食用菌出口結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)增長的互進(jìn)關(guān)系*
——基于VAR模型的分析

劉 妍，王 哲

(1.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，北京 100070； 2.河北農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院，保定 071001)

0 引言

在中國提出資源節(jié)約、環(huán)境友好的社會目標(biāo)背景下，食用菌產(chǎn)業(yè)作為非耕地產(chǎn)業(yè)，不論從節(jié)地、節(jié)水，還是廢棄物循環(huán)利用，都可以最大限度地實現(xiàn)生態(tài)循環(huán)，同時兼具良好的經(jīng)濟效益和社會效益。2017年中央一號文件《關(guān)于深入推進(jìn)農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革加快培育農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展新動能的若干意見》提出，要做大做強優(yōu)勢特色產(chǎn)業(yè)，實施優(yōu)勢特色農(nóng)業(yè)提質(zhì)增效行動計劃，促進(jìn)食用菌等產(chǎn)業(yè)提檔升級，把地方土特產(chǎn)和小品種做成帶動農(nóng)民增收的大產(chǎn)業(yè)。目前，食用菌已成為中國僅次于糧、棉、油、菜、果的第六大種植產(chǎn)業(yè)，中國也已成為全球最大的食用菌生產(chǎn)國和出口國。2014年，全國食用菌產(chǎn)量3 270萬t，占全球總產(chǎn)量的70%以上，位居世界第一。中國食用菌出口作為中國蔬菜出口的主打產(chǎn)品之一，已占據(jù)世界食用菌出口市場的半壁江山，成為彌補中國農(nóng)產(chǎn)品逆差的重要產(chǎn)品之一。在中國食用菌出口貿(mào)易日漸興盛的背景下，中國食用菌初級品及加工品的出口貿(mào)易在食用菌產(chǎn)業(yè)發(fā)展及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方面究竟能發(fā)揮多大作用，哪種形態(tài)的食用菌出口更能促進(jìn)經(jīng)濟增長，出口結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)增長之間是否具有相互促進(jìn)的關(guān)系都值得探究和論證，對于引導(dǎo)中國食用菌對外貿(mào)易發(fā)展方向，調(diào)整和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而促進(jìn)中國食用菌產(chǎn)業(yè)及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟平穩(wěn)快速發(fā)展具有重要意義。

1 文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界專門研究某類產(chǎn)業(yè)出口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的文獻(xiàn)較為少見，大多都是從出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究入手。多數(shù)研究表明，出口貿(mào)易是一國經(jīng)濟增長的重要原因之一[1]。在20世紀(jì)的大部分時期，出口與收入都具有明確的相關(guān)關(guān)系，且呈顯著的正向效應(yīng)，這不僅表現(xiàn)在高收入國家，中、低收入國家同樣較為明顯[2-3]。尤其在發(fā)展中國家，出口貿(mào)易規(guī)模的擴大，可促進(jìn)先進(jìn)技術(shù)的吸收[4]，進(jìn)而能更大程度地促進(jìn)經(jīng)濟增長[5-8]。作為發(fā)展中國家的中國，出口貿(mào)易能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[9]，在經(jīng)濟增長中起到更為顯著的推動作用，是中國經(jīng)濟增長的重要原因之一[10]。另外，也有實證研究表明，出口貿(mào)易并不必然促進(jìn)經(jīng)濟增長，甚至有時呈負(fù)相關(guān)關(guān)系[11-13]。不同類型的國家或地區(qū)的出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用并非一致，即使均為發(fā)展中國家，兩者的關(guān)系也存在不同的結(jié)論。如Jung等[14]對1950～1981年間的37個發(fā)展中國家和地區(qū)的分析表明，僅有6個國家的出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長表現(xiàn)為明顯的促進(jìn)關(guān)系，其余國家均無明顯因果關(guān)系； Vohra[15]將東盟國家分為中等和低等收入類型，研究表明中等收入國家的出口貿(mào)易對經(jīng)濟增長起到了顯著的拉動作用，而低等收入國家的效果則不顯著。

