張 萌，張葦錕，王明對

（廣東海洋大學經(jīng)濟管理學院，廣東 湛江 524088）

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水產(chǎn)品出口對廣東漁業(yè)經(jīng)濟增長的實證研究

張 萌，張葦錕，王明對

（廣東海洋大學經(jīng)濟管理學院，廣東 湛江 524088）

摘 要：采用2003—2013年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對廣東水產(chǎn)品出口和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值之間的關系進行實證研究。在統(tǒng)計分析方面，測算了廣東水產(chǎn)品出口依存度、貢獻率和拉動度，結果顯示水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長具有促進作用，但是這種促進表現(xiàn)不穩(wěn)定且不高；在計量分析方面，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和回歸分析，結果表明，水產(chǎn)品出口和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值之間具有長期穩(wěn)定的均衡關系，水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟具有有限的拉動作用。制約廣東水產(chǎn)品出口的原因主要有進口國提高水產(chǎn)品技術性貿(mào)易壁壘、省內(nèi)水產(chǎn)品市場集中以及市場結構不合理。提出提高水產(chǎn)品出口質量、開發(fā)高附加值產(chǎn)品以及做強做大水產(chǎn)品第二產(chǎn)業(yè)等相應的政策建議。

關鍵詞：水產(chǎn)品出口；漁業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值；計量分析；拉動有限

我國是全球重要的漁業(yè)貿(mào)易大國，截止到2013年，中國水產(chǎn)品出口總量達6 172萬 t，連續(xù)25 a居世界第一，中國水產(chǎn)品出口額達202億美元，連續(xù)14 a居中國農(nóng)產(chǎn)品出口首位。廣東省憑借其強大的經(jīng)濟實力和地理優(yōu)勢，成為我國第二大水產(chǎn)品出口地區(qū)，2013年廣東水產(chǎn)品出口額33億美元，同比增長22.2％，廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值2 150億元，同比增長7.1％。

水產(chǎn)品出口居廣東大宗農(nóng)產(chǎn)品出口首位，2014年其水產(chǎn)品出口額占農(nóng)產(chǎn)品出口總額的35.4％，因此水產(chǎn)品出口是廣東較重要的出口產(chǎn)品，特別是對于粵東西兩翼經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，水產(chǎn)品出口是其最重要的外貿(mào)出口產(chǎn)品，也是兩翼地區(qū)沿海漁民的主要經(jīng)濟收入來源。同時，漁業(yè)經(jīng)濟是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的重要組成部分，漁業(yè)總產(chǎn)值的增加對于改善農(nóng)業(yè)三產(chǎn)結構、增加農(nóng)民收入、解決“三農(nóng)”問題、提高水產(chǎn)品加工企業(yè)效益具有重要的現(xiàn)實意義。

廣東水產(chǎn)品出口與漁業(yè)經(jīng)濟增長是否具有關系，水產(chǎn)品出口能否促進漁業(yè)經(jīng)濟的增長成為學術界討論的熱點問題，本研究從廣東區(qū)域層面上對兩者的關系進行實證研究。

1　文獻綜述

梳理國內(nèi)現(xiàn)有的文獻，筆者發(fā)現(xiàn)研究出口對經(jīng)濟增長的文章較多，且多數(shù)是從國家層面研究。熊麗娟、黃凱[1]運用協(xié)整模型檢驗得出紡織品出口和經(jīng)濟增長具有長期的動態(tài)關系，同時計算得出紡織品出口對經(jīng)濟增長的拉動度和貢獻率都較低；劉修巖、吳燕[2]通過構建出口專業(yè)化、出口水平多樣化、出口垂直多樣化這三大指標與經(jīng)濟增長的回歸模型來進行實證研究；劉慶寶、未良莉[3]建立擴展的索羅模型，實證研究消費、出口、投資這“三駕馬車”在經(jīng)濟增長中的作用，結果顯示“三駕馬車”是推動我國經(jīng)濟又快又好發(fā)展的原動力?？傊?，學者運用不同的實證方法，得出的結論基本一致，即出口對國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展具有一定的促進作用。

