新疆農(nóng)業(yè)進出口與經(jīng)濟增長的實證分析

王濤　羅桂花　吳黎軍

摘要 根據(jù)1996～2013年新疆的農(nóng)業(yè)進出口與經(jīng)濟數(shù)據(jù)，基于VAR模型，運用協(xié)整檢驗等方法，綜合分析了新疆農(nóng)業(yè)的進出口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。結(jié)果表明：新疆農(nóng)業(yè)進出口與經(jīng)濟增長之間具有長期均衡關(guān)系，呈雙向因果關(guān)系。農(nóng)業(yè)的進出口對經(jīng)濟增長都有貢獻，但農(nóng)業(yè)的出口對經(jīng)濟增長的作用更大，所以應(yīng)該加大農(nóng)業(yè)的出口力度。

關(guān)鍵詞 協(xié)整；VAR模型；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分析；新疆

中圖分類號 S-9文獻標識碼 A文章編號 0517-6611（2015）11-322-04

作為一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)的進出口對國民經(jīng)濟的增長一直起著至關(guān)重要的作用。自改革開放以來，我國農(nóng)業(yè)發(fā)展水平不斷提高，每年農(nóng)業(yè)的進出口占到GDP總額的30%以上，因此研究農(nóng)業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系具有重大的意義。

新疆作為我國的邊疆省份，農(nóng)業(yè)一直是其GDP增長的主要貢獻點，據(jù)統(tǒng)計資料顯示，自從我國實行改革開放政策以來，新疆的農(nóng)業(yè)進出口貿(mào)易總額一直持續(xù)增長，2011年新疆農(nóng)業(yè)實現(xiàn)進出口總值121.2億美元，同比增長45.9%，高于同期全國同比增幅2個百分點，進出口值居全國第5位。其中，出口52.5億美元，同比增長45.5%，高于同期全國同比增幅7.9個百分點，出口值列廣東、江蘇之后居全國第3位；進口68.7億美元，同比增長46.8%，小于同期全國同比4.2個百分點，居全國第6位?？梢钥闯?，農(nóng)業(yè)的進出口貿(mào)易對新疆的總體經(jīng)濟發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。

在以往的研究中，很多學(xué)者關(guān)注于整個國家的進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系，他們大都認為進出口都對經(jīng)濟有促進作用，但出口的促進作用更大。邵軍等分析了我國的進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系[1]，王濤等分析了新疆的進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系[2]，他們的分析結(jié)果同樣表明進出口都對經(jīng)濟增長有貢獻，但出口的影響更大。

國內(nèi)大部分的學(xué)者都將目光集中在整個國家的進出口與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，很少有學(xué)者將目光投向單獨的某個產(chǎn)業(yè)進行相關(guān)研究。筆者以1996～2013年新疆數(shù)據(jù)為樣本，借助VAR模型對新疆農(nóng)業(yè)進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證分析，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來分析農(nóng)業(yè)出口和進口分別對生產(chǎn)總值的貢獻并得出相關(guān)結(jié)論，為政府的政策制定提供參考。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 向量自回歸的理論介紹

傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟方法（如聯(lián)立方程模型等結(jié)構(gòu)性方法）是以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)來描述變量關(guān)系的模型。遺憾的是，經(jīng)濟理論通常并不足以對變量之間的動態(tài)聯(lián)系提供一個嚴密的說明，而且內(nèi)生變量既可以出現(xiàn)在方程的左端又可以出現(xiàn)在方程的右端，使得估計和推斷變得更加復(fù)雜。為了解決這些問題而出現(xiàn)了一種用非結(jié)構(gòu)性方法來建立各變量之間關(guān)系的模型[3]。

1980年Sims提出向量自回歸模型（vector autoregressive model，簡稱VAR模型），并將VAR模型引入到經(jīng)濟學(xué)中，推動了經(jīng)濟系統(tǒng)動態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用。向量自回歸是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。

