食用菌出口結構與產業增長的互進關系*
——基于VAR模型的分析

劉 妍，王 哲

(1.首都經濟貿易大學經濟學院，北京 100070； 2.河北農業大學經濟貿易學院，保定 071001)

0 引言

在中國提出資源節約、環境友好的社會目標背景下，食用菌產業作為非耕地產業，不論從節地、節水，還是廢棄物循環利用，都可以最大限度地實現生態循環，同時兼具良好的經濟效益和社會效益。2017年中央一號文件《關于深入推進農業供給側結構性改革加快培育農業農村發展新動能的若干意見》提出，要做大做強優勢特色產業，實施優勢特色農業提質增效行動計劃，促進食用菌等產業提檔升級，把地方土特產和小品種做成帶動農民增收的大產業。目前，食用菌已成為中國僅次于糧、棉、油、菜、果的第六大種植產業，中國也已成為全球最大的食用菌生產國和出口國。2014年，全國食用菌產量3 270萬t，占全球總產量的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品之一，已占據世界食用菌出口市場的半壁江山，成為彌補中國農產品逆差的重要產品之一。在中國食用菌出口貿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易在食用菌產業發展及農業經濟增長方面究竟能發揮多大作用，哪種形態的食用菌出口更能促進經濟增長，出口結構與產業增長之間是否具有相互促進的關系都值得探究和論證，對于引導中國食用菌對外貿易發展方向，調整和優化產業結構，進而促進中國食用菌產業及農業經濟平穩快速發展具有重要意義。

1 文獻綜述

學術界專門研究某類產業出口結構和產業增長關系的文獻較為少見，大多都是從出口貿易和經濟增長關系的研究入手。多數研究表明，出口貿易是一國經濟增長的重要原因之一[1]。在20世紀的大部分時期，出口與收入都具有明確的相關關系，且呈顯著的正向效應，這不僅表現在高收入國家，中、低收入國家同樣較為明顯[2-3]。尤其在發展中國家，出口貿易規模的擴大，可促進先進技術的吸收[4]，進而能更大程度地促進經濟增長[5-8]。作為發展中國家的中國，出口貿易能促進產業結構升級[9]，在經濟增長中起到更為顯著的推動作用，是中國經濟增長的重要原因之一[10]。另外，也有實證研究表明，出口貿易并不必然促進經濟增長，甚至有時呈負相關關系[11-13]。不同類型的國家或地區的出口貿易對經濟增長的促進作用并非一致，即使均為發展中國家，兩者的關系也存在不同的結論。如Jung等[14]對1950～1981年間的37個發展中國家和地區的分析表明，僅有6個國家的出口貿易對經濟增長表現為明顯的促進關系，其余國家均無明顯因果關系； 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易對經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。

進而，不同的出口結構與經濟增長的作用存在明顯差異。從不同產業部門看，低等和中等技術行業產品的出口結構對經濟增長的促進作用逐年遞減，目前已形成抑制趨勢[16]，而高等技術行業產品的出口對經濟增長的促進作用則明顯增強[17]。從農業產業部門看，國內學者運用相關性、平穩性、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、系統灰色關聯法、VAR模型和脈沖響應函數等方法，對中國的實證檢驗顯示，中國農產品出口貿易對農業經濟增長的促進作用在短期內更為明顯[18]，其中，勞動密集型農產品的出口結構與農業產業經濟增長互成格蘭杰因果關系，而土地密集型農產品的因果關系則不明顯[19]，土地密集型農產品大多存在貿易逆差，而勞動密集型農產品的優勢也在逐步喪失，因此，發展綠色、環保和高附加值農產品的出口是農業發展的主要方向[20]。

綜合國內外研究，在出口貿易和經濟增長的關系方面，大多側重于出口對增長的作用分析，而關于增長對出口的反作用研究則相對較少。另外，關于農產品出口的研究大多是從整體農業的角度考慮，而具體到某類農產品的出口結構及其產業增長關系的研究也相對較少。文章選取的食用菌產品，作為中國重點發展的特色農產品之一，其貿易規模日益增長，而目前學術界關于食用菌出口貿易相關問題的研究主要集中在貿易現狀和貿易競爭力等方面，對食用菌出口結構和產業增長關系的研究尚屬空白。該文運用VAR模型對中國食用菌初級品和加工品的出口貿易、食用菌產業增長之間的相互關系進行實證研究，一方面，通過比較不同加工水平的食用菌出口對產業增長的作用程度，來引導產業的轉型升級； 另一方面，通過檢驗產業增長對出口貿易的影響效果，從供給側結構性改革促進經濟增長的角度提出拉動出口和產業發展的有效建議。