進(jìn)而，不同的出口結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的作用存在明顯差異。從不同產(chǎn)業(yè)部門看，低等和中等技術(shù)行業(yè)產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用逐年遞減，目前已形成抑制趨勢[16]，而高等技術(shù)行業(yè)產(chǎn)品的出口對經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用則明顯增強[17]。從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)部門看，國內(nèi)學(xué)者運用相關(guān)性、平穩(wěn)性、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗、系統(tǒng)灰色關(guān)聯(lián)法、VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法，對中國的實證檢驗顯示，中國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用在短期內(nèi)更為明顯[18]，其中，勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)與農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟增長互成格蘭杰因果關(guān)系，而土地密集型農(nóng)產(chǎn)品的因果關(guān)系則不明顯[19]，土地密集型農(nóng)產(chǎn)品大多存在貿(mào)易逆差，而勞動密集型農(nóng)產(chǎn)品的優(yōu)勢也在逐步喪失，因此，發(fā)展綠色、環(huán)保和高附加值農(nóng)產(chǎn)品的出口是農(nóng)業(yè)發(fā)展的主要方向[20]。

綜合國內(nèi)外研究，在出口貿(mào)易和經(jīng)濟增長的關(guān)系方面，大多側(cè)重于出口對增長的作用分析，而關(guān)于增長對出口的反作用研究則相對較少。另外，關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品出口的研究大多是從整體農(nóng)業(yè)的角度考慮，而具體到某類農(nóng)產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)及其產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的研究也相對較少。文章選取的食用菌產(chǎn)品，作為中國重點發(fā)展的特色農(nóng)產(chǎn)品之一，其貿(mào)易規(guī)模日益增長，而目前學(xué)術(shù)界關(guān)于食用菌出口貿(mào)易相關(guān)問題的研究主要集中在貿(mào)易現(xiàn)狀和貿(mào)易競爭力等方面，對食用菌出口結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的研究尚屬空白。該文運用VAR模型對中國食用菌初級品和加工品的出口貿(mào)易、食用菌產(chǎn)業(yè)增長之間的相互關(guān)系進(jìn)行實證研究，一方面，通過比較不同加工水平的食用菌出口對產(chǎn)業(yè)增長的作用程度，來引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級； 另一方面，通過檢驗產(chǎn)業(yè)增長對出口貿(mào)易的影響效果，從供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革促進(jìn)經(jīng)濟增長的角度提出拉動出口和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的有效建議。

2 互動機制

2.1 農(nóng)產(chǎn)品出口結(jié)構(gòu)對產(chǎn)業(yè)增長的作用機制

從直接影響上看，農(nóng)產(chǎn)品的出口結(jié)構(gòu)雖然反映了國內(nèi)對農(nóng)產(chǎn)品的供給能力，但其首先應(yīng)取決于國外市場對該國農(nóng)產(chǎn)品的需求結(jié)構(gòu)和水平。國外對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、規(guī)格、品種等的多樣化需求，直接對國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)供給提出要求和挑戰(zhàn)。因此，出口結(jié)構(gòu)所反映的國外需求結(jié)構(gòu)會對該國產(chǎn)業(yè)的發(fā)展帶來直接影響。該影響通過價格傳導(dǎo)機制發(fā)揮作用，即出口貿(mào)易作為社會總需求的一部分，通過需求的變化影響價格的漲跌，進(jìn)而由于價格具有一定的傳導(dǎo)性，國際市場價格不僅可以影響該農(nóng)產(chǎn)品的國內(nèi)市場價格，進(jìn)而影響其國內(nèi)產(chǎn)值，還會通過該產(chǎn)業(yè)體系與其他產(chǎn)業(yè)體系的聯(lián)結(jié)，而向其他農(nóng)產(chǎn)品的價格進(jìn)行傳導(dǎo)，其傳導(dǎo)的波動幅度視各產(chǎn)業(yè)體系聯(lián)結(jié)的緊密程度而不同，從而影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。進(jìn)一步，農(nóng)產(chǎn)品價格作為整體物價水平的重要組成，其價格的波動亦會向其他產(chǎn)業(yè)部門進(jìn)行一定傳遞，最終會對整體經(jīng)濟的穩(wěn)定產(chǎn)生一定影響。

