農產品國際貿易與農業經濟增長農產品國際貿易與農業經濟增長

中圖分類號：F74

文獻標識碼：A

doi：10.19311/jki.16723198.2022.10.012

1文獻回憶

對外貿易與經濟增長之間的關系，一直是經濟學界爭論的焦點之一。重商主義者把有利的貿易差額作為主要目標，通過貿易順差促進資本積累是貿易的主要作用。經濟學鼻祖亞當《斯密〔AdamSmith，1776〕認為對外貿易能擴展市場范圍，深化分工，從而促進經濟增長。其后的大衛《李嘉圖、約翰《穆勒等經濟學家對此內容都有所著述。Frankel和Romer〔1999〕根據1985年的數據，通過構建一個國家地理模型驗證了貿易的收入效應，并指出貿易與收入確實定關系不只是在高收入國家中存在，在中、低收入國家中同樣存在。隨后，DouglasA.IrwinK和MarkoTervio〔2022〕通過分析一戰前、兩戰之間、二戰后的數據，得出了與Frankel和Romer相似的結論：20世紀的大局部時期里，貿易對收入具有正效應。此外，Dawson〔2022〕、Sanjua-LopezandDawson〔2022〕等認為農產品出口對經濟增長有“引擎〞作用，但農產品出口的GDP增長彈性低于非農產品，長期彈性大于短期彈性。在不同國家之間，隨著收入增加農產品出口對GDP增長的長期影響逐漸減弱。

就我國對外貿易與經濟增長關系這一問題，國內學者做了大量研究。毋煒瑋和李雪艷〔2022〕利用--1991―2022年農產品出口與農業經濟增長的相關數據進行了實證分析，結果說明，--農產品出口總額與農業經濟增長通過了EG協整檢驗，兩者之間存在著長期穩定的均衡關系，并且農產品出口是農業經濟增長的單方向Granger原因。王彥〔2022〕根據1992―2022年我國農產品產業內貿易指數測算得出結論：我國農產品的產業內貿易對農業經濟增長產生同方向正面影響，應大力開展農產品產業內貿易以促進我國農業開展。蓋辛等〔2022〕采用1998―2022年度山東的經濟數據進行實證分析結果說明，山東省農產品的進口額與出口額均是農業經濟增長的單向Granger原因，但山東省農業經濟增長是農產品進、出口的格蘭杰原因這一若并沒有數據依托，倡議擴大農產品貿易以期促進山東農業經濟的增長。潘蘇和譚硯文〔2022〕展開了更加全面的分析，他們對我國農產品的比擬競爭優勢和農產品在國際上的競爭力指標進行了歸納，分析結果顯示，我國農產品進、出口與農業經濟增長之間呈現出一個良性循環的狀態，農產品出口和進口均能促進農業經濟增長，但出口的作用更明顯；另一方面，我國農業經濟增長對農產品進口的促進作用卻是比農產品出口更大。蔣興紅〔2022〕和葉映荷〔2022〕認為我國農產品國際貿易在促進經濟開展上主要起到了正向推動作用，但農產品出口對經濟增長的產出彈性與進口和農產品進出口總額的產出彈性存在差距。

2理論假說

以上綜述說明，目前國內學術界對于農產品貿易與農業經濟之間關系研究尚沒有定論，由于選取的地區、年份數據的不同，得出的結論也不盡相似。而對廣西農產品進出口貿易與農業經濟增長關系的研究也是“屈指可數〞，將與東盟的農產品貿易與其農業經濟聯系這一領域更是鮮有人涉足。因此，為本文留下了廣大的研究空間。本理論假說認為農產品出口貿易對農業經濟而言是一把“雙刃劍〞，一方面可以促進農業經濟增長，另一方面也會損害當地農業的增長和開展；農產品進口對農業經濟增長的影響也是兩面的，這兩方面同時發生作用，相互抵消，使得農產品進口對農業經濟的拉動作用不明顯；農業經濟增長對農產品進出口貿易的影響更多的是宏觀層面上的影響，其影響是從整體上進行滲透，農業經濟的增長會改良農業生產技術水平、改善農業根底設施、促進農業產業化生產，從而優化農產品進出口貿易的環境。

