農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長

1、農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長摘要：根據(jù)協(xié)整分析技術(shù)、Granger因果檢驗(yàn)方法和誤差修正模型，利用新疆19912022年的數(shù)據(jù)，對農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)展了實(shí)證分析。結(jié)果說明，新疆農(nóng)產(chǎn)品出口總額與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品出口增長與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向Granger因果關(guān)系，即農(nóng)產(chǎn)品出口是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長并不是農(nóng)產(chǎn)品出口的原因。關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品出口；農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整；因果檢驗(yàn)改革開放30年以來，新疆農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易得到了快速開展。1991年農(nóng)產(chǎn)品出口額10.92億元，2000年到達(dá)27.86億元。2001年參加T后，新疆農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易進(jìn)一步開

2、展，到2022年到達(dá)38.28億元，增幅達(dá)251%。與此同時(shí)，新疆的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)保持了較高速度的增長，包括農(nóng)、林、漁業(yè)在內(nèi)的第一產(chǎn)業(yè)總值從1991年的112億元躍增到2022年的528億元，增幅達(dá)371%。新疆農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的速度令世人矚目，二者的互動(dòng)關(guān)系尤其是農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用值得深化研究。本文借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整分析方法和Granger因果檢驗(yàn)，對新疆現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料進(jìn)展分析，通過實(shí)證結(jié)論來提醒農(nóng)產(chǎn)品總出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在相關(guān)性，從而客觀評價(jià)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對增加農(nóng)民收入的影響。1數(shù)據(jù)的選擇本文分析所使用的樣本取自19912022年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于?新疆統(tǒng)

3、計(jì)年鑒五十年?和?新疆統(tǒng)計(jì)年鑒2022?，農(nóng)產(chǎn)品出口額根據(jù)當(dāng)年匯率程度折算為以人民幣為計(jì)價(jià)單位的貿(mào)易額。根據(jù)可獲得的數(shù)據(jù)資料，我們用第一產(chǎn)業(yè)GDP的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)代表農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)，以符號Y表示；新疆農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易涵蓋了食品及主要供食用的活動(dòng)物、飲料及煙草、非食用原料、動(dòng)物油脂及臘四項(xiàng)內(nèi)容，以符號X1表示。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，各變量進(jìn)展對數(shù)變換，變換后不影響變量之間的關(guān)系，變量的對數(shù)形式表示為LnY，LnX1。2實(shí)證分析2.1變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)由于是時(shí)間序列模型，為了防止偽回歸的產(chǎn)生，需要在回歸分析之前對經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)展平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采用ADF即擴(kuò)展的迪基富勒檢驗(yàn)法，我們可以得出如表1的結(jié)果。由表1

4、的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，原程度序列LnY和LnX1的ADF值均大于10%置信程度的臨界值，表現(xiàn)出非平穩(wěn)；但它們各自的一階差分序列DLnY，DLnX1的ADF值均小于10%置信程度的臨界值，表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，即LnY和LnX1都是一階單整過程，換言之，它們均為非平穩(wěn)的時(shí)間序列，因此，不可以用傳統(tǒng)的回歸分析來構(gòu)建模型，為此，使用協(xié)整理論來研究它們之間的長期平衡關(guān)系。2.2協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)的根本思想是：兩個(gè)或兩個(gè)以上非平穩(wěn)的時(shí)間序列，假設(shè)它們是同階單整的，那么變量之間的某種線性組合可能是平穩(wěn)的，即變量之間可能存在著長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。通常有兩種方法用來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，一種是EG兩步法；一種是Jh

5、ansen極大似然估計(jì)法。采用EG兩步法，樣本容量必須充分大，否那么得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量將是有偏的，而且樣本容量越小，偏向越大。本文中用于分析的有效樣本相對較小，故為抑制小樣本條件下EG兩步法參數(shù)估計(jì)的缺乏，本文采用Jhansen極大似然估計(jì)法對變量進(jìn)展協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)展檢驗(yàn)之前，首先對建立的VAR系統(tǒng)確立合理的滯后期，這里根據(jù)無約束VAR模型的殘差分析和AI準(zhǔn)那么確定其最優(yōu)滯后期為2，由于協(xié)整檢驗(yàn)選擇的滯后階數(shù)等于無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)減1，因此，協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。對LnY和LnX1的長期關(guān)系進(jìn)展檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。從表2可以看出，當(dāng)H：r=0時(shí),似然比統(tǒng)計(jì)量的值為22.6

6、2987,大于5%顯著程度的臨界值15.41，所以回絕零假設(shè)H：r=0，即認(rèn)為LnY和LnX1之間存在協(xié)整關(guān)系；接下來進(jìn)一步檢驗(yàn)，因?yàn)閞1時(shí)，似然比統(tǒng)計(jì)量等于0.433503，小于臨界值3.76，所以承受零假設(shè)r1，因此，在5%的顯著程度上，變量之間有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，對應(yīng)的協(xié)整回歸方程為：LnY=0.6073LnX1+3.7293+t2.15584.4383對殘差項(xiàng)t進(jìn)展單位根檢驗(yàn)的結(jié)果說明：ADF的統(tǒng)計(jì)量小于5%置信程度的臨界值，序列項(xiàng)t是平穩(wěn)的。因此，農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在一種長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)Granger定理，假設(shè)非平穩(wěn)的變量之間存在協(xié)整關(guān)系，那么可以建立誤差修正模型，在

