农产品出口与农业经济增长

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1、农产品出口与农业经济增长　　摘要：根据协整分析技术、Granger因果检验方法和误差修正模型，利用新疆1991—2006年的数据，对农产品出口与农业经济增长之间的关系进行了实证分析。结果表明，新疆农产品出口总额与农业经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系，农产品出口增长与农业经济增长之间存在单向Granger因果关系，即农产品出口是农业经济增长的原因，而农业经济增长并不是农产品出口的原因。　　关键词：农产品出口；农业经济增长；协整；因果检验　　　　改革开放30年以来，新疆农产品出口贸易得到了快速发展。1991年农产品出口额10.92亿元，2000年达到27.8

2、6亿元。2001年加入WTO后，新疆农产品出口贸易进一步发展，到2006年达到38.28亿元，增幅达251%。与此同时，新疆的农业经济保持了较高速度的增长，包括农、林、渔业在内的第一产业总值从1991年的112亿元跃增到2006年的528亿元，增幅达371%。新疆农产品出口贸易与农业经济增长的速度令世人瞩目，二者的互动关系尤其是农产品出口贸易对农业经济增长的促进作用值得深入研究。本文借助计量经济学的协整分析方法和Granger因果检验，对新疆现有统计资料进行分析，通过实证结论来揭示农产品总出口与农业经济增长的内在相关性，从而客观评价农产品出口贸易对增加农民收

3、入的影响。　　　　1数据的选择　　　　本文分析所使用的样本取自1991—2006年的年度数据，数据来源于《新疆统计年鉴五十年》和《新疆统计年鉴2007》，农产品出口额根据当年汇率水平折算为以人民币为计价单位的贸易额。根据可获得的数据资料，我们用第一产业GDP的统计数据代表农业经济，以符号Y表示；新疆农产品出口贸易涵盖了食品及主要供食用的活动物、饮料及烟草、非食用原料、动物油脂及腊四项内容，以符号X1表示。为消除数据中可能存在的异方差，各变量进行对数变换，变换后不影响变量之间的关系，变量的对数形式表示为LnY，LnX1。　　　　2实证分析　　　　2.1变量的平

4、稳性检验　　由于是时间序列模型，为了避免伪回归的产生，需要在回归分析之前对经济变量进行平稳性检验，本文采用ADF即扩展的迪基—富勒检验法，我们可以得出如表1的结果。　　由表1的检验结果可以看出，原水平序列LnY和LnX1的ADF值均大于10%置信水平的临界值，表现出非平稳；但它们各自的一阶差分序列DLnY，DLnX1的ADF值均小于10%置信水平的临界值，表现出平稳的特征，即LnY和LnX1都是一阶单整过程，换言之，它们均为非平稳的时间序列，因此，不能够用传统的回归分析来构建模型，为此，使用协整理论来研究它们之间的长期均衡关系。　　　2.2协整检验　　协整检

5、验的基本思想是：两个（或两个以上）非平稳的时间序列，若它们是同阶单整的，则变量之间的某种线性组合可能是平稳的，即变量之间可能存在着长期稳定的均衡关系。通常有两种方法用来检验变量之间的协整关系，一种是EG两步法；一种是Johansen极大似然估计法。采用EG两步法，样本容量必须充分大，否则得到的协整参数估计量将是有偏的，而且样本容量越小，偏差越大。本文中用于分析的有效样本相对较小，故为克服小样本条件下EG两步法参数估计的不足，本文采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整检验。　　在进行检验之前，首先对建立的VAR系统确立合理的滞后期，这里根据无约束VA

6、R模型的残差分析和AIC准则确定其最优滞后期为2，由于协整检验选择的滞后阶数等于无约束VAR模型的最优滞后阶数减1，因此，协整检验的最优滞后阶数为1。对LnY和LnX1的长期关系进行检验，检验结果如表2。　　从表2可以看出，当Ho：r=0时,似然比统计量的值为22.62987,大于5%显著水平的临界值15.41，所以拒绝零假设Ho：r=0，即认为LnY和LnX1之间存在协整关系；接下来进一步检验，因为r≤1时，似然比统计量等于0.433503，小于临界值3.76，所以接受零假设r≤1，因此，在5%的显著水平上，变量之间有且仅有一个协整关系，对应的协整回归方程

7、为：　　LnY=0.6073LnX1+3.7293+μt　　（2.1558）（4.4383）　　对残差项μt进行单位根检验的结果说明：ADF的统计量小于5%置信水平的临界值，序列项μt是平稳的。因此，农产品出口与农业经济增长之间存在一种长期稳定关系。　　根据Granger定理，如果非平稳的变量之间存在协整关系，则可以建立误差修正模型，在上述协整分析的基础上，建立农产品出口与农业经济增长之间的误差修正模型（ECM）为：　　ΔY=0.0979+0.0439*ΔX1-0.1744*Et-1　　（3.0619）（1.5669）（2.0764）　　该误差修正模型中,各

8、变量的系数都通过了t检验，且误差修正项ECM的回归系