海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)民收入相關(guān)性研究

摘要：選取海南省1995—2010年的數(shù)據(jù)，用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法對海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民收入的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果顯示：海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)民收入之間存在著協(xié)整關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展有助于帶動農(nóng)民增收；但二者之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)；農(nóng)民；格蘭杰因果檢驗(yàn)；海南省

中圖分類號：F320.1 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）31-0032-04

一、引言

增加農(nóng)民收入一直是各級政府部門關(guān)注的重要問題。海南農(nóng)村人口占80%左右，農(nóng)民增收和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平的提高是海南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重點(diǎn)。糧食、果蔬等作為初級產(chǎn)品銷售，利潤微薄，農(nóng)民收入難以增長且不穩(wěn)定。大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，通過對農(nóng)產(chǎn)品精深加工，既能提高農(nóng)產(chǎn)品的附加值，又能吸納大量的農(nóng)村剩余勞動力，拓寬農(nóng)民增收渠道。通過延伸產(chǎn)業(yè)鏈條，農(nóng)民還可從產(chǎn)業(yè)鏈條各個環(huán)節(jié)上取得平均利潤。隨著海南國際旅游島建設(shè)規(guī)劃綱要獲批，“國家熱帶現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基地”也成為海南省六大戰(zhàn)略定位之一。在此定位下，海南正在積極地建設(shè)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基地、農(nóng)產(chǎn)品加工園區(qū)及瓜果菜預(yù)冷處理系統(tǒng)，為海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展拓寬道路。

“十一五”期間，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值年均增長率為11.34%，2010年比2005年增長90.56%。海南農(nóng)民人均收入本世紀(jì)以來一直保持正的增長率，年平均增長率由“十五”期間的8.32%上升到“十一五”期間12.83%，近兩年，其增幅居于全國前列。2010年，海南農(nóng)民人均純收入為5 275.37元，低于全國平均水平，收入來源主要是家庭經(jīng)營收入，為3 563.31元，占全部收入的67.55%。

國內(nèi)學(xué)者對海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的研究中，甚少涉及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展對農(nóng)民增收的影響，尤其是從定量的角度分析農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)民收入的關(guān)系。本文選取海南省1995—2010年的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)民人均純收入值，通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗(yàn)，對其關(guān)系進(jìn)行實(shí)證，以期為海南熱帶現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基地建設(shè)提供參考。

二、協(xié)整檢驗(yàn)的步驟與方法

經(jīng)濟(jì)學(xué)中，關(guān)于時間序列經(jīng)濟(jì)變量之間因果關(guān)系的分析，學(xué)者們經(jīng)常運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法。此檢驗(yàn)法的前提是，時間序列具有平穩(wěn)性，或非平穩(wěn)序列存在協(xié)整關(guān)系[1]。確定是同階平穩(wěn)序列后，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。如果存在協(xié)整關(guān)系則可運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法檢驗(yàn)兩個變量之間是否存在因果關(guān)系。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

一個時間序列如果有穩(wěn)定的期望值和方差，就叫做平穩(wěn)的時間序列；反之，均值和方差隨著時間變化而變化，則為非平穩(wěn)時間序列。如果時間序列非平穩(wěn)，依然對其進(jìn)行回歸分析，有可能出現(xiàn)謬誤，得到虛假的結(jié)果。對一系列時間序列變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)的方法是單位根檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)方法主要有三種：DF（Dickey-Fuller）檢驗(yàn)法、 ADF（Augmented Dickey-

Fuller Test）檢驗(yàn)法和PP（Phillips-Perron）檢驗(yàn)法。這里采用目前使用較廣泛的ADF檢驗(yàn)法。如果經(jīng)過檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)變量是非平穩(wěn)的，則需要對其差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果非平穩(wěn)時間序列經(jīng)過d次差分后達(dá)到平穩(wěn)，則稱其為d階單整序列。所用變量同階單整是變量之間存在協(xié)整關(guān)系的必要條件[2]。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

兩個時間序列變量存在的一種長期的穩(wěn)定關(guān)系叫做協(xié)整關(guān)系?，F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時間序列數(shù)據(jù)往往可能是非平穩(wěn)的，但多個時間序列數(shù)據(jù)的組合卻有可能保持長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)主要思想是如果某兩個或多個同階時間序列向量的某種線性組合可以得到一個平穩(wěn)的誤差序列，則這些非平穩(wěn)時間序列存在長期的均衡關(guān)系，或者說這些序列具有協(xié)整性[3]。對于兩個非平穩(wěn)序列，在回歸之前要對其進(jìn)行差分，差分可能導(dǎo)致兩個序列之間的重要信息損失，為實(shí)現(xiàn)對非平穩(wěn)時間序列進(jìn)行回歸而又不會導(dǎo)致錯誤的，需要對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)協(xié)整性的最典型的方法是Engle-Granger（1987）法，簡稱EG兩步法，它能檢驗(yàn)兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系。對于多個變量的檢測則可采用另外一種稱為Johansen極大似然估計(jì)的方法，該法由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出，且可以用于檢驗(yàn)多個變量，同時求出他們之間的若干種協(xié)整關(guān)系[4]。

