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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
中图分类号：F572.62文献标志码：Ａ文章编号：１６７３－２９１Ｘ（２００9）02－０163－02
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27.86亿元。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VAR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,各变量的系数都通过了t检验，且误差修正项ECM的回归系数为负值,符合反向修正机制。从误差修正模型可以看出，短期内X1的变化将引起Y同方向变化,如果X1变化1%将引起Y变动0.04%；长期来看，如果本期的X1偏离长期均衡值，那么到下一时期这一偏离度将有17.44%得到修正。
2.3 Granger因果关系检验
协整检验结果证明了新疆农产品出口与农业经济增长间存在长期稳定的均衡关系,但这种均衡关系是否构成因果关系,还需进一步检验。本文借助Granger提出的因果关系检验方法对这一问题进行分析。Granger因果关系检验基于系统向量自回归（VAR）来定义，假定每一变量的预测信息全部包含在这些变量的时间序列之中。检验中涉及到滞后阶的选取，根据赤池信息准则（AIC）确定各变量的滞后阶数。对各变量的Granger因果关系检验如表3所示。
从表3的检验结果可以看出，检验结果拒绝了LnX1不是LnY的Granger原因的零假设，接受了LnY不是LnX1的Granger原因的零假设，表明农产品出口贸易是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长推动农产品出口并没有得到经验证据的支持。可见20世纪90年代以来，新疆的农产品出口贸易与经济增长之间存在一种单向的因果关系，即新疆的农产品出口属于出口导向型。
3 结论及建议
从总体上看，新疆农产品出口贸易和农业经济增长之间存在一种长期稳定的均衡关系，在这种均衡关系中，农产品出口的产出弹性为0.6，表明农产品出口每增长1%，将促进农业经济增长0.6%。由于受上年农业经济增长和农产品出口的影响,农业经济增长的实际值将偏离其长期均衡值,那么在下一年里,这种偏离度将大约有17.44%得到修正。农产品出口贸易是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长推动农产品出口并没有得到数据的支持，这说明新疆农业经济的快速增长还没有实现对农产品出口增长的规模经济效应，农产品出口增长在很大程度上是由对外经济政策决定的。
综合以上的研究结论，可以得出如下政策建议：
要进一步重视农产品出口贸易对农业经济增长的积极促进作用，在当前农民增收困难的情况下，更应重视其在提高农民收入上的独特作用，积极采取措施扩大农产品出口贸易，继续发挥和提高其对农业经济增长的贡献。
充分发挥新疆农业的比较优势,继续扩大蔬菜水果，食用动物产品等劳动密集型农产品出口，抓住当前有利时机，增强竞争实力，迎接农业国际化的挑战。一方面，应增加对农业科研部门和农民教育培训的投入，以科技进步提高农产品的比较优势和国际竞争力，提高农产品的技术含量和质量水平，从而破除国外对中国农产品出口的技术壁垒。另一方面，应开拓国际出口市场，实施市场多元化战略。新疆具有得天独厚的地缘条件，但是，由于制度僵化，市场分散,地理位置又远离交易地点，交易效率远低于东部地区，影响建立农产品出口的稳定增长机制，也限制了地区农产品比较优势形成和提高。因此，要大力拓展农产品贸易的市场空间，调整和改善农产品贸易的市场结构，实施全球贸易战略，长久扩大农产品出口规模，带动农业经济的发展和农民收入的持续增长，从而持久稳定地推动新疆经济的增长。
参考文献：
[1]杜红梅，安龙送.我国农产品对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].农业技术经济，2007，（4）：53-58.
[2]沈程翔.中国出口导向型经济增长的实证分析[J].世界经济，1999，（12）：26-30.
[3]孙敬水.计量经济学教程[M].北京：清华大学出版社，北京交通大学出版社，2005.
[3]王文博.计量经济学[M].西安：西安交通大学出版社，2006.
[5]张华，段华友.浅析新疆的出口贸易[J].新疆财经，2001，（6）14-16.
