漁產(chǎn)品進出口均價與漁民收入相關性建模與測度*

，

(1.安陽師范學院 資源環(huán)境與旅游學院，河南 安陽 455002；2.河南大學 環(huán)境與規(guī)劃學院，河南 開封 475001)

黨的十八大報告根據(jù)我國社會經(jīng)濟發(fā)展實際和新的階段性特征，提出到2020年底全面建成小康社會的戰(zhàn)略目標，其中“平衡、協(xié)調(diào)發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，到2020年使城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番”便是核心訴求。要實現(xiàn)這一目標，難點和關鍵是農(nóng)民增收。漁業(yè)是大農(nóng)業(yè)的重要組成部分，也是效益較高、能有效提高農(nóng)民收入水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的重要產(chǎn)業(yè)。我國2016年漁業(yè)產(chǎn)值23 662.29億元，占農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值的9.4%，漁業(yè)增加值7 019億元，兩者同比增長速度分別為8.7%、4.0%。漁民收入增長顯著，人均純收入達16 904.20元，同比增長6.6%，是農(nóng)民人均純收入的1.35倍。與此同時，漁產(chǎn)品國際貿(mào)易也呈現(xiàn)穩(wěn)步增長態(tài)勢，水產(chǎn)品進出口總量827.91萬噸、進出口總額301.12億美元，同比分別增長1.69%和2.72%。出口額占農(nóng)產(chǎn)品出口總額(729.9億美元)的28.41%；進口量404.15萬噸、進口額93.74億美元，同比分別下降0.97%和增長4.37%。貿(mào)易順差113.64億美元，成為農(nóng)業(yè)中唯一實現(xiàn)貿(mào)易順差的產(chǎn)業(yè)，漁民收入的增加對農(nóng)民收入水平的提高作用顯著[1]。

黨的十八大報告根據(jù)我國社會經(jīng)濟發(fā)展實際和新的階段性特征，提出到2020年底全面建成小康社會的戰(zhàn)略目標，其中“平衡、協(xié)調(diào)發(fā)展城鄉(xiāng)經(jīng)濟，到2020年使城鄉(xiāng)居民人均收入比2010年翻一番”便是核心訴求。要實現(xiàn)這一目標，難點和關鍵是農(nóng)民增收。漁業(yè)是大農(nóng)業(yè)的重要組成部分，也是效益較高、能有效提高農(nóng)民收入水平、縮小城鄉(xiāng)居民收入差距的重要產(chǎn)業(yè)。我國2016年漁業(yè)產(chǎn)值23 662.29億元，占農(nóng)、林、牧、漁總產(chǎn)值的9.4%，漁業(yè)增加值7 019億元，兩者同比增長速度分別為8.7%、4.0%。漁民收入增長顯著，人均純收入達16 904.20元，同比增長6.6%，是農(nóng)民人均純收入的1.35倍。與此同時，漁產(chǎn)品國際貿(mào)易也呈現(xiàn)穩(wěn)步增長態(tài)勢，水產(chǎn)品進出口總量827.91萬噸、進出口總額301.12億美元，同比分別增長1.69%和2.72%。出口額占農(nóng)產(chǎn)品出口總額(729.9億美元)的28.41%；進口量404.15萬噸、進口額93.74億美元，同比分別下降0.97%和增長4.37%。貿(mào)易順差113.64億美元，成為農(nóng)業(yè)中唯一實現(xiàn)貿(mào)易順差的產(chǎn)業(yè)，漁民收入的增加對農(nóng)民收入水平的提高作用顯著[1]。

近年來，雖然漁民生計方式日益多元化，但是在漁民的家庭收入構(gòu)成中，漁業(yè)的經(jīng)營收入仍然占主導地位。在此背景下，研究漁業(yè)貿(mào)易對漁民收入的影響顯得尤為迫切。相關學者也取得了較多的研究成果，如程慧榮對中國漁民收入的演變進行了歷史回顧，并通過借鑒挪威、英國、日本等國漁業(yè)管理的先進管理經(jīng)驗，提出了促進我國漁民收入的具體建議和途徑[1]；唐議等根據(jù)我國漁民收入的統(tǒng)計數(shù)據(jù)和實地考察，總結(jié)了漁民收入變動的主要原因[3]；趙領娣等對青島市漁民收入與農(nóng)民收入間關系進行了回歸分析，得出漁民收入的提高可以從總體上增加農(nóng)民收入水平的結(jié)論[4]；權(quán)召偉等以上海市漁民收入為研究對象，探討了近年來其收入的狀況和增長趨勢，并分析了各種影響因素，進而提出了提高漁民收入的對策和建議[5]。