含有N個變量滯后k期的VAR模型表示如下：

Yt為N×1階內(nèi)生變量向量；μ為N×1階常數(shù)項列向量；∏1，…，∏k均為N×N階待估參數(shù)矩陣；μt∈IID（0，Ω）是N×1階隨機誤差列向量。

整個VAR模型的構(gòu)成主要包括以下6個方面：①檢驗時間序列的平穩(wěn)性，該步驟中主要采用的方法是單位根檢驗；②構(gòu)建基本的VAR模型，該步驟主要借助于Eviews軟件進行；③VAR模型的協(xié)整檢驗；④Granger因果檢驗，其主要是用來檢驗內(nèi)生變量是否可以作為外生變量對待；⑤脈沖響應(yīng)分析，該步驟主要是分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響；⑥方差分解，是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來衡量）的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。

1.2 變量選擇與數(shù)據(jù)來源 該研究基于VAR模型分析新疆的農(nóng)業(yè)進出口對經(jīng)濟增長的關(guān)系。主要選取了3個變量：新疆生產(chǎn)總額（GDP）、新疆農(nóng)業(yè)出口總額（EXPO）、新疆農(nóng)業(yè)進口總額（INPO）。數(shù)據(jù)來源于1996～2013年《新疆統(tǒng)計年鑒》。

數(shù)據(jù)預(yù)處理包括3個步驟：①凡以美元為單位的數(shù)據(jù)全部按當年的平均匯率折算為人民幣；②所有數(shù)據(jù)均按GDP平減指數(shù)（1996=100）進行平減，以消除價格波動因素影響并獲取實際值；③由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原有的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對所有數(shù)據(jù)取其自然對數(shù)值，以增強數(shù)據(jù)線性化趨勢、消除異方差，同時便于考察各變量對GDP的敏感性，即分別對每個變量取對數(shù)，記為LGDP、LEXPO、LIMPO。

2 結(jié)果與分析

2.1 序列的平穩(wěn)性檢驗 在檢驗時間趨勢之前，要先確定時間序列中是否存在單位根，如果不能拒絕有單位根，則認為是非平穩(wěn)的。該研究運用ADF方法對處理后的3個變量LGDP、LEXPO、LIMPO和它們的一階差分進行單位根檢驗，所取的顯著水平分別為5%和10%，檢驗結(jié)果見表1。由表1可知，LGDP、LEXPO、LIMPO是非平穩(wěn)序列，一階差分序列DLGDP、DLEXPO、DLIMPO都是平穩(wěn)序列，都是一階單整的。

由表2 可知，在該模型中確定的最優(yōu)滯后期是3。在此基礎(chǔ)上，給出最終的向量自回歸方程：

式中，y=（LGDP，LEXPO，LIMPO）′。

又由VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)檢驗知，如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的；如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都大于1，即都在單位圓外，則該模型是不穩(wěn)定的。如果被估計的VAR模型不穩(wěn)定，則得到的結(jié)果有些是無效的。如果得到的模型是不穩(wěn)定的，則該模型就不能做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。運用Eviews軟件進行單位根檢驗，得到圖1。從圖1可以看出，全部根都在單位圓內(nèi)，說明該研究所建立的VAR模型是穩(wěn)定的，可以應(yīng)用。

2.2 基于VAR的協(xié)整分析

一般來說，若兩個或多個非平穩(wěn)的變量序列，其線性組合后的序列成平穩(wěn)性，則可稱這些變量序列間有協(xié)整關(guān)系。該研究采用Johansen檢驗法進行協(xié)整檢驗。對無約束VAR模型的一階差分變量的滯后期進行約束檢驗，協(xié)整檢驗滯后期取1。該研究的Johansen檢驗的結(jié)果見表3、4。

由表3、4可知，新疆的農(nóng)業(yè)出口、農(nóng)業(yè)進口和經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。通過該檢驗，進一步說明了所選模型的可靠性。