[责任编辑 张凌]
关键词：农产品出口；农业经济增长；协整；因果检验
中图分类号：F572.62文献标志码：Ａ文章编号：１６７３－２９１Ｘ（２００9）02－０163－02
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27.86亿元。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VAR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,各变量的系数都通过了t检验，且误差修正项ECM的回归系数为负值,符合反向修正机制。从误差修正模型可以看出，短期内X1的变化将引起Y同方向变化,如果X1变化1%将引起Y变动0.04%；长期来看，如果本期的X1偏离长期均衡值，那么到下一时期这一偏离度将有17.44%得到修正。
2.3 Granger因果关系检验
协整检验结果证明了新疆农产品出口与农业经济增长间存在长期稳定的均衡关系,但这种均衡关系是否构成因果关系,还需进一步检验。本文借助Granger提出的因果关系检验方法对这一问题进行分析。Granger因果关系检验基于系统向量自回归（VAR）来定义，假定每一变量的预测信息全部包含在这些变量的时间序列之中。检验中涉及到滞后阶的选取，根据赤池信息准则（AIC）确定各变量的滞后阶数。对各变量的Granger因果关系检验如表3所示。
从表3的检验结果可以看出，检验结果拒绝了LnX1不是LnY的Granger原因的零假设，接受了LnY不是LnX1的Granger原因的零假设，表明农产品出口贸易是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长推动农产品出口并没有得到经验证据的支持。可见20世纪90年代以来，新疆的农产品出口贸易与经济增长之间存在一种单向的因果关系，即新疆的农产品出口属于出口导向型。
3 结论及建议
从总体上看，新疆农产品出口贸易和农业经济增长之间存在一种长期稳定的均衡关系，在这种均衡关系中，农产品出口的产出弹性为0.6，表明农产品出口每增长1%，将促进农业经济增长0.6%。由于受上年农业经济增长和农产品出口的影响,农业经济增长的实际值将偏离其长期均衡值,那么在下一年里,这种偏离度将大约有17.44%得到修正。农产品出口贸易是农业经济增长的格兰杰原因，而农业经济增长推动农产品出口并没有得到数据的支持，这说明新疆农业经济的快速增长还没有实现对农产品出口增长的规模经济效应，农产品出口增长在很大程度上是由对外经济政策决定的。
综合以上的研究结论，可以得出如下政策建议：
要进一步重视农产品出口贸易对农业经济增长的积极促进作用，在当前农民增收困难的情况下，更应重视其在提高农民收入上的独特作用，积极采取措施扩大农产品出口贸易，继续发挥和提高其对农业经济增长的贡献。
充分发挥新疆农业的比较优势,继续扩大蔬菜水果，食用动物产品等劳动密集型农产品出口，抓住当前有利时机，增强竞争实力，迎接农业国际化的挑战。一方面，应增加对农业科研部门和农民教育培训的投入，以科技进步提高农产品的比较优势和国际竞争力，提高农产品的技术含量和质量水平，从而破除国外对中国农产品出口的技术壁垒。另一方面，应开拓国际出口市场，实施市场多元化战略。新疆具有得天独厚的地缘条件，但是，由于制度僵化，市场分散,地理位置又远离交易地点，交易效率远低于东部地区，影响建立农产品出口的稳定增长机制，也限制了地区农产品比较优势形成和提高。因此，要大力拓展农产品贸易的市场空间，调整和改善农产品贸易的市场结构，实施全球贸易战略，长久扩大农产品出口规模，带动农业经济的发展和农民收入的持续增长，从而持久稳定地推动新疆经济的增长。
参考文献：
[1]杜红梅，安龙送.我国农产品对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].农业技术经济，2007，（4）：53-58.
[2]沈程翔.中国出口导向型经济增长的实证分析[J].世界经济，1999，（12）：26-30.
[3]孙敬水.计量经济学教程[M].北京：清华大学出版社，北京交通大学出版社，2005.
[3]王文博.计量经济学[M].西安：西安交通大学出版社，2006.
[5]张华，段华友.浅析新疆的出口贸易[J].新疆财经，2001，（6）14-16.
[责任编辑 张凌]