研究水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長方面的文獻較少。趙曉穎、趙桂蘭[4]運用統(tǒng)計分析和計量分析相結合的方法，實證檢驗山東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用，同時也發(fā)現(xiàn)影響漁業(yè)經(jīng)濟快速發(fā)展的制約因素；陳偉[5]研究中國水產(chǎn)品出口和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系，建立誤差修正模型，檢驗得出農(nóng)業(yè)經(jīng)濟單項促進中國水產(chǎn)品的出口；劉津、李志勇[6]通過對比研究，找出影響廣東水產(chǎn)品出口的技術性貿(mào)易壁壘，并提出建立合作組織、提高產(chǎn)品質量、完善監(jiān)測體系等應對措施。目前來看，水產(chǎn)品出口與漁業(yè)經(jīng)濟增長之間的關系并不是十分明朗，并且還存在水產(chǎn)品出口方式粗放、經(jīng)營過度分散、產(chǎn)品加工程度低的諸多問題。

縱觀國內(nèi)學者已有的研究成果，發(fā)現(xiàn)幾乎沒有研究廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻作用，然而，廣東作為我國第二大水產(chǎn)品出口地區(qū)，水產(chǎn)品出口在農(nóng)業(yè)經(jīng)濟中具有非常重要的地位。因此，本文欲通過實證方法，檢驗廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用，并進一步找出制約廣東水產(chǎn)品出口的因素，以便更好地發(fā)揮其對漁業(yè)經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的推動力。

2　廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長作用的統(tǒng)計分析

關于出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長作用的分析，現(xiàn)階段國內(nèi)學者并沒有統(tǒng)一的分析測評體系，使用較多的是幾個統(tǒng)計分析指標，例如出口依存度、出口貢獻率以及拉動度等。這幾個統(tǒng)計指標也同樣適用于水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的作用分析。

2.1水產(chǎn)品出口依存度分析

出口依存度是測算某地區(qū)在一定時間內(nèi)生產(chǎn)商品和勞務的價值總和輸出到國外所占的比重，這一指標反映某地區(qū)的經(jīng)濟活動與世界經(jīng)濟活動的聯(lián)系程度。本文中廣東水產(chǎn)品出口依存度=廣東水產(chǎn)品出口額/廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值，水產(chǎn)品出口依存度越高表示廣東漁業(yè)經(jīng)濟的開放程度越高，同時也說明水產(chǎn)品出口在廣東漁業(yè)經(jīng)濟增長中的作用就越大。表1測算了2003—2013年廣東水產(chǎn)品出口依存度以及與全國的比較情況。

首先，從表1可以看出，廣東水產(chǎn)品出口依存度在2004年時到達近11年內(nèi)的最大值，其數(shù)值為12.54％，之后的2005—2009年有所下降，到2009年時為最低8.00％，但是從2010年開始廣東出口依存度又在緩慢回升。廣東水產(chǎn)品出口依存度的變化比較穩(wěn)定，呈現(xiàn)出先降后回升的趨勢，近11年的平均依存度為9.16％。

分析廣東出口依存度變化的原因，香港、美國、日本、歐盟分別是廣東水產(chǎn)品出口的第一、二、三、五大市場，2006年11月有媒體報道我國養(yǎng)殖上市的多寶魚中被檢驗出含有氯霉素、孔雀石綠等違禁藥物，我國養(yǎng)殖的水產(chǎn)品在國際市場上失去信任。緊隨而至，香港地區(qū)減少對廣東水產(chǎn)品的進口，歐美日等國也紛紛要求退貨，廣東水產(chǎn)品出口受阻，再加之2008年歐美等國受金融危機的影響而減少了對本國水產(chǎn)品的進口，因此2009年廣東水產(chǎn)品出口依存度一度下降為最低。其后幾年，廣東以致全國都加強對水產(chǎn)品出口的檢測檢疫，保證食品安全，香港、歐美日等國又逐步恢復對水產(chǎn)品的進口。