2 互動機制

2.1 農產品出口結構對產業增長的作用機制

從直接影響上看，農產品的出口結構雖然反映了國內對農產品的供給能力，但其首先應取決于國外市場對該國農產品的需求結構和水平。國外對農產品質量、規格、品種等的多樣化需求，直接對國內的產業供給提出要求和挑戰。因此，出口結構所反映的國外需求結構會對該國產業的發展帶來直接影響。該影響通過價格傳導機制發揮作用，即出口貿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，進而由于價格具有一定的傳導性，國際市場價格不僅可以影響該農產品的國內市場價格，進而影響其國內產值，還會通過該產業體系與其他產業體系的聯結，而向其他農產品的價格進行傳導，其傳導的波動幅度視各產業體系聯結的緊密程度而不同，從而影響農業經濟的增長。進一步，農產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業部門進行一定傳遞，最終會對整體經濟的穩定產生一定影響。

從間接影響上看，農產品貿易雖然從表面上看是對各種農產品商品的交換，實質上，每種商品都蘊含了不同的生產要素，是資本、勞動力、技術等各種要素的配置組合。農產品出口貿易產生的生產要素的流動、積累和培育對產業增長起到間接影響作用。該影響通過生產增效機制發揮作用，即通過影響農業生產要素的投入及整合方式，轉變農業生產模式、提高生產效率來影響產業增長。一方面，從投入生產要素角度，農業生產所需的投入要素主要為勞動力、土地、資本、技術、信息、管理等，出口貿易將農產品的市場范圍擴大，所產生的生產要素跨國流動不僅帶來生產要素量的改變，先進的理念、經驗與技術的引入還帶來生產要素質的提升； 另一方面，從提高生產效率角度，市場規模的擴大不僅會產生規模經濟效應，還會產生技術擴散效應，并帶來更為激烈的國際競爭，這都有利于技術進步及產業結構優化調整，進而促進國內生產效率的提高。

2.2 農業供給側結構性改革下的增長對出口的作用機制

從產業增長對出口貿易結構的影響來看，出口的農產品源自于其產業的生產，即產業是出口產品“供給”的源泉。產業作為出口的“供給側”，其生產能力、技術水平的高低直接決定了出口產品的國際競爭力，進而形成一定的出口貿易結構。可見，農產品出口貿易結構并非完全源自于國際市場需求這一不可控因素，其發展狀況很大程度上還取決于作為其“供給側”源頭的農業產業的發展狀況。

然而，當前我國農產品的供給呈現出一般性農產品供給充足，優質、綠色農產品供給不足的局面，無法滿足市場對農產品質量、品種和安全的高標準需求。另外，我國很多農產品的生產都存在綜合效益不高、國際競爭力不強的問題。在這種農產品供求關系變化、結構性矛盾突出以及國際競爭嚴峻的背景下，我國政府提出了農業供給側結構性改革。農業供給側結構性改革的主要目的是適應市場需求、改善農產品的供求關系，提高農業的質量和效益、增加農民的收入，促進農業轉型升級、提高競爭力。欲達到這些目的，首先要普及綠色發展理念，從以往單純追求產量而過度投入化肥、農藥等的觀念中走出來； 其次要提質調優農產品，提高農產品的質量，向更優品質發展； 第三要創新農產品品種，滿足市場多樣化需求，豐富農產品消費市場。農業供給側結構性改革的有效推進，一方面，要通過農業科技的創新，從良種培育、栽培養殖到加工儲運，都要依靠科學技術的創新，以產生更高的效益； 另一方面，要通過農業經營體系的創新，使生產規模小、綜合效益低的產業得到一定程度的改善和提升。

農業供給側結構性改革，不論從農產品的品質、品種，還是技術和經營的創新，都能從整體上提高農業的綜合效益，進而提高農產品國際競爭力，這種提質增效的增長將會滿足國際市場對農產品的多樣化高品質需求，也必將促進我國農產品出口貿易結構的優化。

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易、產業規模及農業經濟增長之間的關系進行實證分析。首先，進行平穩性檢驗和協整檢驗； 然后，建立VAR模型，包括滯后階數的確定、估計模型的建立和模型合理性檢驗； 最后，進行格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和預測方差分解。