總體看來，現(xiàn)有對漁民收入的研究主要集中于漁民收入的國際比較、借鑒，以及基于部分地區(qū)相應微觀數(shù)據(jù)的實證研究，而對漁產(chǎn)品國際貿(mào)易與漁民收入的關系探討成果較少，尤其缺乏利用大尺度的面板數(shù)據(jù)對全國層面的探討與分析。鑒于此，本文利用1993—2016年的時間序列數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析、誤差修正模型以及格蘭杰因果關系檢驗等技術(shù)方法，分析我國漁產(chǎn)品出口平均價格、進口平均價格對漁民收入的影響，以豐富漁產(chǎn)品國際貿(mào)易對漁民收入影響的研究。

一、研究方法及數(shù)據(jù)來源

(一) 研究方法

從時間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)兩個維度，考察漁產(chǎn)品進出口貿(mào)易與漁民收入的關系。首先，利用時間序列的單位根檢驗方法，對漁民收入與漁產(chǎn)品國際貿(mào)易的進、出口平均價格的長期穩(wěn)定關系進行考察與判定。單位根檢驗有許多種方法，結(jié)合本文數(shù)據(jù)序列的特征并參考同類經(jīng)典文獻，選擇ADF檢驗方法，其檢驗過程主要通過以下三個模型來完成：

(1)

(2)

(3)

上式中，t為時間變量，表征時間變化對數(shù)據(jù)的影響趨勢；用l來表征因變量的滯后階數(shù)，其虛擬假設為H0:δ=0，也即先驗假設存在一個單位根。是否含有常數(shù)項和趨勢項是上述模型的主要區(qū)別。進行模型驗證的順序為(3)(2)(1)。

若數(shù)據(jù)存在長期的均衡關系，需進一步考察其是否存在短期的均衡關系，通常采用的方法為誤差修正模型檢驗。這是一種VAR模型，是以協(xié)整為假設前提的，具體檢驗方法為，當Xt=(yt,X1t,X2t，…,Xkt)公式中的各分向量之間存在協(xié)整關系時，以(1,1)階自回歸分布滯后模型為例，模型即為：

Δyt=α0+α1ΔXt+δ×ECMt-1

(4)

最后，利用格蘭杰因果關系檢驗法，檢驗漁民人均純收入與漁產(chǎn)品國際貿(mào)易進、出口平均價格的關系。

(二)變量與數(shù)據(jù)

在國際貿(mào)易中，衡量漁產(chǎn)品貿(mào)易的主要指標有出口量、出口金額、進口量、進口金額等。為便于操作和統(tǒng)計，本文通過出口金額/出口量、進口金額/進口量兩個公式計算漁產(chǎn)品進出口平均價格(下文用出口均價、進口均價代替)，采用漁民家庭人均純收入指標(用RJSR代替)來反映漁民人均收入狀況。樣本數(shù)據(jù)取自1993—2016間24年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國漁業(yè)統(tǒng)計年鑒》(1994—2017)[7]。為消除數(shù)據(jù)因可能存在異方差現(xiàn)象而導致的變量間關系失真，提高模型的擬合效果，本文對漁產(chǎn)品進、出口均價及漁民人均收入進行對數(shù)化處理[8]，并分別用LNCKJG、LNLNJKJG、LNRJSR代替。分析軟件采用Eviews6.0軟件。

二、時間序列協(xié)整模型的估計與檢驗

(一)單位根檢驗

根據(jù)前文相關理論分析，首先需要檢驗變量LNCKJG、LNJKJG和LNRJSR是否存在單位根。進行協(xié)整檢驗的前提是變量間存在同階平穩(wěn)的基本特征，故首先采用ADF檢驗法對變量LNCKJG、LNJKJG、LNRJSR，以及其一階差分變量D(LNCKJG)、D(LNJKJG)和D(LNRJSR)進行是否存在單位根的檢驗，結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗結(jié)果