從間接影響上看，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易雖然從表面上看是對各種農(nóng)產(chǎn)品商品的交換，實質(zhì)上，每種商品都蘊含了不同的生產(chǎn)要素，是資本、勞動力、技術(shù)等各種要素的配置組合。農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易產(chǎn)生的生產(chǎn)要素的流動、積累和培育對產(chǎn)業(yè)增長起到間接影響作用。該影響通過生產(chǎn)增效機制發(fā)揮作用，即通過影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入及整合方式，轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式、提高生產(chǎn)效率來影響產(chǎn)業(yè)增長。一方面，從投入生產(chǎn)要素角度，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所需的投入要素主要為勞動力、土地、資本、技術(shù)、信息、管理等，出口貿(mào)易將農(nóng)產(chǎn)品的市場范圍擴大，所產(chǎn)生的生產(chǎn)要素跨國流動不僅帶來生產(chǎn)要素量的改變，先進(jìn)的理念、經(jīng)驗與技術(shù)的引入還帶來生產(chǎn)要素質(zhì)的提升； 另一方面，從提高生產(chǎn)效率角度，市場規(guī)模的擴大不僅會產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，還會產(chǎn)生技術(shù)擴散效應(yīng)，并帶來更為激烈的國際競爭，這都有利于技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整，進(jìn)而促進(jìn)國內(nèi)生產(chǎn)效率的提高。

2.2 農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革下的增長對出口的作用機制

從產(chǎn)業(yè)增長對出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響來看，出口的農(nóng)產(chǎn)品源自于其產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)，即產(chǎn)業(yè)是出口產(chǎn)品“供給”的源泉。產(chǎn)業(yè)作為出口的“供給側(cè)”，其生產(chǎn)能力、技術(shù)水平的高低直接決定了出口產(chǎn)品的國際競爭力，進(jìn)而形成一定的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。可見，農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)并非完全源自于國際市場需求這一不可控因素，其發(fā)展?fàn)顩r很大程度上還取決于作為其“供給側(cè)”源頭的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r。

然而，當(dāng)前我國農(nóng)產(chǎn)品的供給呈現(xiàn)出一般性農(nóng)產(chǎn)品供給充足，優(yōu)質(zhì)、綠色農(nóng)產(chǎn)品供給不足的局面，無法滿足市場對農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量、品種和安全的高標(biāo)準(zhǔn)需求。另外，我國很多農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)都存在綜合效益不高、國際競爭力不強的問題。在這種農(nóng)產(chǎn)品供求關(guān)系變化、結(jié)構(gòu)性矛盾突出以及國際競爭嚴(yán)峻的背景下，我國政府提出了農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主要目的是適應(yīng)市場需求、改善農(nóng)產(chǎn)品的供求關(guān)系，提高農(nóng)業(yè)的質(zhì)量和效益、增加農(nóng)民的收入，促進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、提高競爭力。欲達(dá)到這些目的，首先要普及綠色發(fā)展理念，從以往單純追求產(chǎn)量而過度投入化肥、農(nóng)藥等的觀念中走出來； 其次要提質(zhì)調(diào)優(yōu)農(nóng)產(chǎn)品，提高農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量，向更優(yōu)品質(zhì)發(fā)展； 第三要創(chuàng)新農(nóng)產(chǎn)品品種，滿足市場多樣化需求，豐富農(nóng)產(chǎn)品消費市場。農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的有效推進(jìn)，一方面，要通過農(nóng)業(yè)科技的創(chuàng)新，從良種培育、栽培養(yǎng)殖到加工儲運，都要依靠科學(xué)技術(shù)的創(chuàng)新，以產(chǎn)生更高的效益； 另一方面，要通過農(nóng)業(yè)經(jīng)營體系的創(chuàng)新，使生產(chǎn)規(guī)模小、綜合效益低的產(chǎn)業(yè)得到一定程度的改善和提升。

農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，不論從農(nóng)產(chǎn)品的品質(zhì)、品種，還是技術(shù)和經(jīng)營的創(chuàng)新，都能從整體上提高農(nóng)業(yè)的綜合效益，進(jìn)而提高農(nóng)產(chǎn)品國際競爭力，這種提質(zhì)增效的增長將會滿足國際市場對農(nóng)產(chǎn)品的多樣化高品質(zhì)需求，也必將促進(jìn)我國農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

3 實證分析

該文通過Stata13.1軟件建立VAR模型，對中國食用菌初級品及加工品出口貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)規(guī)模及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析。首先，進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗； 然后，建立VAR模型，包括滯后階數(shù)的確定、估計模型的建立和模型合理性檢驗； 最后，進(jìn)行格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析和預(yù)測方差分解。