3.1 指標與數據選取

中國食用菌出口貿易數據源自于聯合國糧農組織貿易數據庫，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易結構情況。由于食用菌加工品于1978年改革開放后才產生貿易數據，因此，該文研究的時間范圍定為1978～2013年。另外，為使數據具有可比性，需要剔除價格因素的影響，將食用菌當期出口額按照價格平減指數分別折算成1978年為基期的出口額。價格平減指數均源自于國家統計局數據庫，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價格指數作為其價格平減指數； 而食用菌加工品屬于食品制造業，因此選用食品制造業工業生產者出廠價格指數作為其價格平減指數。

中國食用菌產業規模用食用菌產值(MG)來衡量，其數據也源自于聯合國糧農組織貿易數據庫，同樣運用蔬菜生產價格指數將當期食用菌產值折算成1978年為基期的產值。

中國農業經濟增長指標主要選取農業增加值來衡量。該文農業的范疇包括農林牧漁業的第一產業，而第一產業增加值由于剔除了中間消耗，更能科學反映農業生產的最終實現價值。因此，該文選取第一產業增加值，即農業增加值(AG)來衡量中國農業經濟增長情況，該數據源自于國家統計局數據庫。同樣，為了數據的可比性，運用第一產業增加值指數將當期農業增加值折算成1978年為基期的農業增加值。

3.2 平穩性檢驗與協整檢驗

(1)平穩性檢驗。時間序列數據一般為非平穩數據，其建立的模型容易造成偽回歸，因此，應首先對各變量進行平穩性檢驗。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性。

表1 各變量ADF平穩性檢驗

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

ADF單位根檢驗的結果如表1，AG、MG、MTX和MCX 4個變量的原始序列均為非平穩序列，經過一階差分后，DAG、DMG、DMTX和DMCX 4個變量序列均變為平穩序列，其中DAG序列在5%的顯著性水平下平穩，其余3個變量均在1%的顯著性水平下平穩。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)協整檢驗。由平穩性檢驗得知，原始序列AG、MG、MTX和MCX均為一階單整序列，符合協整檢驗的前提條件。該文采用Johansen協整檢驗方法來檢驗各變量間是否存在長期協整關系，檢驗結果如表2。

表2 Johansen協整檢驗

協整關系數量LL特征根跡統計量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整關系，說明各變量間存在長期的均衡關系，可以進行VAR模型的建立。

3.3 VAR模型的建立

(1)滯后階數的確定

由LR、FPE、AIC、HQIC和SBIC準則可見(表3)，FPE、HQIC和SBIC準則均顯示滯后階數為二階，LR和AIC準則顯示滯后階數為四階，權衡后確定該模型的滯后階數為二階。

(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，滯后二階的可決系數明顯提高?？蓻Q系數分別為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 滯后階數確定的準則

滯后階數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模型的平穩性檢驗

(3)模型合理性檢驗

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

其次，檢驗滯后階數的顯著性。在滯后一階的情況下，F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，檢驗殘差的正態分布性。VAR模型殘差的正態分布檢驗從Jarque-Bera檢驗、Skewness檢驗和Kurtosis檢驗進行，檢驗結果如表6。首先，Jarque-Bera檢驗結果顯示，各變量的P值均接受原假設，表明該模型的殘差從整體上服從正態分布； 其次，Skewness檢驗結果顯示，各變量的P值均接受原假設，表明該模型殘差的偏度與正態分布無明顯差別； 最后，Kurtosis檢驗結果顯示，除DMG的其余變量的P值均接受原假設，DMG變量的P值為0.042 8，若按照1%的顯著性水平，則認為其可以接受原假設，這表明該模型殘差的峰度與正態分布無明顯差別。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分布的特征。

表6 VAR模型的殘差正態分布檢驗

方程Jarque?Bera檢驗Skewness檢驗Kurtosis檢驗DAG035820926601527DMG011360618700428DMTX048610317405057DMCX054600358805440ALL033760717701381

最后，檢驗殘差的序列相關性。由于VAR模型假設干擾項不存在序列相關性，因此，若建立的模型正確合理，則殘差應不存在序列相關，該檢驗通過Lagrange-multiplier完成。結果顯示，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，即殘差不存在一至四階滯后項，說明殘差不存在序列相關性，該模型設置合理。

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，能顯著改進回歸方程對Y的預測，則說明變量X是變量Y的格蘭杰原因。根據此理論，DAG、DMG、DMTX和DMCX 4個變量的格蘭杰因果檢驗結果如表7。

表7 各變量的格蘭杰因果關系檢驗結果

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

格蘭杰因果檢驗結果表明，農業經濟增長增加值和食用菌產值增加值互為格蘭杰因； 農業經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值增加值的格蘭杰因。

