海南省農產品加工業與農民收入相關性研究

摘要：選取海南省1995—2010年的數據，用格蘭杰因果關系檢驗法對海南農產品加工業總產值與農民收入的關系進行實證分析。通過平穩性檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，結果顯示：海南省農產品加工業總產值與農民收入之間存在著協整關系，農產品加工業的發展有助于帶動農民增收；但二者之間不存在格蘭杰因果關系。

關鍵詞：農產品加工業；農民；格蘭杰因果檢驗；海南省

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

一、引言

增加農民收入一直是各級政府部門關注的重要問題。海南農村人口占80%左右，農民增收和農業現代化水平的提高是海南經濟發展的重點。糧食、果蔬等作為初級產品銷售，利潤微薄，農民收入難以增長且不穩定。大力發展農產品加工業，通過對農產品精深加工，既能提高農產品的附加值，又能吸納大量的農村剩余勞動力，拓寬農民增收渠道。通過延伸產業鏈條，農民還可從產業鏈條各個環節上取得平均利潤。隨著海南國際旅游島建設規劃綱要獲批，“國家熱帶現代農業基地”也成為海南省六大戰略定位之一。在此定位下，海南正在積極地建設現代農業基地、農產品加工園區及瓜果菜預冷處理系統，為海南農產品加工業發展拓寬道路。

“十一五”期間，海南農產品加工業產值年均增長率為11.34%，2010年比2005年增長90.56%。海南農民人均收入本世紀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營收入，為3 563.31元，占全部收入的67.55%。

國內學者對海南農產品加工業的研究中，甚少涉及農產品加工業發展對農民增收的影響，尤其是從定量的角度分析農產品加工業與農民收入的關系。本文選取海南省1995—2010年的農產品加工業總產值和農民人均純收入值，通過平穩性檢驗、協整分析和格蘭杰因果檢驗，對其關系進行實證，以期為海南熱帶現代農業基地建設提供參考。

二、協整檢驗的步驟與方法

經濟學中，關于時間序列經濟變量之間因果關系的分析，學者們經常運用格蘭杰因果關系檢驗法。此檢驗法的前提是，時間序列具有平穩性，或非平穩序列存在協整關系[1]。確定是同階平穩序列后，可進行協整檢驗。如果存在協整關系則可運用格蘭杰因果關系檢驗法檢驗兩個變量之間是否存在因果關系。

（一）平穩性檢驗

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

Fuller Test）檢驗法和PP（Phillips-Perron）檢驗法。這里采用目前使用較廣泛的ADF檢驗法。如果經過檢驗，發現變量是非平穩的，則需要對其差分進行平穩性檢驗。如果非平穩時間序列經過d次差分后達到平穩，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整關系的必要條件[2]。

（二）協整檢驗

兩個時間序列變量存在的一種長期的穩定關系叫做協整關系。現實經濟中的時間序列數據往往可能是非平穩的，但多個時間序列數據的組合卻有可能保持長期穩定的均衡關系。協整檢驗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的誤差序列，則這些非平穩時間序列存在長期的均衡關系，或者說這些序列具有協整性[3]。對于兩個非平穩序列，在回歸之前要對其進行差分，差分可能導致兩個序列之間的重要信息損失，為實現對非平穩時間序列進行回歸而又不會導致錯誤的，需要對時間序列數據進行協整檢驗。

檢驗協整性的最典型的方法是Engle-Granger（1987）法，簡稱EG兩步法，它能檢驗兩個變量之間的協整關系。對于多個變量的檢測則可采用另外一種稱為Johansen極大似然估計的方法，該法由Johansen（1988）和Juselius（1990）提出，且可以用于檢驗多個變量，同時求出他們之間的若干種協整關系[4]。

本文采用E-G兩步法進行協整檢驗，第一步是用OLS法對方程進行協整回歸，檢驗變量間的協整關系估計協整向量（長期均衡關系系數）。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）

然后得到殘差估計值：

μt=yt-α-βxt （2）

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

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

將第一步中得到的殘差作為非均衡誤差項加入到誤差模型中，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）