本文采用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，第一步是用OLS法對方程進(jìn)行協(xié)整回歸，檢驗(yàn)變量間的協(xié)整關(guān)系估計(jì)協(xié)整向量（長期均衡關(guān)系系數(shù)）。對于同階時間序列yt和xt，可用一個變量對另一個變量回歸，即

yt=α+βxt+μt （1）

然后得到殘差估計(jì)值：

μt=yt-α-βxt （2）

對殘差序列ut進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，若殘差平穩(wěn)，則表明變量間是協(xié)整的，可進(jìn)行第二步，即進(jìn)行誤差修正模型（ECM）的估計(jì)。

如果對成為平穩(wěn)序列的差分形式dyt和dxt進(jìn)行估計(jì)，則會導(dǎo)致水平信息的缺失，模型只能表達(dá)y和x的短期關(guān)系，建立誤差修正模型的作用就在于通過建立短期動態(tài)模型來彌補(bǔ)長期靜態(tài)模型的不足。這樣既可以考察變量之間長期的因果關(guān)系，又可以考察短期中的因果關(guān)系[5]。

將第一步中得到的殘差作為非均衡誤差項(xiàng)加入到誤差模型中，對于（1，1）階自回歸，可建立如下誤差修正模型：

dyt=βdxt-λ（yt-1-α-βxt-1）+εt （3）

然后繼續(xù)用OLS方法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過協(xié)整檢驗(yàn)，表明變量間存在長期的均衡關(guān)系，但是否存在因果關(guān)系還不能確定?？刹捎酶裉m杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法來判斷一個變量是否是另一個變量的原因。

Granger從預(yù)測的角度給出了因果性的一個定義：如果有助于預(yù)測，則是Granger的原因。將過去的信息從信息集中去除不會改變對的最優(yōu)預(yù)測，則不是Granger的原因。相反，會改變預(yù)測，即是Granger的原因，即將過去的包含在信息集中可提高對的預(yù)測[6]。

如果要得到X是引起Y變化的原因的結(jié)論，我們必須拒絕X不是引起Y變化的原因的原假設(shè)，同時接受Y不是引起X變化的原因的原假設(shè)[7]。本文將在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)選取與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及處理

海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)囊括了《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》上的12個行業(yè)，包括農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、皮革毛皮羽絨及其制品業(yè)、木材加工及竹藤棕草制品業(yè)、家具制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、印刷業(yè)記錄媒介的復(fù)制和橡膠制品業(yè)。本研究用海南省農(nóng)民人均純收入（Y）表示農(nóng)民的收入水平，數(shù)據(jù)來自歷年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。用農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值代表海南農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的實(shí)力水平，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值（K）來自12個行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值之和，數(shù)據(jù)來自歷年的《海南統(tǒng)計(jì)年鑒》。1995年數(shù)據(jù)指鄉(xiāng)及鄉(xiāng)以上農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值，1996—1999年的數(shù)據(jù)指大中型加工企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值，2000—2010年數(shù)據(jù)主要指規(guī)模以上加工企業(yè)的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)總產(chǎn)值（見表1）。

（二）實(shí)證分析

1.變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。為消除異方差的影響，對Y、K兩個時間序列取自然對數(shù)，記為LnY、LnK。采用EVIEWS6.0數(shù)據(jù)分析軟件，對變量LnY和LnK進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)要求時間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)變量，如果LnY和LnK是1階單整變量，是平穩(wěn)的，則可對二者進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）。

從上頁表2可知，LnY和LnK的ADF檢驗(yàn)值均高于5%顯著性水平下的臨界值，所以，存在單位根，原時間序列是非平穩(wěn)時間序列。進(jìn)一步對它們的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，Y和K的一階差分的ADF值均低于5%顯著性水平下的臨界值，通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明Y和K在95%的概率下是一階單整序列，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。由以上的平穩(wěn)檢驗(yàn)得出LnY和LnK均為一階單整序列，因而可以對變量間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。本文采用E-G兩步法，根據(jù)該方法，以LnY為因變量、LnK為自變量，進(jìn)行OLS回歸分析，得出的回歸結(jié)果為：