3.1 指標(biāo)與數(shù)據(jù)選取

中國食用菌出口貿(mào)易數(shù)據(jù)源自于聯(lián)合國糧農(nóng)組織貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，選取食用菌初級品出口額(MTX)和食用菌加工品出口額(MCX)兩個變量來衡量中國食用菌的出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)情況。由于食用菌加工品于1978年改革開放后才產(chǎn)生貿(mào)易數(shù)據(jù)，因此，該文研究的時間范圍定為1978～2013年。另外，為使數(shù)據(jù)具有可比性，需要剔除價格因素的影響，將食用菌當(dāng)期出口額按照價格平減指數(shù)分別折算成1978年為基期的出口額。價格平減指數(shù)均源自于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫，其中，由于食用菌屬于蔬菜類，因此食用菌初級品出口額選取蔬菜生產(chǎn)價格指數(shù)作為其價格平減指數(shù)； 而食用菌加工品屬于食品制造業(yè)，因此選用食品制造業(yè)工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)作為其價格平減指數(shù)。

中國食用菌產(chǎn)業(yè)規(guī)模用食用菌產(chǎn)值(MG)來衡量，其數(shù)據(jù)也源自于聯(lián)合國糧農(nóng)組織貿(mào)易數(shù)據(jù)庫，同樣運用蔬菜生產(chǎn)價格指數(shù)將當(dāng)期食用菌產(chǎn)值折算成1978年為基期的產(chǎn)值。

中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長指標(biāo)主要選取農(nóng)業(yè)增加值來衡量。該文農(nóng)業(yè)的范疇包括農(nóng)林牧漁業(yè)的第一產(chǎn)業(yè)，而第一產(chǎn)業(yè)增加值由于剔除了中間消耗，更能科學(xué)反映農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的最終實現(xiàn)價值。因此，該文選取第一產(chǎn)業(yè)增加值，即農(nóng)業(yè)增加值(AG)來衡量中國農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長情況，該數(shù)據(jù)源自于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。同樣，為了數(shù)據(jù)的可比性，運用第一產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)將當(dāng)期農(nóng)業(yè)增加值折算成1978年為基期的農(nóng)業(yè)增加值。

3.2 平穩(wěn)性檢驗與協(xié)整檢驗

(1)平穩(wěn)性檢驗。時間序列數(shù)據(jù)一般為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)，其建立的模型容易造成偽回歸，因此，應(yīng)首先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。通常使用ADF(Augmented Dickey Fuller)單位根檢驗方法，查看序列里是否存在單位根來檢驗序列的平穩(wěn)性。

表1 各變量ADF平穩(wěn)性檢驗

變量ADF統(tǒng)計量臨界值P值結(jié)論1%顯著水平5%顯著水平10%顯著水平AG3366-3682-2972-261810000非平穩(wěn)MG-1506-3682-2972-261805306非平穩(wěn)MTX-1252-3682-2972-261806508非平穩(wěn)MCX-2552-3682-2972-261801033非平穩(wěn)DAG-3243-3689-2975-261900176平穩(wěn)DMG-5868-3689-2975-261900000平穩(wěn)DMTX-3897-3689-2975-261900021平穩(wěn)DMCX-5450-3689-2975-261900000平穩(wěn)

ADF單位根檢驗的結(jié)果如表1，AG、MG、MTX和MCX 4個變量的原始序列均為非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后，DAG、DMG、DMTX和DMCX 4個變量序列均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，其中DAG序列在5%的顯著性水平下平穩(wěn)，其余3個變量均在1%的顯著性水平下平穩(wěn)。因此，原始序列AG、MG、MTX和MCX均為一階單整序列，即為I(1)過程。

(2)協(xié)整檢驗。由平穩(wěn)性檢驗得知，原始序列AG、MG、MTX和MCX均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的前提條件。該文采用Johansen協(xié)整檢驗方法來檢驗各變量間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果如表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整關(guān)系數(shù)量LL特征根跡統(tǒng)計量5%臨界值最大特征根5%臨界值0-14355683—545396472132351827071-1419392406139221878?296812936920972-14129239031659250915417959914073-140894400208712910376129103764-1408298500373———-