然后繼續用OLS方法估計相應參數。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

通過協整檢驗，表明變量間存在長期的均衡關系，但是否存在因果關系還不能確定。可采用格蘭杰因果關系檢驗法來判斷一個變量是否是另一個變量的原因。

Granger從預測的角度給出了因果性的一個定義：如果有助于預測，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預測，則不是Granger的原因。相反，會改變預測，即是Granger的原因，即將過去的包含在信息集中可提高對的預測[6]。

如果要得到X是引起Y變化的原因的結論，我們必須拒絕X不是引起Y變化的原因的原假設，同時接受Y不是引起X變化的原因的原假設[7]。本文將在協整檢驗的基礎上，采用格蘭杰因果關系檢驗法進行檢驗。

三、數據選取與實證分析

（一）數據來源及處理

海南省農產品加工業囊括了《中國統計年鑒》上的12個行業，包括農副食品加工業、食品制造業、飲料制造業、煙草制品業、紡織業、紡織服裝鞋帽制造業、皮革毛皮羽絨及其制品業、木材加工及竹藤棕草制品業、家具制造業、造紙及紙制品業、印刷業記錄媒介的復制和橡膠制品業。本研究用海南省農民人均純收入（Y）表示農民的收入水平，數據來自歷年的《中國統計年鑒》。用農產品加工業總產值代表海南農產品加工企業的實力水平，農產品加工業總產值（K）來自12個行業工業總產值之和，數據來自歷年的《海南統計年鑒》。1995年數據指鄉及鄉以上農產品加工企業工業總產值，1996—1999年的數據指大中型加工企業的農產品加工業總產值，2000—2010年數據主要指規模以上加工企業的農產品加工業總產值（見表1）。

（二）實證分析

1.變量的平穩性檢驗。為消除異方差的影響，對Y、K兩個時間序列取自然對數，記為LnY、LnK。采用EVIEWS6.0數據分析軟件，對變量LnY和LnK進行ADF單位根檢驗。格蘭杰因果檢驗要求時間序列數據是平穩變量，如果LnY和LnK是1階單整變量，是平穩的，則可對二者進行協整檢驗。檢驗結果（見表2）。

從上頁表2可知，LnY和LnK的ADF檢驗值均高于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時間序列。進一步對它們的一階差分進行檢驗，結果顯示，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，通過了平穩性檢驗，說明Y和K在95%的概率下是一階單整序列，滿足了協整檢驗的前提條件。

2.協整檢驗。由以上的平穩檢驗得出LnY和LnK均為一階單整序列，因而可以對變量間的協整關系進行檢驗。本文采用E-G兩步法，根據該方法，以LnY為因變量、LnK為自變量，進行OLS回歸分析，得出的回歸結果為：

LnYt=-0.5662+0.6102LnKt （4）

（-0.84） （12.53）

R2=0.92 F=157.05 DW=1.54

如果LnY與LnK之間具有協整關系，則方程（4）中的殘差項ut應該是平穩的。于是，繼續用ADF檢驗法對（4）中的殘差項進行平穩性檢驗，結果（如表3）：

由表3可知，殘差序列ADF檢驗值通過5%顯著性水平檢驗，可以判斷殘差序列是平穩序列，證明LnY和LnK之間存在協整關系。并且，由（4）式可看出LnY和LnK是正相關關系，其經濟意義為，從長期來看，農產品加工業每增加1個百分點，農民收入將會增加0.6102個百分點。

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

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

DLnYt=βtDLnK-λ（ecmt-1）+εt （5）

根據Granger定理，估計誤差修正項為：

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法估計相應參數，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反映了長期均衡對短期波動的調整力度。農民收入的短期波動一方面是農產品加工業產值波動的影響，另一方面是偏離長期均衡的影響。誤差修系數為負，體現了反向修正機制，上一期偏離均衡狀態越遠，本期修正力度越大。誤差項ecmt-1估計的系數為-0.5442，表明，當海南農產品加工業產值對農民收入的短期波動偏離長期均衡時，系統內的誤差修正機制將以54.42%的力度將其拉回長期均衡狀態，調整速度較快。LnY關于LnM的短期彈性是0.1489，即農產品加工業產值每增加1%，農民人均純收入將增加0.1489%。