表1　廣東水產(chǎn)品出口依存度以及與全國的比較Table 1 Comparing export dependency of Guangdong with that of China

其次，與全國水產(chǎn)品出口依存度的平均值6.98％相比，廣東水產(chǎn)品出口依存度高出全國平均2.18％。廣東和全國水產(chǎn)品出口依存度的變化趨勢基本一致，均在2009年達到最大、2004年最小，但是廣東和全國相比具有較大的波動程度，變化更為頻繁。

通過廣東和全國平均水平的對比說明，廣東的開放程度更高，和國際市場有更多的互動，漁業(yè)經(jīng)濟的增長也更加依賴于國際市場，這是因為廣東是沿海大省，具有天然的地理優(yōu)勢，更容易養(yǎng)殖優(yōu)質的水產(chǎn)品以供出口。然而，廣東出口波動程度較頻繁于全國平均，從另一方面也反應出廣東省抵御外來市場變化的能力弱小，一旦進口國提高其貿(mào)易壁壘，廣東水產(chǎn)品就會陷入滯銷的困境中。

2.2廣東水產(chǎn)品出口貢獻率和拉動度分析

貢獻率和拉動程度在一定范圍內(nèi)反映出口對經(jīng)濟發(fā)展的促進作用。開放條件下凱恩斯主義模型的計算公式為Y = C + I + X – M ，因此出口貢獻率=出口增加量/GDP的增加量，這一指標應用于廣東省，即廣東水產(chǎn)品出口貢獻率=水產(chǎn)品出口額增加量/漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值增加量=(當年水產(chǎn)品出口額-上年水產(chǎn)品出口額）/(當年漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值-上年漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值）；廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的拉動度=水產(chǎn)品出口貢獻率×漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值增長率。具體計算結果見表2。

表2　廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率和拉動度Table 2 The export contribution rate and pull rate of Guangdong aquatic products to Fisheries Economic Growth

首先，從表2可以看出，除2007年廣東水產(chǎn)品對漁業(yè)經(jīng)濟的增長貢獻率和拉動度為負數(shù)外，其他年份均為正數(shù)，即其他年份水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟存在正向的促進作用。從2003—2013這11年間，廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的年平均貢獻率為13.34％、年均拉動度為1％，同期，全國水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的年均貢獻率和拉動度分別為7.68％和0.91％。通過廣東與全國數(shù)據(jù)對比可見，廣東的年均貢獻率高于全國平均水平5.66％，而年均拉動度與全國平均水平相當。廣東作為經(jīng)濟大省與經(jīng)濟強省，連續(xù)十幾年經(jīng)濟總量領先于全國其他省份，出口總額幾乎占到全國的1/4，然而水產(chǎn)品出口貢獻率才略高于全國平均水平，這與廣東經(jīng)濟強省的身份極不相稱。根據(jù)寧凌[7]研究成果顯示，廣東水產(chǎn)品出口存在諸多問題：出口質量不高，水產(chǎn)品存在安全隱患；出口結構單一，銷售市場集中；水產(chǎn)品出口以一般貿(mào)易為主、加工貿(mào)易為輔等。這些問題的存在制約了廣東水產(chǎn)品的出口，在一定程度上也影響到出口對漁業(yè)經(jīng)濟的促進作用，因此，廣東水產(chǎn)品出口體系還需完善與加強。

其次，雖然表2顯示廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟具有正向促進作用，但是從整體變化趨勢來看，這種貢獻率和拉動度并不是平穩(wěn)變化而是螺旋上升，說明水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻是不穩(wěn)定且不高的，加大水產(chǎn)品出口數(shù)量、優(yōu)化水產(chǎn)品出口質量將在漁業(yè)經(jīng)濟增長中發(fā)揮越來越重要的作用。

3　廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長作用的計量分析

3.1廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值和水產(chǎn)品出口額平穩(wěn)性檢驗