3.5 脈沖響應與方差分解

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

第1行圖反映了變量DAG面對變量DMTX和DMCX 1個標準差的沖擊擾動所做出的反應。結果顯示，第一，食用菌初級產品的出口額增長對農業經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業經濟增長有一定促進作用，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業經濟增長。

第2行圖反映了變量DMG面對變量DMTX和DMCX 1個標準差的沖擊擾動所做出的反應。結果顯示，第一，食用菌初級品出口額的增加對食用菌產值的促進具有兩年滯后期，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值的促進僅有1年滯后期， 10期內整體處于拉動作用，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個標準差的沖擊擾動所做出的反應。結果顯示，第一，食用菌產值的增加可一直促進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會抑制食用菌初級品的出口，由于短期內食用菌產量受生產周期的制約，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個標準差的沖擊擾動所做出的反應。結果顯示，第一，食用菌產值的增加在短期內并沒有促進加工品出口額的增加，中期才開始產生促進作用，這與加工品的訂單、加工、銷售等環節的時滯性有關； 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模型的脈沖響應圖

(2)預測方差分解。通過方差分解，可以進一步衡量不同結構沖擊影響內生變量變化的貢獻程度，根據各變量沖擊貢獻占總貢獻的比重，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變量的預測方差分解結果如表8。

結果表明，第一，農業經濟增長增加值在10期內均對自身有較大的促進作用； 而長期內，食用菌加工品出口額的增加也可對農業經濟增長起到一定的推動作用。第二，食用菌產值增加值及食用菌初級品出口額增加值在10期內均對食用菌產值的增加起到促進作用，其中以其自身的推動作用為主； 長期內，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業經濟增長增加值的推動作用有所增進。第三，食用菌初級品出口額的增加在10期內均為自身增長的主導推動力量，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業經濟增長增加值在10期內均對食用菌加工品出口額的增加起到促進作用，其中以自身推動作用為主。

表8 變量DAG、DMG、DMTX和DMCX的預測方差分解結果

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 結論及啟示

4.1 結論

該文通過構建基于1978～2013年數據的向量自回歸(VAR)模型，對食用菌初級品和加工品出口、產業規模及農業經濟增長的關系進行了實證研究，得出結論：(1)農業經濟增長在初期對食用菌產值的增加、中長期對食用菌加工品出口額的增加均具有顯著貢獻； (2)食用菌產值的增加可明顯促進食用菌初級品出口額的增長，中期可促進加工品出口額增長； (3)食用菌初級品出口額的增加在不同滯后期對食用菌產值及加工品出口額的增加均具有顯著貢獻； (4)食用菌加工品出口額的增加在初期可促進農業經濟增長的增加，1年滯后期后可持續性促進食用菌產值的增加，3年滯后期后可促進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業經濟增長，對食用菌產值的拉動期更長、拉動力更強。

4.2 啟示

(1)開拓食用菌精深加工，提高產品出口附加值。由該文的實證結論可知，食用菌加工品出口比初級品出口對農業經濟增長和食用菌產值的提升具有更加顯著的拉動作用。因此按照農業供給側結構性改革的思路，加大科研成果的生產轉化，大力發展食用菌精深加工[21]，從保鮮技術的改進、方便食品的創新，到有益成分的提取及藥品、保健品等多樣產品的開發，多角度高水平地提升產品出口附加值，將更有利于食用菌產值的提升和農業經濟的增長。

(2)把握世界市場需求動態，優化食用菌出口結構。作為全球最大的食用菌生產國和出口國，實證表明，食用菌初級品的出口對食用菌產值及加工品出口額的增加均具有顯著貢獻，對農業經濟增長的推動卻不明顯。因此，及時準確地把握世界市場的多樣化需求，分地區有針對地發展多品種培育，將我國以傳統主栽品種為主逐步向世界需求預測增快的品種集中，進而提高初級品出口能力，為農業經濟增長做出顯著貢獻。

(3)注重食用菌品質及品牌，提升出口國際競爭力。實證表明，食用菌產值的增加可明顯促進初級品和加工品出口額的增長，但對農業經濟增長卻無明顯拉動效應，因此，我國食用菌發展必須實現兩大轉型，一是由規模產值向品質效益轉型，二是由產品優勢向品牌引領轉型。首先，積極與國際標準接軌，建立健全我國食用菌技術標準法規及質量檢驗標準； 其次，建立并完善食用菌生產至銷售的全程質量安全監管追溯系統； 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，在品牌建設的資金支持、法律保護等方面，政府可有所作為，為食用菌的品牌發展創造良好環境[22]。

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