农产品出口贸易对农民收入的影响范文

十八大报告高度重视农民收入问题，明确提出要着力促进农民增收，保持农民收入持续较快增长．然而，现实情况是农民收入增长依然缓慢．因而，对农民收入增长进行研究具有现实意义．国内外学者对农民收入增长的研究主要在以下几个方面:第一，从农村金融方面考查农民收入增长．余新平、熊皛白、熊德平［1］(2010)认为，农村存款、农业保险赔付与农民收入增长呈正向关系，而农村贷款、农业保险收入与农民收入增长呈负向关系．第二，从城市化的角度研究农民收入增长．张鹏、袁方［2］(2009)认为城市化水平是农民收入增长的Granger原因且对农民收入增长具有长期、显著的正向作用．第三，从劳动力资源配置的角度研究农民收入增长．王春超［4］(2011)认为农户将自家的关键性经济资源参与市场配置是提高农民收入的重要途径．第四，从农业外商直接投资的角度研究农民收入增长．陈灿煌［5］(2007)得出加大吸引农业外商直接投资的力度是促进农民收入增长的重要途径．第五，从财政支出的角度研究农民收入增长．刘耀森［6］(2011)发现，财政支出是促进农民收入增长的有利因素．第六，从农业投资的角度研究农民收入增长．刘耀森、左正强(2011)指出，农业投资的各个组成部分在促进农民收入增长中的贡献度和影响力有着显著差异，并且存在着一定的作用时滞．学者们对农民收入增长的研究大多在农村金融、城市化、劳动力资源配置、农业外商直接投资、财政支出以及农业投资等方面，而从农产品出口贸易的视角研究农民收入增长的还不多．本文从这个视角来考查安徽省农产品出口贸易对农民收入增长的影响．

1安徽省农产品出口贸易与农民收入增长的现状

1．1安徽省农产品出口贸易的现状为了更好地分析安徽省农产品出口贸易的状况［8］，本文将安徽省2003—2012年的农产品进出口额数据以及TC指数数据列入表1，并做了安徽省农产品进出口额和TC指数的折线图．由图1可以看出，安徽省农产品进出口额逐年递增，在2010年之前都是出口量大于进口量，贸易处于顺差状态．2011年农产品进口量增加到8．9亿美元，出口量仅为8．53亿美元，形成了贸易逆差．2012年出口额为9．52亿美元，进口额为12．55亿美元，逆差变大．TC指数(农产品贸易竞争力指数)能够反映某种农产品的国际竞争力．TC指数介于－1和1之间．TC=1表示此地区农产品只出口不进口，TC=0表示此地区农产品进出口处于平均水平，TC=－1表示此地区农产品只进口不出口．由图2可以看出，安徽省农产品的TC指数总体呈现下滑趋势，在2011年TC指数降到－0．02，说明安徽省农产品出口量增速低于进口量的增速，出现了出口劣势．

1．2安徽省农民人均纯收入现状运用安徽省1996—2012年的农民人均纯收入数据得到了图3．由图3可见，安徽省农民人均纯收入在1996—2003年增速较缓，从2004年开始农民人均纯收入增长速度较快，从2003年的人均收入2127元增长到2004年的2499元，到2007年已经突破人均3000元，达到人均3556元，到2010年突破5000元达到人均5285元，到2012年突破人均7000元大关，达到人均7160元．然而，与周边几个大省相比，安徽省人均纯收入依然处于较低水平．

2数据选取、变量说明和模型的建立

2．1数据的选取和变量的说明本文选取1996—2012年安徽省农产品出口额E、农民人均纯收入Y、农产品收购价格指数P3个变量．为了消除价格对农民人均纯收入的影响，用1996年为基期的农村居民消费价格指数(CPI)对农民人均纯收入进行平减，得到以1996年为基期的实际人均纯收入值［7］．同样，为了消除汇率的变化对出口额的影响，把安徽省农产品出口额的单位用每年的不同汇率从美元换算成人民币．本文所用数据来源于安徽省统计年鉴［10］和我国农产品月度统计报告．由于原始的时间序列数据往往存在异方差，而变量的自然对数值不改变协整关系，所以为了消除各个变量的异方差，对3个变量分别取对数值，表示为:LnE、LnY和LnP．

2．2模型的建立由于本文考查的是安徽省农产品出口贸易对农民收入增长的影响，为了更加准确地得到农产品出口额和农产品收购价格两个变量对农民收入增长的影响情况，本文选择运用向量自回归模型来进行分析。

3实证分析

3．1各变量的平稳性检验时间序列数据如果不平稳，会出现伪回归的现象．为了消除伪回归，首先要进行平稳性检验，本文采用ADF检验法进行单位根检验．检验结果见表2．由表2可知，原序列的ADF检验值都是大于5﹪水平临界值的，不能拒绝原序列存在单位根的原假设．因而原序列都是不平稳的．3变量的滞后一阶变量的ADF检验值均小于5﹪水平临界值，拒绝原假设，所以变量LnY、LnE和LnP都是一阶单整的．