時間序列具有非平穩(wěn)性，為了防止變量回歸的偽回歸現(xiàn)象，先對時間序列進行單位根檢驗，本文采用最常見的ADF單位根檢驗方法。選取2003—2013年的11個年度數(shù)據(jù)作為樣本空間，用Y表示廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值序列，X表示廣東水產(chǎn)品出口額序列，為了消除異方差同時又不影響時間序列的平穩(wěn)性，對X、Y取自然對數(shù)，即得到lnX 和lnY，檢驗結果見表3。

表3　平穩(wěn)性檢驗Table 3 Stationarity test

由表3可見，原序列l(wèi)n X、ln Y在5％的臨界水平下均是非平穩(wěn)的；但一階差分序列dln X、dln Y在5％的臨界水平下是平穩(wěn)的，即此時間序列為一階單整序列，可進行檢驗變量間是否存在長期協(xié)整關系。

3.2廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值和水產(chǎn)品出口額協(xié)整檢驗

如果幾個非平穩(wěn)的時間序列在進行某種線性組合后變成平穩(wěn)的，則稱這些非平穩(wěn)的時間序列存在協(xié)整關系，同時說明這些序列存在長期關系。根據(jù)LR、FPE、AIC、SC、HQ 5個指標確定該模型的最后滯后期為3，并在在此基礎上，對lnX、lnY進行Johansen協(xié)整檢驗，結果見表4。

由表4可以看到，原假設None表示沒有協(xié)整關系，在5％的臨界水平下概率為0，因此拒絕原假設，認為至少存在一個協(xié)整關系；下一個假設At most 1表示最多有一個協(xié)整關系，在5％臨界水平下概率為0.430 7，0.430 7 > 0.05，因此接受原假設，認為最多存在一個協(xié)整關系；檢驗到此結束。通過對ln X、ln Y進行Johansen協(xié)整檢驗可判斷這個變量之間存在一個協(xié)整關系，可認為廣東水產(chǎn)品出口額和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值之間存在長期穩(wěn)定均衡關系。

表4　協(xié)整檢驗Table 4 Cointegration test

3.3廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值和水產(chǎn)品出口額的Granger因果檢驗

通過上述的Johansen協(xié)整檢驗可判斷這個變量間存在長期關系，但是兩者之間是否存在因果關系仍然無從知曉，因此需對lnX、lnY進行Granger因果檢驗，結果見表5。

表5　Granger因果檢驗Table 5 Granger causality test results

從表5可以看出，概率P值分別為0.489 5和0.174 4，在5％的臨界水平下，接受lnX不是lnY的 Granger原因和lnY不是lnX的Granger原因的原假設，兩者間不存在因果關系。本文認為，這兩之間不存在因果關系不能說明兩者之間就沒有促進作用，只是沒有直接的拉動進步。

3.4廣東漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值和水產(chǎn)品出口額歸回分析

對水產(chǎn)品出口額和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值做一元OLS回歸分析，具體結果見表6。

表6　回歸估計結果Table 6 Result of regression estimation

表6模型回歸方程為：ln Y = 0.904 842 ′ ln X + 5.458 978。從系數(shù)的顯著性來看，概率P都在0.000，都小于5％的顯著水平，說明該回歸模型的系數(shù)都非常顯著；從模型整體的擬合度來看，R2= 0.936 976，說明模型擬合程度很好；從模型的殘差序列來看，DW值為1.349 135。經(jīng)查表發(fā)現(xiàn)，該模型存在一階自相關，在此基礎上，加入二階滯后，一般二階滯后不存在序列相關性，運用兩階段最小二乘法（TSLS）進行估計，得到以下結果：

其中可決系數(shù)R2為0.993 5，比原來的可決系數(shù)要高，接近于1，印證了該函數(shù)模型擬合效果較好，再經(jīng)過拉格朗日(LM)一階滯后檢驗，得到相伴概率為0.034 2，在5％顯著性水平下，拒絕原假設，該模型不存在序列相關性，序列相關性已得到消除，該模型為最優(yōu)模型。

由該模型得知，當廣東水產(chǎn)品出口額每上升1％，漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值就上升0.56％。