4.格蘭杰因果關系檢驗。協整檢驗證明了農產品加工業發展和農民人均純收入之間存在長期均衡關系，但尚不清楚這種均衡關系是否存在因果關系，還需進行格蘭杰因果檢驗作進一步驗證，這里采用滿足平穩性要求的DLnY與DLnX進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果（如表4）。

Granger因果檢驗結果表明，當滯后期長度為1～3時，均接受原假設，海南農產品加工業與農民收入之間不存在格蘭杰因果關系。雖然海南農產品加工業發展和農民收入之間長期內存在相互影響的關系，但并不存在直接或著必然的聯系，因此不能簡單的認為海南農產品加工業的發展導致了農民收入的增長。這說明，海南農產品加工業發展水平低，農產品加工轉化率低，農產品加工業的發展對農民收入增長的拉動效應尚不明顯。

四、結論與建議

通過對海南省1995—2010年期間的農產品加工業產值與農民人均純收入進行相關性分析，可知海南省農產品加工業產值與農民人均純收入之間存在協整關系，農產品加工業的發展是影響農民收入增長的原因之一。兩者間的長期均衡關系如方程（4）所示，農產品加工業產值每增加1個百分點，農民收入將會增加0.6102個百分點；兩者間短期動態關系如方程（7）所示，農產品加工業產值每增加1個百分點，農民收入將增加0.1489個百分點。但是農產品加工業產值不是農民收入增長的Granger原因，可能是因為海南農產品加工業發展水平目前較低、總量較小，尚未能顯著影響農民收入的增長。

根據上述的分析給出以下建議：第一，立足本地優勢，提升加工水平。2010年，中國農產品加工業與農林牧漁業總產值的比值已達到2.04，而海南僅為0.33，不及全國2000年0.38的水平，海南農產品加工業尚有較大發展空間。海南省熱帶農產品豐富，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，農民收入不易得到保障。對于有一定規模產量的熱帶果蔬，海南應充分發揮其原料優勢，大力發展農產品精深加工業，提高農產品加工轉化率。海南農產品加工企業，大多加工技術水平低、設備落后，生產的中低檔產品多、精深加工產品少。隨著中國—東盟交流日益廣泛頻繁，海南應充分抓住大好機會，加強與東南亞國家在熱帶農產品加工與發展方面的交流，扶持龍頭企業發展高新技術，引進國內外先進技術和生產管理人才，借鑒其他熱帶水果加工水平較高的國家和地區，提升農產品加工業技術創新水平和加工水平。第二，充分利用海洋資源，大力發展水產品加工業。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，海南省應堅持以市場為導向，鼓勵發展養殖業，建立標準化水產養殖、加工基地，促進水產品加工、出口與養殖協調發展。針對水產品精深加工能力不足的現狀，海南加工企業應積極引進先進技術，提高加工工藝，創造知名品牌。鼓勵龍頭企業與當地漁（農）民建立產供銷等直接利益關系，帶動漁（農）民發展致富。第三，加強基礎設施建設力度。加大對道路、農產品物流、冷藏設施及通訊等基礎設施建設投入，為擴大鮮果和加工農產品對外銷售創造便利的條件。加強信息網絡建設，及時高效的提供海南農產品方面的市場信息。增強相關部門如強駐島外農產品流通辦事處的功能，提高其信息收集反饋服務水平。完善農產品質量檢測體系，加強質量檢測硬件和軟件建設，保證海南農產品高質量，塑造綠色無疫高質量品牌形象。第四，保護生態環境，降低污染。海南是全國的無疫區，熱帶高效綠色無公害成為海南農業最大的特色，也是消費者認可和選擇海南農產品及其加工產品的關鍵因素。由于農業生產、旅游開發、地產開發及工業發展，農藥化肥、生活垃圾、廢水廢氣等直接破壞著海南的生態環境，海南各地的生態環境已受到不同程度的破壞，不利于海南農業、旅游業甚至海南經濟的可持續發展。海南應做好生態保護規劃及開發建設規劃，實施嚴格的環境保護標準，加強環保基礎設施建設，同時加強監督。政府應努力推動生產方式改革，推動綠色高效節能生產，以此保證農產品及其加工品的質量水平，提高海南農產品競爭力，也為海南現代農業良性循環發展及在較長時期內維持農業生產者的利益提供保障。

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[責任編輯 吳高君]