注：檢驗類型中(C，T，K)的含義分別為模型中的常數(shù)項、時間趨勢項以及其是否帶有滯后階數(shù)(K為有，0為無)。

從表1可以看出，變量LNCKJG、LNJKJG、LNRJSR的ADF檢驗值均大于5%水平下的臨界值，也即都存在單位根，數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)的序列。對數(shù)據(jù)進行一階差分后，其變量的ADF檢驗值都小于5%水平下的臨界值，即表明數(shù)據(jù)進行一階差分后，變成了平穩(wěn)的數(shù)據(jù)序列，也即變量LNCKJG、LNJKJG、LNRJSR為一階單整時間序列，由協(xié)整檢驗的條件可知，一階差分后的數(shù)據(jù)可以進行變量間的協(xié)整關系測度與檢驗。

(二) 協(xié)整關系檢驗與模型估計

進行協(xié)整檢驗的前提條件是，單位根檢驗的結(jié)果能證明研究數(shù)據(jù)為同階單整序列，如此即可通過協(xié)整檢驗法考察數(shù)列間是否具備長期均衡發(fā)展的同步趨勢。從檢驗對象的差異角度分，協(xié)整檢驗一般包括Johansen協(xié)整檢驗與CRDW檢驗(DF檢驗、ADF檢驗等)，前者是基于自回歸系數(shù)的檢驗，后者是基于回歸殘差的判識。本文采用后者的思想，利用Engle-Granger方法進行考察。即若殘差是平穩(wěn)的，則表明數(shù)列間存在協(xié)整關系，反之則無。

首先，用普通最小二乘法(OLS)分別對LNCK和LNRJSR進行回歸，并計算非均衡誤差。協(xié)整方程為：

LNRJSR=1.153216×LNCKJG+0.556708+et1

(1)

t:(0.080706) (0.56231)

R2=0.918984DW=1.165692F=204.1797

則方程估計的殘差為et1=LNRJSR-5.285-1.693LNCKJG,對et1做ADF單位根檢驗，具體結(jié)果見表2。

表2 對et1的ADF單位根檢驗

檢驗結(jié)果顯示：殘差序列的ADF檢驗值小于5%水平下的臨界值，即存在單位根的假設沒有得到支持，表明殘差序列是平穩(wěn)的。即存在LNCKJG與LNRJSR的平穩(wěn)線性組合，兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，對應的回歸方程為(1)所示。

其次，再用普通最小二乘法(OLS)對LNJKJG和LNRJSR進行回歸，并計算非均衡誤差。協(xié)整方程為：

LNRJSR=0.558280×LNJKJG+4.071453+et2

(2)

t:(1.485146) (1.339857)

R2=0.109160 DW=0.061837 F=2.205657

則方程估計的殘差為et2=LNRJSR-5.427-1.581LNKJG，對et2做ADF單位根檢驗，具體結(jié)果見表3。

表3 對et2的ADF單位根檢驗

檢驗結(jié)果表明：殘差序列的ADF檢驗值-3.330 683，同樣小于5%水平下的臨界值-3.029 671，同樣不支持殘差序列存在單位根的原假設，其為平穩(wěn)序列。說明存在LNJKJG與LNRJSR的平穩(wěn)線性組合，即兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，方程(2)即為對應的回歸方程。

從協(xié)整方程來看，漁民人均收入與漁產(chǎn)品進出口貿(mào)易發(fā)展水平存在長期穩(wěn)定關系。由方程(1)可知：漁產(chǎn)品出口均價每提高1個百分點，漁民收入將增長1.153個百分點；而方程(2)則表明，漁產(chǎn)品進口均價每提高1個百分點，漁民收入將增長0.558個百分點。說明出口均價對漁民收入的影響大于進口均價的影響。

(三)誤差修正模型驗證

根據(jù)格蘭杰定理，進行誤差修正模型檢驗的前提是變量存在協(xié)整關系。因此，基于前文協(xié)整檢驗的基礎，可建立漁民人均收入與漁產(chǎn)品進出口均價變化關系的誤差修正模型，來研究變量之間的短期波動規(guī)律。

由第二步協(xié)整關系檢驗估計可得兩個協(xié)整方程的殘差，將漁民收入與漁產(chǎn)品出口均價的協(xié)整方程殘差序列假設為et1，漁民收入與漁產(chǎn)品進口均價的協(xié)整方程的殘差序列假設為et2，令誤差修正項ECM1=et1,ECM2=et2，建立誤差修正模型，得到估計后的模型形式如下：