3．2Johansen协整检验由于3个变量都是一阶单整的，可能存在协整关系，下面运用Johansen协整检验方法对安徽省农产品出口额、安徽省农产品收购价格指数和安徽省农民人均收入3个变量进行协整检验，并通过迹统计量检验得到协整个数和协整方程．检验结果见表3．由表3的协整检验结果可知，安徽省农民人均收入、安徽省农产品出口额和安徽省农产品收购价格指数三变量在5﹪的显著性水平下存在长期稳定的均衡关系，经标准化后的协整方程如下。极大似然值为34．21931．从协整方程可以看出，安徽省农民人均收入与安徽省农产品的出口额存在长期正相关的关系，与安徽省农产品收购价格存在长期负相关的关系．协整方程还反映了安徽省每增加一单位的农产品出口，农民人均收入就增长1．172985个单位．因而，安徽省农产品出口量的增加能够促进该省农民收入的增加．

3．3误差修正模型的建立上述协整检验已经说明安徽省农民人均收入、农产品出口和农产品收购价格指数3个变量之间存在长期的均衡关系，但要证明短期的动态关系还需要建立误差修正模型［9］．误差修正模型既能够弥补长期静态模型的不足，又能够反映短期偏离向长期均衡修正的机制．本文根据协整方程建立的误差修正模型如下。其中，ET(－1)表示误差修正项，其系数－0．006838符合反向修正作用，反映了其调整短期偏离的力度，也就是说，当短期均衡偏离长期均衡的时候，它就会以0．006838的力度将偏离的短期均衡调整到长期均衡的水平．由方程(2)和方程(3)可知，安徽省农产品出口对农民人均收入的增长在长期和短期都是正向作用，说明产品的出口能促进农民人均收入的增加;而农产品收购价格对农民人均收入的影响效应在短期内为正，在长期为负．这说明农产品收购价格对农民人均收入的影响具有一定的时滞性．

3．4格兰杰因果关系检验上述协整检验证明了3个变量之间存在长期均衡的关系，然而3个变量之间是否存在因果关系还需要进一步验证，下面采用格兰杰因果关系检验法进行验证．用Eviews6软件运行得到的结果见表4．根据表4知，农民人均收入与农产品出口之间存在双向的格兰杰因果关系，农民人均收入与农产品收购价格之间不存在格兰杰因果关系，农产品出口与农产品收购价格之间也不存在格兰杰因果关系．显然，农产品出口是农民人均收入增加的一个重要原因．

3．5脉冲响应在上述已经建立的VAR模型的基础上，建立脉冲响应函数来分析安徽省农产品出口和农产品收购价格对农民人均收入的动态影响．图4为所得脉冲响应函数图，其中横轴代表冲击效应的追踪期数，纵轴代表农民人均收入的响应程度，实线代表脉冲响应函数的计算值，虚线代表脉冲响应函数值加减两倍标准差的偏离带．由图4可知，在给安徽省农产品出口一个正向冲击之后，农民人均收入开始增长，并逐渐趋于平稳状态，说明安徽农产品出口的增加能够促进该省农民人均收入平稳增长．在同期给安徽省农产品收购价格一个正向冲击之后，农民人均收入开始有增长，但在第2期之后开始稳步增长，增速要低于农产品出口带来的农民人均收入的增长．这说明农产品收购价格的变动对农民人均收入的作用效应存在一定的时滞性，与上面所做的误差修正模型的结果一致。

4结论与政策建议

4．1结论安徽省农民人均收入与安徽省农产品的出口额存在长期正相关的关系，与安徽省农产品收购价格存在长期负相关的关系．协整方程还反映了安徽省每增加一单位的农产品出口，农民人均收入就增长1．172985个单位．这说明农产品出口贸易的发展能够有效增加农民人均收入．通过格兰杰因果关系检验可以得到农民人均收入与农产品出口之间存在双向的格兰杰因果关系，即农产品出口贸易对农民收入的增加有促进作用，农民收入的增加对农产品出口贸易也有一定的影响．通过脉冲响应法可以得到安徽农产品出口的增加能够促进该省农民人均收入平稳增长．农产品收购价格变动带来的农民收入增长效应要低于农产品出口带来的农民人均收入的增长效应．这说明农产品收购价格的变动对农民人均收入的作用效应存在一定的时滞性．

4．2政策建议首先，应该把增加农产品出口贸易列入安徽省农业发展的重点，在引进一批知名农产品出口企业的同时，也要着重培育一批当地农产品出口龙头企业．其次，应该加强对出口农产品质量的监督，完善动植物药残留监控体系和疫病防控体系，对农产品出口基地进行科学的管理．最后，要积极开拓国外市场，拓宽安徽省农产品在国际市场的销路，在稳定现有市场的同时积极开拓其它市场。

作者：马云缠 吴庆鹏 单位：安徽财经大学国际贸易学院 安徽财经大学统计与数量经济学院