由表2可知，跡檢驗和最大特征根檢驗均顯示，這些變量在5%的顯著水平上存在協(xié)整關(guān)系，說明各變量間存在長期的均衡關(guān)系，可以進(jìn)行VAR模型的建立。

3.3 VAR模型的建立

(1)滯后階數(shù)的確定

由LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC準(zhǔn)則可見(表3)，F(xiàn)PE、HQIC和SBIC準(zhǔn)則均顯示滯后階數(shù)為二階，LR和AIC準(zhǔn)則顯示滯后階數(shù)為四階，權(quán)衡后確定該模型的滯后階數(shù)為二階。

(2)估計模型的建立

分別建立滯后一階和滯后二階的VAR模型，見表4和表5。通過比較DAG、DMG、DMTX和DMCX 4個變量的可決系數(shù)，滯后二階的可決系數(shù)明顯提高?？蓻Q系數(shù)分別為0.627 1、0.417 0、0.378 9和0.349 7，可見，滯后二階的VAR模型擬合較好。

表3 滯后階數(shù)確定的準(zhǔn)則

滯后階數(shù)LLLR自由度P值FPEAICHQICSBIC0-14711113e+359219449225519237761-13490324417016000017e+328556418586788648022-1318576091616000073e+31?846605852070?863094?3-1303533008516001889e+318472038550988710214-12835739907?16000193e+31844732?855056875879

表4 滯后一階的VAR1模型

表5 滯后二階的VAR2模型

圖1 VAR模型的平穩(wěn)性檢驗

(3)模型合理性檢驗

首先，檢驗VAR模型的平穩(wěn)性。該模型的單位根檢驗如圖1，8個單位根均處于單位圓內(nèi)，這表明該文建立的滯后二階的VAR模型處于穩(wěn)定狀態(tài)。

其次，檢驗滯后階數(shù)的顯著性。在滯后一階的情況下，F(xiàn)值為3.755 8，在1%的顯著水平下通過檢驗； 在滯后二階的情況下，F(xiàn)值為1.967 3，在10%的顯著水平下通過檢驗。

然后，檢驗殘差的正態(tài)分布性。VAR模型殘差的正態(tài)分布檢驗從Jarque-Bera檢驗、Skewness檢驗和Kurtosis檢驗進(jìn)行，檢驗結(jié)果如表6。首先，Jarque-Bera檢驗結(jié)果顯示，各變量的P值均接受原假設(shè)，表明該模型的殘差從整體上服從正態(tài)分布； 其次，Skewness檢驗結(jié)果顯示，各變量的P值均接受原假設(shè)，表明該模型殘差的偏度與正態(tài)分布無明顯差別； 最后，Kurtosis檢驗結(jié)果顯示，除DMG的其余變量的P值均接受原假設(shè)，DMG變量的P值為0.042 8，若按照1%的顯著性水平，則認(rèn)為其可以接受原假設(shè)，這表明該模型殘差的峰度與正態(tài)分布無明顯差別。通過這3個檢驗，可表明該文建立的滯后二階VAR模型的殘差服從正態(tài)分布的特征。

表6 VAR模型的殘差正態(tài)分布檢驗

方程Jarque?Bera檢驗Skewness檢驗Kurtosis檢驗DAG035820926601527DMG011360618700428DMTX048610317405057DMCX054600358805440ALL033760717701381

最后，檢驗殘差的序列相關(guān)性。由于VAR模型假設(shè)干擾項不存在序列相關(guān)性，因此，若建立的模型正確合理，則殘差應(yīng)不存在序列相關(guān)，該檢驗通過Lagrange-multiplier完成。結(jié)果顯示，殘差在一至四階的P值分別為0.568 2、0.962 2、0.362 7和0.574 0，均可接受原假設(shè)，即殘差不存在一至四階滯后項，說明殘差不存在序列相關(guān)性，該模型設(shè)置合理。

3.4 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰(Granger)因果檢驗用來判別一個變量的變化是否是引起另一個變量變化的原因。其基本思想為：將變量Y對其他變量回歸時，若加入變量X的滯后值作為其解釋變量，能顯著改進(jìn)回歸方程對Y的預(yù)測，則說明變量X是變量Y的格蘭杰原因。根據(jù)此理論，DAG、DMG、DMTX和DMCX 4個變量的格蘭杰因果檢驗結(jié)果如表7。