D(LNRJSR)=0.225336×D(LNCKJG)-0.344213ECM(-1)+0.069311

(3)

D(LNRJSR)=0.211806×D(LNJKJG)-0.076921ECM(-1)+0.076040

(4)

上面的誤差修正模型(3)表明LNRJSR受LNCKJG短期波動規(guī)律的影響，誤差修正項ECM系數(shù)的大小反映了漁產(chǎn)品出口對漁民收入的短期影響，可進一步細分為兩部分：一是表示其對漁民收入的短期波動影響，二來可以表明其偏離長期均衡的程度。模型測度結(jié)果顯示，當短期波動過于劇烈，偏離長期均衡趨勢過大時，系統(tǒng)將以-0.344 213的幅度對漁民收入進行調(diào)整，使其回歸到長期均衡的發(fā)展態(tài)勢。模型(4)顯示漁產(chǎn)品進口均價對漁民收入的變動影響也較為顯著。同理，漁民收入的短期變動特征也包含兩個方面的內(nèi)涵：一是短期內(nèi)漁產(chǎn)品進口波動的影響，數(shù)據(jù)表明，短期內(nèi)漁產(chǎn)品進口每變動1個百分點，漁民人均收入將有0.211 806個百分點的同方向變動。二是其偏離長期均衡的狀態(tài)，由回歸結(jié)果可知，當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.076 921的調(diào)整力度調(diào)整漁民收入，使其靠近長期均衡狀態(tài)。

(四)格蘭杰因果檢驗

協(xié)整分析的結(jié)果顯示，漁產(chǎn)品的進、出口均價都與漁民的收入存在長期穩(wěn)定的相關性，但不能由此得出其相互間確定存在因果關聯(lián)，因而需要通過格蘭杰因果關系檢驗法開展進一步的考察。根據(jù)前文數(shù)據(jù)的AIC信息準則進行判斷，確定其格蘭杰因果關系檢驗的滯后階數(shù)為2，檢驗結(jié)果見表4。

表4 格蘭杰因果關系檢驗結(jié)果

表4檢驗結(jié)果表明：LNCKJG不是LNRJSR的格蘭杰原因原假設的概率為0.009 8，即原假設在1%的顯著性水平上被拒絕，也即能以98%的概率保證漁產(chǎn)品的出口均價對漁民收入有影響；而LNRJSR不是LNCKJG的格蘭杰原因的原假設的概率為0.026 7，在1%的顯著性水平上被支持，也即表示漁產(chǎn)品的出口均價與漁民收入之間存在單向的格蘭杰因果關系。說明出口均價越高，漁民收入越多，但漁民收入對出口均價的變化并沒有影響。在10%的顯著性水平上，LNJKJG不是LNRJSR的格蘭杰原因的原假設被接受；同樣，在10%的顯著性水平上，LNRJSR不是LNJKJG的格蘭杰原因的原假設也被接受，這說明漁產(chǎn)品的進口均價與農(nóng)民收入之間不存在格蘭杰因果關系。但是這并不表示漁產(chǎn)品的進口均價對漁民收入的增減沒有影響，在實際的國際貿(mào)易中，漁產(chǎn)品進口的平均價格降低，會導致國內(nèi)水產(chǎn)品市場價格的走低趨勢，從而間接地影響漁民的收入。

三、結(jié)論與對策建議

隨著全球化經(jīng)濟的發(fā)展，我國漁產(chǎn)品國際貿(mào)易的規(guī)模越來越大，其進、出口價格的變動對漁民收入的影響也越來越重要。利用1993—2016年的時間序列數(shù)據(jù)分析了我國漁民人均純收入與漁產(chǎn)品進、出口平均價格之間的關系，研究結(jié)果表明：我國漁民人均收入分別與漁產(chǎn)品國際貿(mào)易的進、出口均價存在長期穩(wěn)定的均衡關系。漁產(chǎn)品國際貿(mào)易的發(fā)展可以明顯地促進漁民人均收入的增長，而且出口均價是促進漁民人均收入增長的最主要原因；漁產(chǎn)品出口均價與漁民人均收入存在單向的因果關系，出口均價的上漲可以有效促進漁民人均收入的增加；進口均價與漁民人均收入不存在因果關系，但是進口均價的上漲卻能有效地推動漁民人均收入增加。從短期看來，漁產(chǎn)品出口均價對漁民收入的影響比進口均價的影響更加顯著。長期趨勢表明，當短期波動偏離長期均衡之時，系統(tǒng)將分別以-0.344 313和-0.076 921的調(diào)整力度，將漁產(chǎn)品進出口貿(mào)易與漁民收入的非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)?；谝陨戏治?，本文提出以下對策建議。