LnYt=-0.5662+0.6102LnKt （4）

（-0.84） （12.53）

R2=0.92 F=157.05 DW=1.54

如果LnY與LnK之間具有協(xié)整關(guān)系，則方程（4）中的殘差項(xiàng)ut應(yīng)該是平穩(wěn)的。于是，繼續(xù)用ADF檢驗(yàn)法對（4）中的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果（如表3）：

由表3可知，殘差序列ADF檢驗(yàn)值通過5%顯著性水平檢驗(yàn)，可以判斷殘差序列是平穩(wěn)序列，證明LnY和LnK之間存在協(xié)整關(guān)系。并且，由（4）式可看出LnY和LnK是正相關(guān)關(guān)系，其經(jīng)濟(jì)意義為，從長期來看，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)每增加1個百分點(diǎn)，農(nóng)民收入將會增加0.6102個百分點(diǎn)。

3.誤差修正模型（ECM）估計(jì)。由以上的分析可知，LnY和LnK之間存在（1，1）階協(xié)整關(guān)系，如果就以差分形式建回歸模型，那么這樣的模型只能表達(dá)LnY與LnK間的短期關(guān)系，而不能揭示它們間的長期關(guān)系。

因此，需將以上回歸方程的殘差項(xiàng)作為誤差修正項(xiàng)，把誤差修正項(xiàng)看作一個解釋變量，建立短期模型，即誤差修正模型：

DLnYt=βtDLnK-λ（ecmt-1）+εt （5）

根據(jù)Granger定理，估計(jì)誤差修正項(xiàng)為：

ecmt-1=LnYt-1+0.5662-0.6102LnKt-1 （6）

將（6）式代入（5）式誤差修正模型，用OLS法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)，得到的誤差修正方程為：

DLnYt=0.0642+0.1489DLnKt-0.5442ecmt-1 （7）

（2.5456） （1.0404） （-2.5098）

R2=0.35 DW=2.26

誤差修正模型中的誤差修正項(xiàng)反映了長期均衡對短期波動的調(diào)整力度。農(nóng)民收入的短期波動一方面是農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值波動的影響，另一方面是偏離長期均衡的影響。誤差修系數(shù)為負(fù)，體現(xiàn)了反向修正機(jī)制，上一期偏離均衡狀態(tài)越遠(yuǎn)，本期修正力度越大。誤差項(xiàng)ecmt-1估計(jì)的系數(shù)為-0.5442，表明，當(dāng)海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值對農(nóng)民收入的短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)內(nèi)的誤差修正機(jī)制將以54.42%的力度將其拉回長期均衡狀態(tài)，調(diào)整速度較快。LnY關(guān)于LnM的短期彈性是0.1489，即農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值每增加1%，農(nóng)民人均純收入將增加0.1489%。

4.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)證明了農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展和農(nóng)民人均純收入之間存在長期均衡關(guān)系，但尚不清楚這種均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系，還需進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)作進(jìn)一步驗(yàn)證，這里采用滿足平穩(wěn)性要求的DLnY與DLnX進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果（如表4）。

Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，當(dāng)滯后期長度為1～3時，均接受原假設(shè)，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)民收入之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。雖然海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展和農(nóng)民收入之間長期內(nèi)存在相互影響的關(guān)系，但并不存在直接或著必然的聯(lián)系，因此不能簡單的認(rèn)為海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展導(dǎo)致了農(nóng)民收入的增長。這說明，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展水平低，農(nóng)產(chǎn)品加工轉(zhuǎn)化率低，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展對農(nóng)民收入增長的拉動效應(yīng)尚不明顯。

四、結(jié)論與建議

通過對海南省1995—2010年期間的農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入進(jìn)行相關(guān)性分析，可知海南省農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值與農(nóng)民人均純收入之間存在協(xié)整關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)的發(fā)展是影響農(nóng)民收入增長的原因之一。兩者間的長期均衡關(guān)系如方程（4）所示，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值每增加1個百分點(diǎn)，農(nóng)民收入將會增加0.6102個百分點(diǎn)；兩者間短期動態(tài)關(guān)系如方程（7）所示，農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值每增加1個百分點(diǎn)，農(nóng)民收入將增加0.1489個百分點(diǎn)。但是農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)值不是農(nóng)民收入增長的Granger原因，可能是因?yàn)楹Ｄ限r(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)發(fā)展水平目前較低、總量較小，尚未能顯著影響農(nóng)民收入的增長。

