱帶農(nóng)產(chǎn)品豐富，加工原材料較易得到滿足，但由于熱帶水果鮮食比例大，鮮果價(jià)格時(shí)而波動(dòng)，農(nóng)民收入不易得到保障。對(duì)于有一定規(guī)模產(chǎn)量的熱帶果蔬，海南應(yīng)充分發(fā)揮其原料優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品精深加工業(yè)，提高農(nóng)產(chǎn)品加工轉(zhuǎn)化率。海南農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)，大多加工技術(shù)水平低、設(shè)備落后，生產(chǎn)的中低檔產(chǎn)品多、精深加工產(chǎn)品少。隨著中國(guó)—東盟交流日益廣泛頻繁，海南應(yīng)充分抓住大好機(jī)會(huì)，加強(qiáng)與東南亞國(guó)家在熱帶農(nóng)產(chǎn)品加工與發(fā)展方面的交流，扶持龍頭企業(yè)發(fā)展高新技術(shù)，引進(jìn)國(guó)內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)和生產(chǎn)管理人才，借鑒其他熱帶水果加工水平較高的國(guó)家和地區(qū)，提升農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平和加工水平。第二，充分利用海洋資源，大力發(fā)展水產(chǎn)品加工業(yè)。海南是中國(guó)擁有最多海洋資源的省份，海域面積約為全國(guó)的2/3。隨著近海捕撈資源的衰退，海南省應(yīng)堅(jiān)持以市場(chǎng)為導(dǎo)向，鼓勵(lì)發(fā)展養(yǎng)殖業(yè)，建立標(biāo)準(zhǔn)化水產(chǎn)養(yǎng)殖、加工基地，促進(jìn)水產(chǎn)品加工、出口與養(yǎng)殖協(xié)調(diào)發(fā)展。針對(duì)水產(chǎn)品精深加工能力不足的現(xiàn)狀，海南加工企業(yè)應(yīng)積極引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，提高加工工藝，創(chuàng)造知名品牌。鼓勵(lì)龍頭企業(yè)與當(dāng)?shù)貪O（農(nóng)）民建立產(chǎn)供銷等直接利益關(guān)系，帶動(dòng)漁（農(nóng)）民發(fā)展致富。第三，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度。加大對(duì)道路、農(nóng)產(chǎn)品物流、冷藏設(shè)施及通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，為擴(kuò)大鮮果和加工農(nóng)產(chǎn)品對(duì)外銷售創(chuàng)造便利的條件。加強(qiáng)信息網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，及時(shí)高效的提供海南農(nóng)產(chǎn)品方面的市場(chǎng)信息。增強(qiáng)相關(guān)部門如強(qiáng)駐島外農(nóng)產(chǎn)品流通辦事處的功能，提高其信息收集反饋服務(wù)水平。完善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量檢測(cè)體系，加強(qiáng)質(zhì)量檢測(cè)硬件和軟件建設(shè)，保證海南農(nóng)產(chǎn)品高質(zhì)量，塑造綠色無(wú)疫高質(zhì)量品牌形象。第四，保護(hù)生態(tài)環(huán)境，降低污染。海南是全國(guó)的無(wú)疫區(qū)，熱帶高效綠色無(wú)公害成為海南農(nóng)業(yè)最大的特色，也是消費(fèi)者認(rèn)可和選擇海南農(nóng)產(chǎn)品及其加工產(chǎn)品的關(guān)鍵因素。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、旅游開發(fā)、地產(chǎn)開發(fā)及工業(yè)發(fā)展，農(nóng)藥化肥、生活垃圾、廢水廢氣等直接破壞著海南的生態(tài)環(huán)境，海南各地的生態(tài)環(huán)境已受到不同程度的破壞，不利于海南農(nóng)業(yè)、旅游業(yè)甚至海南經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。海南應(yīng)做好生態(tài)保護(hù)規(guī)劃及開發(fā)建設(shè)規(guī)劃，實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時(shí)加強(qiáng)監(jiān)督。政府應(yīng)努力推動(dòng)生產(chǎn)方式改革，推動(dòng)綠色高效節(jié)能生產(chǎn)，以此保證農(nóng)產(chǎn)品及其加工品的質(zhì)量水平，提高海南農(nóng)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力，也為海南現(xiàn)代農(nóng)業(yè)良性循環(huán)發(fā)展及在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)維持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的利益提供保障。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李明賢，羅荷花，楊迪航.中國(guó)農(nóng)戶融資與農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)、減貧的實(shí)證分析[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究，2010，（5）.

[2] 閆奕榮，王滿倉(cāng)，李志軍.西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整及因果關(guān)系檢驗(yàn)[J].西北大學(xué)學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版，2007，（3）：38-41.

[3] 張利亞.基于協(xié)整與誤差修正模型的預(yù)測(cè)[D].武漢：武漢科技大學(xué)，2006.

[4] 曹裕，謝良，賀礫輝.湖南對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)[J].湖南文理學(xué)院學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2007，（6）：40-44.

[5] 王洪亮，徐霞.日本對(duì)華貿(mào)易與直接投資的關(guān)系研究（1983—2001）[J].世界經(jīng)濟(jì)，2003，（8）：28-37.

[6] 張凌霜，張東日.基于協(xié)整檢驗(yàn)及Granger因果分析的湛江水產(chǎn)品出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)關(guān)系實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2010，（21）：145-148.

[7] 呂立才，黃祖輝.外商直接投資與中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品和食品貿(mào)易關(guān)系的研究[J].國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2006，（1）：25-32.

[責(zé)任編輯 吳高君]