3實證檢驗

3.1數據來源與數據處理

本文選取了1996―2022年這20年的廣西農業增加值〔億元〕、廣西與東盟農產品貿易總額〔億美元〕等年度數據，以這兩組數據為主要變量，分析廣西與東盟的農產品貿易對廣西農業經濟增長的影響。其中農業經濟增長的指標用農業增加值來衡量，包括農林牧副漁等產業產值，用第一產業產值Y表示，廣西與東盟的農產品貿易總額那么是作為衡量農產品《Q易規模的指標，用X表示。為了打消非平穩時間序列的異方差并能夠反映變量之間的彈性系數，我們分別對Y和X取自然對數，記為lnY和lnX，那么可以若協整方程為：lnY=a+blnX。

本文數據是根據中國―東盟海關年鑒、南寧海關、廣西統計年鑒、廣西商務廳等統計年鑒和門戶網站整理得出，其中廣西與東盟農產品貿易額這一組數據是作者根據海關數據，對這十年來廣西與東盟農產品貿易中波及交易額較大的幾類農產品進行綜合計算得出。為打消匯率變動的影響，本文人民幣對美元的匯率一律按照2022年12月30日的即期匯率1美元=69493人民幣進行折算。得到的各組數據均通過Stata13.0進行計量分析。

3.2計量結果和分析

3.2.1平穩性檢驗

如表1所示，變量農業增加值lnY和農產品進出口總額lnX的原始值在1%、5%和10%的置信水平下均無法拒絕存在單位根的原若，所以這兩個變量是存在單位根的，為非平穩序列。需要對其做一階差分后再繼續檢驗。一階差分結果說明，農產品進出口數據不論在實際值，還是在1%、5%、10%的置信水平都應該拒絕原若，即不存在單位根，一階差分平穩，只是效果不太顯著；農業增加值這一變量的一階差分數據是存在單位根的，需要對其做二階差分后再繼續進行檢驗。農業增加值的二階差分是不存在單位根的，二階差分序列是平穩序列。lnX在二階差分情況下，P值為0，平穩效果最為顯著。3.2.2協整關系檢驗

因變量Y和自變量X均通過了平穩性檢驗，為協整關系研究提供了前提，可以進一步研究變量之間的長期均衡關系。在EG―ADF檢驗辦法下，把農業增加值的一階差分作為因變量，把農產品進出口數據作為自變量，用普通最小二乘估計法進行估計。

模型的F值=7.15，P值=0.0173，表明模型整體上是比擬顯著的；但是回歸方程的擬合優度僅3229%，模型修正的可決系數為27.78%，表明模型的解釋能力一般。模型的回歸方程是：

lnY=-0.07026+0.0484941*lnX

方程的解釋能力欠佳，而且還存在序列自相關。需要在進行格蘭杰因果檢驗后建立誤差修正模型〔ECM〕進行再次檢驗，以打消序列的自相關性。

如果變量之間存在協整關系，那么殘差序列e1應該平穩性，對殘差序列進行單位根檢驗，剔除常數項和線性時間趨勢的影響，ADF檢驗結果如表2。

ADF檢驗的原若是數據有單位根，從上面的結果可以看出實際Z〔t〕值為-3.54，在1%的置信水平〔-2.66〕、5%的置信水平〔-1.95〕、10%的置信水平〔-1.60〕上都應拒絕原若。因此殘差序列e1是不存在單位根的，也就是說殘差序列是平穩的。