根據(jù)上述的分析給出以下建議：第一，立足本地優(yōu)勢，提升加工水平。2010年，中國農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)與農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值的比值已達(dá)到2.04，而海南僅為0.33，不及全國2000年0.38的水平，海南農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)尚有較大發(fā)展空間。海南省熱帶農(nóng)產(chǎn)品豐富，加工原材料較易得到滿足，但由于熱帶水果鮮食比例大，鮮果價格時而波動，農(nóng)民收入不易得到保障。對于有一定規(guī)模產(chǎn)量的熱帶果蔬，海南應(yīng)充分發(fā)揮其原料優(yōu)勢，大力發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品精深加工業(yè)，提高農(nóng)產(chǎn)品加工轉(zhuǎn)化率。海南農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)，大多加工技術(shù)水平低、設(shè)備落后，生產(chǎn)的中低檔產(chǎn)品多、精深加工產(chǎn)品少。隨著中國—東盟交流日益廣泛頻繁，海南應(yīng)充分抓住大好機(jī)會，加強(qiáng)與東南亞國家在熱帶農(nóng)產(chǎn)品加工與發(fā)展方面的交流，扶持龍頭企業(yè)發(fā)展高新技術(shù)，引進(jìn)國內(nèi)外先進(jìn)技術(shù)和生產(chǎn)管理人才，借鑒其他熱帶水果加工水平較高的國家和地區(qū)，提升農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平和加工水平。第二，充分利用海洋資源，大力發(fā)展水產(chǎn)品加工業(yè)。海南是中國擁有最多海洋資源的省份，海域面積約為全國的2/3。隨著近海捕撈資源的衰退，海南省應(yīng)堅(jiān)持以市場為導(dǎo)向，鼓勵發(fā)展養(yǎng)殖業(yè)，建立標(biāo)準(zhǔn)化水產(chǎn)養(yǎng)殖、加工基地，促進(jìn)水產(chǎn)品加工、出口與養(yǎng)殖協(xié)調(diào)發(fā)展。針對水產(chǎn)品精深加工能力不足的現(xiàn)狀，海南加工企業(yè)應(yīng)積極引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)，提高加工工藝，創(chuàng)造知名品牌。鼓勵龍頭企業(yè)與當(dāng)?shù)貪O（農(nóng)）民建立產(chǎn)供銷等直接利益關(guān)系，帶動漁（農(nóng)）民發(fā)展致富。第三，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)力度。加大對道路、農(nóng)產(chǎn)品物流、冷藏設(shè)施及通訊等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入，為擴(kuò)大鮮果和加工農(nóng)產(chǎn)品對外銷售創(chuàng)造便利的條件。加強(qiáng)信息網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，及時高效的提供海南農(nóng)產(chǎn)品方面的市場信息。增強(qiáng)相關(guān)部門如強(qiáng)駐島外農(nóng)產(chǎn)品流通辦事處的功能，提高其信息收集反饋服務(wù)水平。完善農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量檢測體系，加強(qiáng)質(zhì)量檢測硬件和軟件建設(shè)，保證海南農(nóng)產(chǎn)品高質(zhì)量，塑造綠色無疫高質(zhì)量品牌形象。第四，保護(hù)生態(tài)環(huán)境，降低污染。海南是全國的無疫區(qū)，熱帶高效綠色無公害成為海南農(nóng)業(yè)最大的特色，也是消費(fèi)者認(rèn)可和選擇海南農(nóng)產(chǎn)品及其加工產(chǎn)品的關(guān)鍵因素。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、旅游開發(fā)、地產(chǎn)開發(fā)及工業(yè)發(fā)展，農(nóng)藥化肥、生活垃圾、廢水廢氣等直接破壞著海南的生態(tài)環(huán)境，海南各地的生態(tài)環(huán)境已受到不同程度的破壞，不利于海南農(nóng)業(yè)、旅游業(yè)甚至海南經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。海南應(yīng)做好生態(tài)保護(hù)規(guī)劃及開發(fā)建設(shè)規(guī)劃，實(shí)施嚴(yán)格的環(huán)境保護(hù)標(biāo)準(zhǔn)，加強(qiáng)環(huán)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，同時加強(qiáng)監(jiān)督。政府應(yīng)努力推動生產(chǎn)方式改革，推動綠色高效節(jié)能生產(chǎn)，以此保證農(nóng)產(chǎn)品及其加工品的質(zhì)量水平，提高海南農(nóng)產(chǎn)品競爭力，也為海南現(xiàn)代農(nóng)業(yè)良性循環(huán)發(fā)展及在較長時期內(nèi)維持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者的利益提供保障。

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[責(zé)任編輯 吳高君]