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1、農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入的影響 農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入的影響 2015/10/08 十八大報(bào)告高度重視農(nóng)民收入問(wèn)題，明確提出要著力促進(jìn)農(nóng)民增收，保持農(nóng)民收入持續(xù)較快增長(zhǎng)．然而，現(xiàn)實(shí)情況是農(nóng)民收入增長(zhǎng)依然緩慢．因而，對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)進(jìn)行研究具有現(xiàn)實(shí)意義．國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究主要在以下幾個(gè)方面:第一，從農(nóng)村金融方面考查農(nóng)民收入增長(zhǎng)．余新平、熊皛白、熊德平［1］(2010)認(rèn)為，農(nóng)村存款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)賠付與農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈正向關(guān)系，而農(nóng)村貸款、農(nóng)業(yè)保險(xiǎn)收入與農(nóng)民收入增長(zhǎng)呈負(fù)

2、向關(guān)系．第二，從城市化的角度研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)．張鵬、袁方［2］(2009)認(rèn)為城市化水平是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的Granger原因且對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期、顯著的正向作用．第三，從勞動(dòng)力資源配置的角度研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)．王春超［4］(2011)認(rèn)為農(nóng)戶將自家的關(guān)鍵性經(jīng)濟(jì)資源參與市場(chǎng)配置是提高農(nóng)民收入的重要途徑．第四，從農(nóng)業(yè)外商直接投資的角度研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)．陳燦煌［5］(2007)得出加大吸引農(nóng)業(yè)外商直接投資的力度是促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的重要途徑．第五，從財(cái)政支出的角度研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)．劉耀森［6］(2011)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政支出是促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的有利因素．第六，從農(nóng)業(yè)投資的角度研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)．劉耀森、左正強(qiáng)

3、(2011)指出，農(nóng)業(yè)投資的各個(gè)組成部分在促進(jìn)農(nóng)民收入增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)度和影響力有著顯著差異，并且存在著一定的作用時(shí)滯．學(xué)者們對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的研究大多在農(nóng)村金融、城市化、勞動(dòng)力資源配置、農(nóng)業(yè)外商直接投資、財(cái)政支出以及農(nóng)業(yè)投資等方面，而從農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的視角研究農(nóng)民收入增長(zhǎng)的還不多．本文從這個(gè)視角來(lái)考查安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響． 1安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的現(xiàn)狀 1．1安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的現(xiàn)狀為了更好地分析安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的狀況［8］，本文將安徽省2003—2012年的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額數(shù)據(jù)以及TC指數(shù)數(shù)據(jù)列入表1，并做了安徽省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額和TC指數(shù)的折線圖

4、．由圖1可以看出，安徽省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額逐年遞增，在2010年之前都是出口量大于進(jìn)口量，貿(mào)易處于順差狀態(tài)．2011年農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口量增加到8．9億美元，出口量?jī)H為8．53億美元，形成了貿(mào)易逆差．2012年出口額為9．52億美元，進(jìn)口額為12．55億美元，逆差變大．TC指數(shù)(農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易競(jìng)爭(zhēng)力指數(shù))能夠反映某種農(nóng)產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力．TC指數(shù)介于－1和1之間．TC=1表示此地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品只出口不進(jìn)口，TC=0表示此地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口處于平均水平，TC=－1表示此地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品只進(jìn)口不出口．由圖2可以看出，安徽省農(nóng)產(chǎn)品的TC指數(shù)總體呈現(xiàn)下滑趨勢(shì)，在2011年TC指數(shù)降到－0．02，說(shuō)明安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口量增速低于進(jìn)口量的

5、增速，出現(xiàn)了出口劣勢(shì)． 1．2安徽省農(nóng)民人均純收入現(xiàn)狀運(yùn)用安徽省1996—2012年的農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)得到了圖3．由圖3可見(jiàn)，安徽省農(nóng)民人均純收入在1996—2003年增速較緩，從2004年開(kāi)始農(nóng)民人均純收入增長(zhǎng)速度較快，從2003年的人均收入2127元增長(zhǎng)到2004年的2499元，到2007年已經(jīng)突破人均3000元，達(dá)到人均3556元，到2010年突破5000元達(dá)到人均5285元，到2012年突破人均7000元大關(guān)，達(dá)到人均7160元．然而，與周邊幾個(gè)大省相比，安徽省人均純收入依然處于較低水平． 2數(shù)據(jù)選取、變量說(shuō)明和模型的建立 2．1數(shù)據(jù)的選取和變量的說(shuō)明本文選取199