綜上所述，農業增加值和農產品進出口貿易之間存在長期均衡關系。

3.2.3格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果說明廣西對東盟的農產品貿易與其農業經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，但這種均衡關系不一定會構成因果關系，因此還需進行格蘭杰因果檢驗。從表3的檢驗結果來看，檢驗結果拒絕了lnX不是lnY的Granger原因的零若，說明廣西與東盟的農產品貿易是廣西農業經濟增長的格蘭杰因；檢驗結果接受了lnY不是lnX的Granger原因的零若，那么說明廣西農業經濟增長對推動廣西與東盟的農產品貿易沒有得到數據的撐持。可見1996年以來，及至建成中國―東盟自貿區后，廣西與東盟的農產品貿易與其農業經濟增長之間存在一種單向的格蘭杰因果關系。

3.2.4誤差修正模型

首先，建立誤差修正模型，采用滯后一階的形式：根據Granger因果關系檢驗，以lnY為因變量，那么構建如下所示的模型方程：d.lnY=α0+α1d.lnX+α2d.lnXt-1+α2ecmt-1+ut

其中，α0、α1、α2和α3為系數，ecm為誤差修正項，ut為誤差擾動項。在上面的EG-ADF檢驗局部，得到的ECM模型方程為：

lnY=0.0484941*lnX-0.07026

ecmt-1=lnYt-1-0.0484941*lnXt-1+0.07026

其次，通過軟件估計參數，誤差修正模型的回歸方程如下：

△Y=0.0254839*△X-0.9369945ecmt-1-00004146

模型的F值=5.83，P值=0.0156，表明模型整體上是顯著的，可決系數R2=0.4729，修正可決系數=0.3918，表明方程的解釋能力為中等偏下。該誤差修正模型中，誤差修正項和誤差擾動項都通過了t檢驗，且誤差修正項ECM的回歸系數為負數，說明農業經濟增長的變動因為受到協整方程的約束，而對長期均衡關系產生的偏離會在下一期得到修正，合乎反向修正機制。從該模型可以看出，短期內解釋變量X的變化將會引起被解釋變量Y的同方向變化，當X變化1%時，將引起Y變動0.025%；長期來看，如果本期的X值偏離了長期均衡，則到了下一時期偏離度將以937%的能力得到修正，模型的誤差修正能力顯著。

4分析結論與政策倡議

4.1分析結論

以上通過對廣西1996―2022年農業增加值、廣西與東盟的農產品進出口貿易總額這兩個指標之間的數據進行的實證研究，可以得出下列結論：從長期來看：廣西存在著與東盟的農產品貿易到農業經濟增長的單向因果關系，廣西與東盟的農產品貿易每增長1%，就會拉動農業經濟增長0.025%；但是廣西農業經濟的增長對其與東盟的農產品貿易并沒有太大的影響。這表明通過加強與東盟國家的貿易聯系，翻開廣西農產品在東盟更大的市場，增加出口創匯，引進東盟優良農產品，以此促進廣西農業經濟的增長是可以實現的。從短期來看：負的誤差修正系數說明兩者之間存在著反向修正機制，如果廣西農業經濟增長和廣西與東盟的農產品進出口貿易兩者偏離了長期均衡關系，在下一期將會以93.7%的調整幅度進行反向修正，且速度相當迅速。

4.2政策倡議

4.2.1提升農產品的加工能力，擴大農產品出口貿易

要提升農產品的加工能力，提高農產品的附加值。首先，要引進先進種植技術和加工技術，提高農產品的技術含量，向集約型生產方式轉變，推廣并改良農村的水肥一體化技術、測土配方施肥技術和農作物間套種技術等高效生態循環農業技術，減少農村資源浪費，減少環境污染和農業生態破壞。精深的加工技術可以幫忙農產品占領更多的市場份額，示例中草藥材經過切割、烘曬、炮制等制成直接入藥的成品藥材就比僅僅粗略洗凈后便出口貿易的生藥的附加值要高很多，也更具備市場優勢。其次，實行農業產業化經營。只有產業化經營，各類農業產業化組織才有實力對出口農產品進行深加工，廣西農產品加工企業積極推廣了“公司+基地+農戶〞等產業化模式，擴大訂單農業的覆蓋范圍，甚至有些企業還允許農民以土地入股，年底分紅。在簽訂訂購協議后，農戶按照企業的訂單進行農業生產，不僅不用擔憂產品銷路的問題，還有最低價格愛護。而農產品加工企業擁有固定的貨源后對不僅可以提高農產品加工能力，還可以吸收轉移農村殘余勞動力。再次，重點培養農產品加工企業。目前廣西從事農業產業化經營的農產品加工企業有如雨后春筍般涌現，1600多家農產品加工企《I中，國家級重點龍頭企業有31家，占總體的2%、自治區級重點龍頭企業216家，占13.5%、市級重點龍頭企業1000，占80%，呈金字塔狀的農產品加工企業梯隊，但是仍舊可以看出廣西的農產品加工企業開展程度不高。重點培養蔗糖、水果、蔬菜和中草藥材的加工企業，形成現代農產品加工體系，有利于擴大廣西農產品在東盟市場上的優勢。4.2.2開展特色和優勢農業，實現農產品出口多樣化