2.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)

該研究運用脈沖響應(yīng)函數(shù)來研究新疆農(nóng)業(yè)出口、進口與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系，通過脈沖效應(yīng)函數(shù)可以觀察一個變量的擾動項對其他變量的當前值和未來值的影響。選取標準的Cholesky因子分解識別沖擊結(jié)構(gòu)，依次選擇LGDP、LEXPO、LIMPO作為內(nèi)生變量。

2.3.1 新疆生產(chǎn)總值對各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)。生產(chǎn)總值對各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)見圖2。

由圖2a可知，在最初的一段時間里，GDP對自身的沖擊具有正相關(guān)作用，即會刺激GDP的增長，但隨后沖擊會隨著時間緩慢下降，直到?jīng)_擊接近0，說明生產(chǎn)總值的沖擊對自身的影響會隨著時間逐漸減小，其對自身的影響是有限的。

從生產(chǎn)總值對農(nóng)業(yè)出口的沖擊來看（圖2b），在最開始生產(chǎn)總值GDP會有一個緩慢下降的過程，但隨后開始增長，隨著時間的推移，增長會逐漸趨于穩(wěn)定，最后停留在一個高于平均水平的位置，說明出口對生產(chǎn)總值的影響是正的。

從生產(chǎn)總值對于農(nóng)業(yè)進口的沖擊來看（圖2c），在最開始的一段時間里，生產(chǎn)總值的反應(yīng)為0，然后有一個緩慢上升的過程，緊接著又會有一個緩慢下降的過程，隨著時間的推移會逐漸趨于0。這說明進口對生產(chǎn)總值的影響是正向的。

2.3.2 新疆農(nóng)業(yè)出口對各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)。出口對各變量的響應(yīng)函數(shù)見圖3。

從農(nóng)業(yè)出口對生產(chǎn)總值的沖擊來看（圖3a），在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)出口對GDP的沖擊有一個正向的反應(yīng)，但隨著時間的推移，該影響逐漸趨于穩(wěn)定，最后停留在某個水平不動。說明GDP的增加對出口的影響是正向的。

從農(nóng)業(yè)出口對自身的沖擊來看（圖3b），在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)出口對自身沖擊有一個正向的反應(yīng)，但隨著時間的推移，該影響逐漸趨于穩(wěn)定，最后會緩慢下降，直到趨于0。說明農(nóng)業(yè)出口對自身的影響是正向的。

從農(nóng)業(yè)出口對進口的沖擊來看（圖3c），在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)出口對進口的沖擊有一個正向的反應(yīng)，但隨著時間的推移，該影響逐漸趨于穩(wěn)定，最后緩慢下降停留在某個水平不動。說明進口對出口的影響不是太大。

2.3.3 新疆農(nóng)業(yè)進口對各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)。農(nóng)業(yè)進口對各變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)見圖4。

從農(nóng)業(yè)進口對生產(chǎn)總值GDP的沖擊來看（圖4a），在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)進口對GDP的沖擊有一個正向的反應(yīng)，但隨著時間的推移，該影響逐漸下降，下降到某個水平又會開始逐漸上升。說明GDP的增加對進口的影響是正向的。

從農(nóng)業(yè)進口對出口的沖擊來看（圖4b），在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)進口對GDP的沖擊有一個正向的反應(yīng)，但隨著時間的推移，該影響逐漸下降，直至最后趨于0。說明出口對進口的影響不是太大。

從農(nóng)業(yè)進口對自身的沖擊來看（圖4c），在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)進口對自身沖擊有一個正向的反應(yīng)，但隨著時間的推移，該影響逐漸下降，直至最后趨于0。說明進口對自身的影響不是太大。

2.4 方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化（通常用方差來衡量）的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

在做方差分解時，該研究選取標準的Cholesky因子分解識別沖擊結(jié)構(gòu)，依次選擇LGDP、LEXPO、LIMPO作為內(nèi)生變量，利用方差分解來分析新疆農(nóng)業(yè)進出口對GDP波動的影響，結(jié)果見圖5。