(一)增強出口競爭力

在制定我國對外漁產(chǎn)品貿(mào)易政策時，應著重考慮以下幾點：首先，充分利用我國豐富的水域及漁業(yè)資源，強化漁產(chǎn)品出口的比較優(yōu)勢；其次，要加快漁業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)的升級，延長其生產(chǎn)鏈條，積極降低生產(chǎn)成本，鼓勵企業(yè)在工藝技術(shù)方面努力自主創(chuàng)新，提高自身產(chǎn)品特別是出口產(chǎn)品的核心競爭力；再次，要加強漁業(yè)的信息化建設，提高其電子商務發(fā)展水平，促進漁產(chǎn)品銷售與互聯(lián)網(wǎng)+的有機結(jié)合，促進漁業(yè)的規(guī)?；?、品牌化與網(wǎng)絡化經(jīng)營[9] 125。

(二)拓寬消費市場

要逐漸改變目前以原材料和初級加工產(chǎn)品為主的漁產(chǎn)品傳統(tǒng)貿(mào)易格局，積極開發(fā)新產(chǎn)品，打造一批有核心市場競爭力的深加工產(chǎn)品品牌。同時要積極開展對主要市場國家和地區(qū)飲食文化、消費習慣、產(chǎn)品傾向等信息的研究，有針對性的開發(fā)既能發(fā)揮我國漁產(chǎn)品資源優(yōu)勢，又能迎合多地市場需求的產(chǎn)品，開拓新的國際消費市場[9]128。

(三)加大對漁業(yè)的支持

首先，政府應加大對我國漁產(chǎn)品出口的支持和保護力度，做好促進貿(mào)易的制度安排，如減免漁民、水產(chǎn)品加工企業(yè)的稅收負擔，給予財政支持或補貼；其次，要培養(yǎng)龍頭企業(yè)，鼓勵企業(yè)打造有競爭力的特色漁產(chǎn)品品牌，以促進行業(yè)的整體提質(zhì)與升級；改善漁業(yè)經(jīng)濟的內(nèi)部生產(chǎn)結(jié)構(gòu)，努力發(fā)展高附加值漁產(chǎn)品生產(chǎn)業(yè)態(tài)，增強行業(yè)整體的出口競爭力；加強漁民和從事漁業(yè)生產(chǎn)工作人員的教育，提高他們的現(xiàn)代漁民和職業(yè)漁業(yè)工作者的意識和水平[10]。

(四)引導漁業(yè)進出口貿(mào)易積極作用的發(fā)揮

漁產(chǎn)品貿(mào)易的進口既可以豐富國內(nèi)市場漁產(chǎn)品的種類，滿足國內(nèi)人民多樣化的消費需求，同時又可以有效緩解國內(nèi)漁業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的壓力，為漁業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展提供動力。但是也要防止其對國內(nèi)漁業(yè)經(jīng)濟的擠壓效應，應適度控制漁產(chǎn)品進口的規(guī)模，以防過度依賴國外漁業(yè)資源，合理應用關稅壁壘，防止過度進口對國內(nèi)漁業(yè)經(jīng)濟的沖擊，同時要大力發(fā)展?jié)O產(chǎn)品出口貿(mào)易，實現(xiàn)貿(mào)易順差，增強產(chǎn)業(yè)的國家競爭力[11]。

[1] 中國漁業(yè)政務網(wǎng).2016年全國漁業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計公報[EB/OL].[2017-07-25].http://www.moa.gov.cn/sjzz/yzjzw/yyywyzj/201707/t20170725_5759859.htm.

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[3] 唐議，劉金紅.我國漁民經(jīng)濟收入現(xiàn)狀分析[J].上海水產(chǎn)大學學報，2007，16(3)：275-281.

[4] 趙領娣，李文政.基于漁民收入提高的農(nóng)民收入增長影響因素分析[J].中國漁業(yè)經(jīng)濟，2008(5)：16-22.

[5] 權(quán)召偉，金麟根，曹亞.提高上海漁民收入的對策研究[J].漁業(yè)經(jīng)濟研究，2007(6)：41-44.

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