要進一步翻開東盟農產品市場，發揮其農產品的競爭優勢就要調整貿易結構，開展特色農業和優勢農業。首先，要調整農產品貿易結構，實現農產品出口多樣化。由于廣西與東盟國家的農產品具有同一性和競爭性，在農產品貿易上很容易產生重疊，相互擠占對方的市場。使得本來在國內有很大優勢廣西農產品如木薯、熱帶亞熱帶水果、甘蔗等產品，一跟東盟國家比擬，就沒有什么優勢了，甚至東盟的水果因為質優價良涌入廣西后，還擠占了廣西水果的國內市場。實現農產品出口的多樣化，拉開與東盟國家農產品的差別性，將初級農產品加工成高附加值產品，建立廣西農產品的競爭優勢和比擬優勢。其次，要開展廣西的優勢農業和特色農業，做到“人無我有〞、“人有我優〞。廣西要利用自身的資源和技術優勢，開展競爭優勢比擬明顯的產業，錯開與東盟農產品結構的重疊性。如廣西要進一步加強食用菌、蓮藕、羅漢果、馬蹄、桑蠶、花卉、中草藥等東盟國家不能生產或沒有優勢的產業，建立優勢產業區及面向東盟國家市場的果蔬基地。再次，要根據市場需求來調整農產品結構和價格。農產品的供求結構和價格是由市場來決定的，廣西的農產品結構要根據東盟農產品供求的變動方向來調整，及時進行農產品的更新換代，價格不能偏離市場太多，確保廣西農產品在數量、質量和價格上合乎市場需求。

4.2.3合理安頓短缺農產品進口貿易，保障農業經濟穩步增長

適度地引進農產品可以調節區內物價，滿足市場上的消費需求。鑒于廣西與東盟國家過于相近的資源稟賦，農產品進口要避開廣西區內重疊嚴重的農產品品種，主要安頓短缺農產品進口，使本地農業減輕損失，保障農業經濟平安增長。首先，避開重疊產品，主要進口廣西境內比擬短缺的農產品。如在廣西大米供應充足的情況下可以控制東盟國家大米的進口，而在廣西境內需要花費更多資源稟賦才能種植、加工出來的火龍果、木薯干等農產品，可以增加進口；而香蕉、芒果等水果雖然是東盟國家的優勢產品，但是在廣西區內自產的這類水果根本上能夠實現自給自足，外貿企業就要適度減少這類農產品的進口，這其中還需要政府這只“看得見的手〞進行調控，降低本地產業遭受損失的風險。其次，要合理運用關稅這一工具。中國―東盟自貿區建成后，雖然大局部領域都實現了“零關稅〞，但是我們看到并不是所有的農產品都可以享受關稅優惠，比方廣西的優勢產品禽蛋、柚子和柑桔等在越南、老撾、柬埔寨等國家的市場上就不能享受降稅優惠，將廣西優勢農產品擠兌出了東盟市場。針對東盟國家向廣西出口的農產品已經危害到廣西本地產業的開展，要運用好關稅工具，提高重疊農產品的關稅，降低短缺產品的稅率。再次，加強技術合作，進口廣西區