導(dǎo)語：農(nóng)產(chǎn)品出口分析論文一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

1數(shù)據(jù)的選擇

本文分析所使用的樣本取自1991—2006年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒五十年》和《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒2007》，農(nóng)產(chǎn)品出口額根據(jù)當(dāng)年匯率水平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)行對數(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，為了避免偽回歸的產(chǎn)生，需要在回歸分析之前對經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行平穩(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的檢驗(yàn)結(jié)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%置信水平的臨界值，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，不能夠用傳統(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均衡關(guān)系。

2.2協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)的基本思想是：兩個(gè)（或兩個(gè)以上）非平穩(wěn)的時(shí)間序列，若它們是同階單整的，則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)定的均衡關(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Johansen極大似然估計(jì)法。采用EG兩步法，樣本容量必須充分大，否則得到的協(xié)整參數(shù)估計(jì)量將是有偏的，而且樣本容量越小，偏差越大。本文中用于分析的有效樣本相對較小，故為克服小樣本條件下EG兩步法參數(shù)估計(jì)的不足，本文采用Johansen極大似然估計(jì)法對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

在進(jìn)行檢驗(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AIC準(zhǔn)則確定其最優(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)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

從表2可以看出，當(dāng)Ho：r=0時(shí),似然比統(tǒng)計(jì)量的值為22.62987,大于5%顯著水平的臨界值15.41，所以拒絕零假設(shè)Ho：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，所以接受零假設(shè)r≤1，因此，在5%的顯著水平上，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+μt

（2.1558）（4.4383）

對殘差項(xiàng)μt進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)果說明：ADF的統(tǒng)計(jì)量小于5%置信水平的臨界值，序列項(xiàng)μt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，如果非平穩(wěn)的變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立誤差修正模型，在上述協(xié)整分析的基礎(chǔ)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（ECM）為：

ΔY=0.0979+0.0439*ΔX1-0.1744*Et-1

（3.0619）（1.5669）（2.0764）

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)ECM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,如果X1變化1%將引起Y變動(dòng)0.04%；長期來看，如果本期的X1偏離長期均衡值，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)定的均衡關(guān)系,但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,還需進(jìn)一步檢驗(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)行分析。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)則（AIC）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)果拒絕了LnX1不是LnY的Granger原因的零假設(shè)，接受了LnY不是LnX1的Granger原因的零假設(shè)，表明農(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)驗(yàn)證據(jù)的支持?？梢?0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)定的均衡關(guān)系，在這種均衡關(guān)系中，農(nóng)產(chǎn)品出口的產(chǎn)出彈性為0.6，表明農(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)際值將偏離其長期均衡值,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)重視其在提高農(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)揮和提高其對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(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)步提高農(nóng)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢和國際競爭力，提高農(nóng)產(chǎn)品的技術(shù)含量和質(zhì)量水平，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，實(shí)施市場多元化戰(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)勢形成和提高。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)易的市場結(jié)構(gòu)，實(shí)施全球貿(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)的發(fā)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)證分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，（4）：53-58.

[2]沈程翔.中國出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].世界經(jīng)濟(jì)，1999，（12）：26-30.

[3]孫敬水.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].北京：清華大學(xué)出版社，北京交通大學(xué)出版社，2005.

[3]王文博.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].西安：西安交通大學(xué)出版社，2006.

[5]張華，段華友.淺析新疆的出口貿(mào)易[J].新疆財(cái)經(jīng)，2001，（6）14-16.

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1991—2006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)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明，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)定的均衡關(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)