綜上所述，該模型通過了各種檢驗，回歸結果顯示廣東水產(chǎn)品出口額和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值之間存在比較強的相關性，同時說明對兩個指標進行的傳統(tǒng)檢驗和計量檢驗結果基本一致：廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值有間接正向的拉動作用。

4　建議

通過上文對水產(chǎn)品出口額和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值的實證分析，可以得出如下結論。

首先，2003—2013這11年的出口依存度的平均值為9.16％，高于同期全國平均水平2.18％。與全國相比，廣東的開放程度更高，更加依賴于國際市場。同時，這11年間廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的年平均貢獻率為13.34％、年均拉動度為1％，同期，全國水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟增長的年均貢獻率和拉動度分別為7.68％和0.91％。從出口依存度、貢獻率和拉動度這3個指標的廣東數(shù)值與全國數(shù)值的比較可知，廣東只是略高于全國平均水平，這與廣東經(jīng)濟強省的地位極不匹配，說明在廣東水產(chǎn)品出口方面還存在許多制約因素，影響了廣東水產(chǎn)品的出口數(shù)量。

其次，計量結果顯示：在ADF單位根檢驗中，原序列l(wèi)n X、ln Y在5％的臨界水平下均是非平穩(wěn)的，但一階差分序列dln X、ln Y在5％的臨界水平下是平穩(wěn)的，即此時間序列為一階單整序列；對ln X、ln Y進行Johansen協(xié)整檢驗，結果表明兩個序列之間存在一個協(xié)整關系，即廣東水產(chǎn)品出口額和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值之間有長期穩(wěn)定的均衡關系；Granger因果檢驗顯示廣東水產(chǎn)品出口額和漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值之間并沒有因果關系；但經(jīng)過兩階段最小二乘法（TSLS）進行估計，發(fā)現(xiàn)廣東水產(chǎn)品出口額每上升1％，漁業(yè)經(jīng)濟總產(chǎn)值會上升0.56％，驗證廣東水產(chǎn)品出口是間接拉動漁業(yè)經(jīng)濟的增長。

從結論可見，無論是傳統(tǒng)分析還是計量分析，實證結果均顯示廣東水產(chǎn)品出口對漁業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值有正向的拉動作用，但是這種拉動作用卻表現(xiàn)得不夠明顯。在查閱大量的參考文獻后，筆者將制約廣東水產(chǎn)品出口的因素以及相應的改善建議歸納為如下幾點。

（1）從國際銷售市場看，其制約因素是進口國提高水產(chǎn)品技術性貿(mào)易壁壘，例如美國制定了嚴格的抽樣檢查制度和原產(chǎn)地標簽制度；歐盟制定了全世界最嚴格的水產(chǎn)品法令，對水產(chǎn)品的生產(chǎn)、加工、銷售以及第三國進口水產(chǎn)品的衛(wèi)生條件做了詳細的規(guī)定；日本也制定出水產(chǎn)品質量檢驗標準、水產(chǎn)品標簽制度等[8]。技術性貿(mào)易壁壘的提高，使得廣東原有的部分水產(chǎn)品質量不符合進口國標準，從而導致廣東出口量減小，應對這一問題的辦法是提升水產(chǎn)品出口的質量，現(xiàn)有的水產(chǎn)品加工企業(yè)應從養(yǎng)殖、加工、銷售等環(huán)節(jié)嚴格把好質量關，采用規(guī)?；?、規(guī)范化、專業(yè)化的養(yǎng)殖方式，保證食品質量安全。