6、6—2012年安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額E、農(nóng)民人均純收入Y、農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)P3個(gè)變量．為了消除價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均純收入的影響，用1996年為基期的農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)對(duì)農(nóng)民人均純收入進(jìn)行平減，得到以1996年為基期的實(shí)際人均純收入值［7］．同樣，為了消除匯率的變化對(duì)出口額的影響，把安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額的單位用每年的不同匯率從美元換算成人民幣．本文所用數(shù)據(jù)來(lái)源于安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒［10］和我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品月度統(tǒng)計(jì)報(bào)告．由于原始的時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往存在異方差，而變量的自然對(duì)數(shù)值不改變協(xié)整關(guān)系，所以為了消除各個(gè)變量的異方差，對(duì)3個(gè)變量分別取對(duì)數(shù)值，表示為:LnE、LnY和LnP． 2．2模型的建立由于本

7、文考查的是安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響，為了更加準(zhǔn)確地得到農(nóng)產(chǎn)品出口額和農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格兩個(gè)變量對(duì)農(nóng)民收入增長(zhǎng)的影響情況，本文選擇運(yùn)用向量自回歸模型來(lái)進(jìn)行分析。 3實(shí)證分析 3．1各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)如果不平穩(wěn)，會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象．為了消除偽回歸，首先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)．檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2．由表2可知，原序列的ADF檢驗(yàn)值都是大于5﹪水平臨界值的，不能拒絕原序列存在單位根的原假設(shè)．因而原序列都是不平穩(wěn)的．3變量的滯后一階變量的ADF檢驗(yàn)值均小于5﹪水平臨界值，拒絕原假設(shè)，所以變量LnY、LnE和LnP都是一階單整的． 3．2J

8、ohansen協(xié)整檢驗(yàn)由于3個(gè)變量都是一階單整的，可能存在協(xié)整關(guān)系，下面運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額、安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)和安徽省農(nóng)民人均收入3個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，并通過(guò)跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)得到協(xié)整個(gè)數(shù)和協(xié)整方程．檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3．由表3的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，安徽省農(nóng)民人均收入、安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口額和安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)三變量在5﹪的顯著性水平下存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下。極大似然值為34．21931．從協(xié)整方程可以看出，安徽省農(nóng)民人均收入與安徽省農(nóng)產(chǎn)品的出口額存在長(zhǎng)期正相關(guān)的關(guān)系，與安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格存在長(zhǎng)期負(fù)相關(guān)的關(guān)系．協(xié)整方程還反映了安徽省每增加

9、一單位的農(nóng)產(chǎn)品出口，農(nóng)民人均收入就增長(zhǎng)1．172985個(gè)單位．因而，安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口量的增加能夠促進(jìn)該省農(nóng)民收入的增加． 3．3誤差修正模型的建立上述協(xié)整檢驗(yàn)已經(jīng)說(shuō)明安徽省農(nóng)民人均收入、農(nóng)產(chǎn)品出口和農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格指數(shù)3個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但要證明短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系還需要建立誤差修正模型［9］．誤差修正模型既能夠彌補(bǔ)長(zhǎng)期靜態(tài)模型的不足，又能夠反映短期偏離向長(zhǎng)期均衡修正的機(jī)制．本文根據(jù)協(xié)整方程建立的誤差修正模型如下。其中，ET(－1)表示誤差修正項(xiàng)，其系數(shù)－0．006838符合反向修正作用，反映了其調(diào)整短期偏離的力度，也就是說(shuō)，當(dāng)短期均衡偏離長(zhǎng)期均衡的時(shí)候，它就會(huì)以0．006838的力