表7 各變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

被解釋變量解釋變量滯后階數(shù)F值自由度P值DAGDMG1749362900105DMCX2460482400203DMGDMTX1372962900633DAG2350712400461DMTX2439352400237DMCXDAG1394092900567DAG2276282400832

格蘭杰因果檢驗結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加值和食用菌產(chǎn)值增加值互為格蘭杰因； 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加值和食用菌加工品出口額增加值互為格蘭杰因； 食用菌初級品出口額增加值為食用菌產(chǎn)值增加值的格蘭杰因。

3.5 脈沖響應(yīng)與方差分解

(1)脈沖響應(yīng)分析。圖2為VAR模型的脈沖響應(yīng)圖，各圖橫軸均代表響應(yīng)沖擊的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對解釋變量的響應(yīng)程度。圖2中實線代表響應(yīng)函數(shù)的計算值，灰色帶表示置信區(qū)間的上下限。模型考察了響應(yīng)期數(shù)為10期的變化情況，從各圖變化可見，所有變量的脈沖響應(yīng)經(jīng)過10期后均呈收斂趨勢，表明該文所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)健的。

第1行圖反映了變量DAG面對變量DMTX和DMCX 1個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊擾動所做出的反應(yīng)。結(jié)果顯示，第一，食用菌初級產(chǎn)品的出口額增長對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的拉動力度并不顯著； 第二，食用菌加工品出口額增加值于初期對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有一定促進(jìn)作用，由于食用菌加工品附加值高，其出口比初級品出口更能帶動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長。

第2行圖反映了變量DMG面對變量DMTX和DMCX 1個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊擾動所做出的反應(yīng)。結(jié)果顯示，第一，食用菌初級品出口額的增加對食用菌產(chǎn)值的促進(jìn)具有兩年滯后期，第3～5期為拉動的明顯時期； 第二，食用菌加工品出口額的增加對食用菌產(chǎn)值的促進(jìn)僅有1年滯后期， 10期內(nèi)整體處于拉動作用，比初級品出口的拉動期長、拉動力強。

第3行圖反映了變量DMTX面對變量DMG和DMCX 1個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊擾動所做出的反應(yīng)。結(jié)果顯示，第一，食用菌產(chǎn)值的增加可一直促進(jìn)食用菌初級品的出口，在第3期的拉動力最強； 第二，食用菌加工品出口額的增加在短期內(nèi)會抑制食用菌初級品的出口，由于短期內(nèi)食用菌產(chǎn)量受生產(chǎn)周期的制約，加工品出口的增加只會壓縮初級品的出口份額，經(jīng)過1～3年滯后期，才會拉動初級品出口額的增加。

第4行圖反映了變量DMCX面對變量DMG和DMTX 1個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊擾動所做出的反應(yīng)。結(jié)果顯示，第一，食用菌產(chǎn)值的增加在短期內(nèi)并沒有促進(jìn)加工品出口額的增加，中期才開始產(chǎn)生促進(jìn)作用，這與加工品的訂單、加工、銷售等環(huán)節(jié)的時滯性有關(guān)； 第二，食用菌初級品出口額的增加在短期和長期會拉動加工品出口額的增加。

圖2 VAR模型的脈沖響應(yīng)圖

(2)預(yù)測方差分解。通過方差分解，可以進(jìn)一步衡量不同結(jié)構(gòu)沖擊影響內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)程度，根據(jù)各變量沖擊貢獻(xiàn)占總貢獻(xiàn)的比重，即可反映各變量沖擊擾動的相對重要性。該文VAR模型DAG、DMG、DMTX和DMCX變量的預(yù)測方差分解結(jié)果如表8。

結(jié)果表明，第一，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加值在10期內(nèi)均對自身有較大的促進(jìn)作用； 而長期內(nèi)，食用菌加工品出口額的增加也可對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長起到一定的推動作用。第二，食用菌產(chǎn)值增加值及食用菌初級品出口額增加值在10期內(nèi)均對食用菌產(chǎn)值的增加起到促進(jìn)作用，其中以其自身的推動作用為主； 長期內(nèi)，其自身推動作用有所減退，食用菌初級品出口額增加值及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加值的推動作用有所增進(jìn)。第三，食用菌初級品出口額的增加在10期內(nèi)均為自身增長的主導(dǎo)推動力量，其他變量的影響均不明顯。第四，食用菌加工品出口額增加值、食用菌初級品出口額增加值及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長增加值在10期內(nèi)均對食用菌加工品出口額的增加起到促進(jìn)作用，其中以自身推動作用為主。