（2）從本省實際情況看，其制約因素是廣東水產(chǎn)品出口市場集中、品種單一。廣東水產(chǎn)品出口主要集中在美國、日本和我國香港地區(qū)，這些地方的進口占到廣東水產(chǎn)品出口量的80％[9]，所以一旦這些國家停止進口，廣東水產(chǎn)品的出口將受到很大的沖擊。另外，在出口品種上，主要有鮮/凍對蝦、凍蝦仁、活魚、凍魚和烤鰻，占到出口總額的50％以上，單一的水產(chǎn)品出口品種會增加廣東對外貿(mào)易的風險。因此，廣東水產(chǎn)品加工企業(yè)應關注國際水產(chǎn)品市場的變化情況，根據(jù)市場需求調(diào)整生產(chǎn)品種，積極開拓多元化的銷售市場，嘗試開發(fā)中東、拉美等潛力市場；同時，優(yōu)化產(chǎn)品質量，提高產(chǎn)品附加值，在出口數(shù)量一定的情況下，高附加值產(chǎn)品可提高產(chǎn)品銷售額并提升產(chǎn)品定位。

（3）從本省實際情況看，其二的制約因素是水產(chǎn)品出口結構不合理，第一產(chǎn)業(yè)比重過高。目前廣東水產(chǎn)業(yè)的發(fā)展仍然以出口初加工產(chǎn)品為主，產(chǎn)品附加值低且經(jīng)濟效益不高，僅僅是依靠開發(fā)現(xiàn)有資源和利用低廉勞動力。和漁業(yè)有關的加工業(yè)、建筑業(yè)、服務業(yè)等二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展緩慢，根據(jù)《廣東統(tǒng)計年鑒》資料記載，2013年廣東省漁業(yè)第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值分別為3 690 830萬元、670 996萬元和22 578萬元，三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例為163∶16∶1，水產(chǎn)業(yè)出口結構嚴重失調(diào)。因此，在現(xiàn)有的基礎上，加大第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，開發(fā)水產(chǎn)品深加工業(yè)，對產(chǎn)品進行分門別類，例如合成水產(chǎn)食品、美容水產(chǎn)食品、養(yǎng)生水產(chǎn)食品、保健水產(chǎn)食品等；同時，可以對有醫(yī)藥價值的生物加工生產(chǎn)成藥材。

參 考 文 獻

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[2] 劉修巖，吳燕. 出口專業(yè)化、出口多樣化與地區(qū)經(jīng)濟增長——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 管理世界，2013（8）：30-40；187.

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第一作者：張萌，女，1991年生，碩士研究生，主要研究方向為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟管理。

The Empirical Study of Aquatic Products Export Contribution to Fisheries Economic Growth in Guangdong Province

ZHANG Meng, ZHANG Wei-kun, WANG Ming-dui
(Economic and Management College of Guangdong Oceanic University，Zhangjiang 524088，China)

Abstract：Using statistical data during 2003-2013, we study aquatic products export contribution to fisheries economic growth in Guangdong Province. In terms of statistical analysis, export dependency, export contribution rate and pull rate of aquatic products in Ghandong Province were calculated. The results shows that the aquatic products export has a positive impact on fisheries economic growth, but this impact is not stable and is not high. In the terms of quantitative analysis, unit root test, co-integration test, Granger causality test and regression analysis are used, the results show that there is a long term stable equilibrium relationship between aquatic products export and fisheries economic growth and aquatic products export has a limited effect on stimulating the fisheries economic growth. Then the reasons of restricting the Guangdong aquatic products export are analyzed: the technical barrier of trade from import countries, Guangdong market concentration and unrensonable market structure. At last, some ralated policies and Suggestions are proposed, for example, improving aquatic products quality, developing high additional value products and making the aquatic products secondary industry powerful.

Key words：aquatic products export；fisheries economic growth；quantitative analysist；limited effect

通信作者：王明對，男，1972年生，主要研究方向為農(nóng)村與區(qū)域發(fā)展。

基金項目：2016年廣東大學生科技創(chuàng)新培育項目（pdjh2016a0227）；廣東海洋大學“創(chuàng)新強校工程”特色創(chuàng)新項目“廣東高端海洋產(chǎn)業(yè)發(fā)展機制及應對策略”（GDOU2015050227）

收稿日期：2015-11-03

中圖分類號：F326.406

文獻標志碼：A

文章編號：1673-9159（2016）02-0009-06

doi：10.3969/j.issn.1673-9159.2016.02.002