10、度將偏離的短期均衡調(diào)整到長(zhǎng)期均衡的水平．由方程(2)和方程(3)可知，安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)農(nóng)民人均收入的增長(zhǎng)在長(zhǎng)期和短期都是正向作用，說(shuō)明產(chǎn)品的出口能促進(jìn)農(nóng)民人均收入的增加;而農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均收入的影響效應(yīng)在短期內(nèi)為正，在長(zhǎng)期為負(fù)．這說(shuō)明農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均收入的影響具有一定的時(shí)滯性． 3．4格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)上述協(xié)整檢驗(yàn)證明了3個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，然而3個(gè)變量之間是否存在因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證，下面采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行驗(yàn)證．用Eviews6軟件運(yùn)行得到的結(jié)果見(jiàn)表4．根據(jù)表4知，農(nóng)民人均收入與農(nóng)產(chǎn)品出口之間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系，農(nóng)民人均收入與農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)

11、格之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格之間也不存在格蘭杰因果關(guān)系．顯然，農(nóng)產(chǎn)品出口是農(nóng)民人均收入增加的一個(gè)重要原因． 3．5脈沖響應(yīng)在上述已經(jīng)建立的VAＲ模型的基礎(chǔ)上，建立脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)分析安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口和農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格對(duì)農(nóng)民人均收入的動(dòng)態(tài)影響．圖4為所得脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其中橫軸代表沖擊效應(yīng)的追蹤期數(shù)，縱軸代表農(nóng)民人均收入的響應(yīng)程度，實(shí)線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)的計(jì)算值，虛線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)值加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶．由圖4可知，在給安徽省農(nóng)產(chǎn)品出口一個(gè)正向沖擊之后，農(nóng)民人均收入開(kāi)始增長(zhǎng)，并逐漸趨于平穩(wěn)狀態(tài)，說(shuō)明安徽農(nóng)產(chǎn)品出口的增加能夠促進(jìn)該省農(nóng)民人均收入平穩(wěn)增長(zhǎng)．在同期給安徽省

12、農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格一個(gè)正向沖擊之后，農(nóng)民人均收入開(kāi)始有增長(zhǎng)，但在第2期之后開(kāi)始穩(wěn)步增長(zhǎng)，增速要低于農(nóng)產(chǎn)品出口帶來(lái)的農(nóng)民人均收入的增長(zhǎng)．這說(shuō)明農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均收入的作用效應(yīng)存在一定的時(shí)滯性，與上面所做的誤差修正模型的結(jié)果一致。 4結(jié)論與政策建議 4．1結(jié)論安徽省農(nóng)民人均收入與安徽省農(nóng)產(chǎn)品的出口額存在長(zhǎng)期正相關(guān)的關(guān)系，與安徽省農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格存在長(zhǎng)期負(fù)相關(guān)的關(guān)系．協(xié)整方程還反映了安徽省每增加一單位的農(nóng)產(chǎn)品出口，農(nóng)民人均收入就增長(zhǎng)1．172985個(gè)單位．這說(shuō)明農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的發(fā)展能夠有效增加農(nóng)民人均收入．通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以得到農(nóng)民人均收入與農(nóng)產(chǎn)品出口之間存在雙向的格蘭杰因

13、果關(guān)系，即農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入的增加有促進(jìn)作用，農(nóng)民收入的增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易也有一定的影響．通過(guò)脈沖響應(yīng)法可以得到安徽農(nóng)產(chǎn)品出口的增加能夠促進(jìn)該省農(nóng)民人均收入平穩(wěn)增長(zhǎng)．農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格變動(dòng)帶來(lái)的農(nóng)民收入增長(zhǎng)效應(yīng)要低于農(nóng)產(chǎn)品出口帶來(lái)的農(nóng)民人均收入的增長(zhǎng)效應(yīng)．這說(shuō)明農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格的變動(dòng)對(duì)農(nóng)民人均收入的作用效應(yīng)存在一定的時(shí)滯性． 4．2政策建議首先，應(yīng)該把增加農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易列入安徽省農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點(diǎn)，在引進(jìn)一批知名農(nóng)產(chǎn)品出口企業(yè)的同時(shí)，也要著重培育一批當(dāng)?shù)剞r(nóng)產(chǎn)品出口龍頭企業(yè)．其次，應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)出口農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量的監(jiān)督，完善動(dòng)植物藥殘留監(jiān)控體系和疫病防控體系，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品出口基地進(jìn)行科學(xué)的管理．最后，要積極開(kāi)拓國(guó)外市場(chǎng)，拓寬安徽省農(nóng)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)的銷路，在穩(wěn)定現(xiàn)有市場(chǎng)的同時(shí)積極開(kāi)拓其它市場(chǎng)。