由圖5可知，用方差分析得到的結(jié)果與用脈沖響應(yīng)函數(shù)得到的結(jié)果是一致的，各個變量都會受到來自各方面因素的影響而產(chǎn)生波動。在最初的一段時間里，新疆農(nóng)業(yè)出口對GDP的影響較大；在隨后的一段時間里，雖然影響有所下降，但整體來說仍然高于進口對GDP的影響。基于上述分析，可以得出結(jié)論：新疆農(nóng)業(yè)出口對GDP的貢獻度大于新疆農(nóng)業(yè)進口對GDP的貢獻度。

2.5 Granger因果關(guān)系檢驗

Granger因果檢驗主要是用來檢驗內(nèi)生變量是否可以作為外生變量對待。該研究運用Granger因果關(guān)系檢驗來檢驗GDP、新疆農(nóng)業(yè)出口、新疆農(nóng)業(yè)進口之間的均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，結(jié)果見表5（均在5%顯著水平上原假設(shè)）。

由表5可知：

（1） “農(nóng)業(yè)出口不能Granger引起GDP、農(nóng)業(yè)進口不能Granger引起GDP”均拒絕，說明農(nóng)業(yè)出口和農(nóng)業(yè)進口分別是GDP的Granger原因。

（2） “農(nóng)業(yè)出口、進口不能Granger引起GDP”能被拒絕，這說明農(nóng)業(yè)出口和農(nóng)業(yè)進口同時是生產(chǎn)總值的Granger原因。

（3） “GDP不能Granger引起農(nóng)業(yè)出口、GDP不能Granger引起進口”均能拒絕，這說明GDP也是出口和進口的Granger原因。

綜上所述，可知新疆農(nóng)業(yè)出口和進口與GDP具有雙向

因果關(guān)系。

3 結(jié)論

通過構(gòu)建VAR模型，對新疆農(nóng)業(yè)進出口與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解及Granger因果分析，結(jié)果顯示，新疆農(nóng)業(yè)出口、進口與GDP有緊密關(guān)系，農(nóng)業(yè)出口和進口都可以促進GDP的增長，但是相對來說，農(nóng)業(yè)出口對GDP的貢獻較大。

基于上述分析，可以看出新疆農(nóng)業(yè)的出口對新疆的經(jīng)濟發(fā)展具有重大的影響。因此，在未來的新疆經(jīng)濟發(fā)展過程中，必須加大對農(nóng)業(yè)的科技投入，以提高農(nóng)業(yè)的科技水平，從而生產(chǎn)出更優(yōu)質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品，加大農(nóng)業(yè)出口量。同時，新疆作為我國一個邊疆省份，要充分利用其獨特的地理位置，與周邊的國家擴大貿(mào)易范圍，不斷加深新疆的影響力，為新疆的經(jīng)濟發(fā)展做出政治影響，只有這樣，新疆才能在國際貿(mào)易中獲得更多的利益[4]，更好地推動地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。

43卷11期楊繼紅等 葡萄與葡萄酒工程專業(yè)食品工程原理課程教學(xué)模式構(gòu)建

參考文獻

[1] 邵軍，徐康寧.資本投資、國際貿(mào)易與中國經(jīng)濟增長的動態(tài)研究[J].國際貿(mào)易問題，2006（4）：5-9.

[2] 王濤，林杉.基于VAR模型的新疆進出口與經(jīng)濟增長的關(guān)系[J].中國商貿(mào)， 2014（17）：179-180.

[3] 孫敬水.計量經(jīng)濟學(xué)教程[M].北京：清華大學(xué)出版社，2005.

[4] 張華，段友華.淺析新疆的出口貿(mào)易[J].新疆財經(jīng)，2001（6）：14-16.

責任編輯 徐麗華 責任校對 況玲玲