表8 變量DAG、DMG、DMTX和DMCX的預(yù)測方差分解結(jié)果

時期DAG方差分解DMG方差分解DMTX方差分解DMCX方差分解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均值07919006270071700737008070697302034001860054700208086410060501677000570275305513

4 結(jié)論及啟示

4.1 結(jié)論

該文通過構(gòu)建基于1978～2013年數(shù)據(jù)的向量自回歸(VAR)模型，對食用菌初級品和加工品出口、產(chǎn)業(yè)規(guī)模及農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行了實證研究，得出結(jié)論：(1)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長在初期對食用菌產(chǎn)值的增加、中長期對食用菌加工品出口額的增加均具有顯著貢獻(xiàn)； (2)食用菌產(chǎn)值的增加可明顯促進(jìn)食用菌初級品出口額的增長，中期可促進(jìn)加工品出口額增長； (3)食用菌初級品出口額的增加在不同滯后期對食用菌產(chǎn)值及加工品出口額的增加均具有顯著貢獻(xiàn)； (4)食用菌加工品出口額的增加在初期可促進(jìn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的增加，1年滯后期后可持續(xù)性促進(jìn)食用菌產(chǎn)值的增加，3年滯后期后可促進(jìn)初級品出口額的增加?？傮w上，食用菌加工品出口比初級品出口更能帶動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，對食用菌產(chǎn)值的拉動期更長、拉動力更強。

4.2 啟示

(1)開拓食用菌精深加工，提高產(chǎn)品出口附加值。由該文的實證結(jié)論可知，食用菌加工品出口比初級品出口對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和食用菌產(chǎn)值的提升具有更加顯著的拉動作用。因此按照農(nóng)業(yè)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的思路，加大科研成果的生產(chǎn)轉(zhuǎn)化，大力發(fā)展食用菌精深加工[21]，從保鮮技術(shù)的改進(jìn)、方便食品的創(chuàng)新，到有益成分的提取及藥品、保健品等多樣產(chǎn)品的開發(fā)，多角度高水平地提升產(chǎn)品出口附加值，將更有利于食用菌產(chǎn)值的提升和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增長。

(2)把握世界市場需求動態(tài)，優(yōu)化食用菌出口結(jié)構(gòu)。作為全球最大的食用菌生產(chǎn)國和出口國，實證表明，食用菌初級品的出口對食用菌產(chǎn)值及加工品出口額的增加均具有顯著貢獻(xiàn)，對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的推動卻不明顯。因此，及時準(zhǔn)確地把握世界市場的多樣化需求，分地區(qū)有針對地發(fā)展多品種培育，將我國以傳統(tǒng)主栽品種為主逐步向世界需求預(yù)測增快的品種集中，進(jìn)而提高初級品出口能力，為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長做出顯著貢獻(xiàn)。

(3)注重食用菌品質(zhì)及品牌，提升出口國際競爭力。實證表明，食用菌產(chǎn)值的增加可明顯促進(jìn)初級品和加工品出口額的增長，但對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長卻無明顯拉動效應(yīng)，因此，我國食用菌發(fā)展必須實現(xiàn)兩大轉(zhuǎn)型，一是由規(guī)模產(chǎn)值向品質(zhì)效益轉(zhuǎn)型，二是由產(chǎn)品優(yōu)勢向品牌引領(lǐng)轉(zhuǎn)型。首先，積極與國際標(biāo)準(zhǔn)接軌，建立健全我國食用菌技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)法規(guī)及質(zhì)量檢驗標(biāo)準(zhǔn)； 其次，建立并完善食用菌生產(chǎn)至銷售的全程質(zhì)量安全監(jiān)管追溯系統(tǒng)； 然后，樹立品牌意識，積極參加國際食用菌博覽會，及時掌握世界市場需求，主動拓寬品牌影響力； 最后，在品牌建設(shè)的資金支持、法律保護(hù)等方面，政府可有所作為，為食用菌的品牌發(fā)展創(chuàng)造良好環(huán)境[22]。

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