7、上述協(xié)整分析的根底上，建立農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的誤差修正模型E為：Y=0.0979+0.0439*X1-0.1744*Et-13.06191.56692.0764該誤差修正模型中,各變量的系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)，且誤差修正項(xiàng)E的回歸系數(shù)為負(fù)值,符合反向修正機(jī)制。從誤差修正模型可以看出，短期內(nèi)X1的變化將引起Y同方向變化,假設(shè)X1變化1%將引起Y變動(dòng)0.04%；長期來看，假設(shè)本期的X1偏離長期平衡值，那么到下一時(shí)期這一偏離度將有17.44%得到修正。2.3Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明了新疆農(nóng)產(chǎn)品出口與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間存在長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系,但這種平衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需進(jìn)一

8、步檢驗(yàn)。本文借助Granger提出的因果關(guān)系檢驗(yàn)方法對這一問題進(jìn)展分析。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)基于系統(tǒng)向量自回歸VAR來定義，假定每一變量的預(yù)測信息全部包含在這些變量的時(shí)間序列之中。檢驗(yàn)中涉及到滯后階的選取，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)那么AI確定各變量的滯后階數(shù)。對各變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)如表3所示。從表3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，檢驗(yàn)結(jié)果回絕了LnX1不是LnY的Granger原因的零假設(shè)，承受了LnY不是LnX1的Granger原因的零假設(shè)，說明農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品出口并沒有得到經(jīng)歷證據(jù)的支持。可見20世紀(jì)90年代以來，新疆的農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增

9、長之間存在一種單向的因果關(guān)系，即新疆的農(nóng)產(chǎn)品出口屬于出口導(dǎo)向型。3結(jié)論及建議從總體上看，新疆農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在一種長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系，在這種平衡關(guān)系中，農(nóng)產(chǎn)品出口的產(chǎn)出彈性為0.6，說明農(nóng)產(chǎn)品出口每增長1%，將促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長0.6%。由于受上年農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)產(chǎn)品出口的影響,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際值將偏離其長期平衡值,那么在下一年里,這種偏離度將大約有17.44%得到修正。農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長推動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品出口并沒有得到數(shù)據(jù)的支持，這說明新疆農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的快速增長還沒有實(shí)現(xiàn)對農(nóng)產(chǎn)品出口增長的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，農(nóng)產(chǎn)品出口增長在很大程度上是由對外經(jīng)濟(jì)政策決定

10、的。綜合以上的研究結(jié)論，可以得出如下政策建議：要進(jìn)一步重視農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的積極促進(jìn)作用，在當(dāng)前農(nóng)民增收困難的情況下，更應(yīng)重視其在進(jìn)步農(nóng)民收入上的獨(dú)特作用，積極采取措施擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易，繼續(xù)發(fā)揮和進(jìn)步其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)。充分發(fā)揮新疆農(nóng)業(yè)的比較優(yōu)勢,繼續(xù)擴(kuò)大蔬菜水果，食用動(dòng)物產(chǎn)品等勞動(dòng)密集型農(nóng)產(chǎn)品出口，抓住當(dāng)前有利時(shí)機(jī)，增強(qiáng)競爭實(shí)力，迎接農(nóng)業(yè)國際化的挑戰(zhàn)。一方面，應(yīng)增加對農(nóng)業(yè)科研部門和農(nóng)民教育培訓(xùn)的投入，以科技進(jìn)步進(jìn)步農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢和國際競爭力，進(jìn)步農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量程度，從而破除國外對中國農(nóng)產(chǎn)品出口的技術(shù)壁壘。另一方面，應(yīng)開拓國際出口市場，施行市場多元化戰(zhàn)略。新疆具有得天獨(dú)厚的地緣條件，但是，由于制度僵化，市場分散,地理位置又遠(yuǎn)離交易地點(diǎn)，交易效率遠(yuǎn)低于東部地區(qū)，影響建立農(nóng)產(chǎn)品出口的穩(wěn)定增長機(jī)制，也限制了地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品比較優(yōu)勢形成和進(jìn)步。因此，要大力拓展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的市場空間，調(diào)整和改善農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的市場構(gòu)造，施行全球貿(mào)易戰(zhàn)略，長久擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口規(guī)模，帶動(dòng)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的開展和農(nóng)民收入的持續(xù)增長，從而持久穩(wěn)定地推動(dòng)新疆經(jīng)濟(jì)的增長。參考文獻(xiàn)：1杜紅梅，安龍送.我國農(nóng)產(chǎn)品對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分