基于VAR模型的四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民增收關(guān)系的實(shí)證研究

龔　婧

（四川師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川　成都　610101）

基于VAR模型的四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民增收關(guān)系的實(shí)證研究

龔婧

（四川師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，四川成都610101）

本文從四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入的關(guān)系出發(fā)，構(gòu)建VAR模型，并運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法，探討了四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入增長(zhǎng)的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明：在長(zhǎng)期內(nèi)，四川農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易每增長(zhǎng)1%，將帶動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)1.05%；四川農(nóng)民收入每增長(zhǎng)1%，會(huì)促使四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口增長(zhǎng)1.78%。脈沖響應(yīng)和方差分解的結(jié)果表明：四川農(nóng)產(chǎn)品出口、進(jìn)口分別直接和間接對(duì)農(nóng)民收入的沖擊存在正向效應(yīng)，并且在初期都呈遞增趨勢(shì)，長(zhǎng)期趨于穩(wěn)定。因此，提高四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)農(nóng)民增收有積極作用。

農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易；農(nóng)民增收；VAR模型

一、問(wèn)題的提出與文獻(xiàn)綜述

在2016年的政府工作報(bào)告中，李克強(qiáng)總理提出了“推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化，促進(jìn)城鄉(xiāng)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展”的目標(biāo)任務(wù)，使農(nóng)民收入問(wèn)題再度成為我國(guó)的熱點(diǎn)與難點(diǎn)問(wèn)題，尤其在促進(jìn)城鄉(xiāng)一體化、新型城鎮(zhèn)化，提升國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求的過(guò)程中意義重大，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)又快又好發(fā)展提供有力保障。

改革開(kāi)放以來(lái)，四川憑借其地理優(yōu)勢(shì)，大力推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模也不斷擴(kuò)大。1996—2014年間，四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額從3.65億美元增加到12.10億美元，年均增長(zhǎng)12.18%；其中出口額從3.13億美元增加到7.47億美元，年均增速7.30%；進(jìn)口額從0.52億美元增加到4.63億美元，年均增速41.60%。隨著西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略的深入推進(jìn)和農(nóng)業(yè)的科學(xué)發(fā)展，四川農(nóng)民收入實(shí)現(xiàn)了較快增長(zhǎng)，生活水平不斷改善。四川農(nóng)民的人均純收入從1996年的1453.42元增長(zhǎng)到了2014年的8803元，年均增長(zhǎng)26.61%。由此可見(jiàn)，四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模與農(nóng)民人均收入都分別呈擴(kuò)大和上漲趨勢(shì)，那么這兩者間是否存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系？是否存在相互促進(jìn)作用，或者說(shuō)有一定的因果關(guān)系？如果存在，是貿(mào)易促進(jìn)收入還是收入促進(jìn)貿(mào)易？如果是貿(mào)易促進(jìn)收入，那么這種關(guān)系能否持續(xù)？

對(duì)于上述問(wèn)題，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)研究。王德文、蔡昉[1]（2003）通過(guò)將農(nóng)業(yè)貿(mào)易開(kāi)放程度、農(nóng)民收入和城市化等指標(biāo)建立回歸方程研究得出：中國(guó)農(nóng)業(yè)應(yīng)該利用自己勞動(dòng)密集型產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)，并通過(guò)我國(guó)加入WTO之后帶來(lái)的廣闊的國(guó)際市場(chǎng)，擴(kuò)大出口來(lái)使農(nóng)民的收入提高。林毅夫[2]（2008）將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格結(jié)合農(nóng)產(chǎn)品的供給與需求研究認(rèn)為：將農(nóng)村勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)是提高農(nóng)民收入的關(guān)鍵，因?yàn)檫@樣才能使農(nóng)產(chǎn)品供給減少，需求增多，農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格上漲才可能有機(jī)會(huì)。國(guó)外學(xué)者Kanj Hamade[3]（2015）運(yùn)用對(duì)比定量和定性的方法得出：農(nóng)業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新會(huì)提高農(nóng)民收入，并且增加對(duì)農(nóng)業(yè)的投入和使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)更集中化，但是農(nóng)業(yè)貿(mào)易自由化在增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)量的同時(shí)將使商品價(jià)格以更大的幅度波動(dòng)，促使農(nóng)民選擇農(nóng)業(yè)低投入的方式和安全的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的市場(chǎng)形式。姚曉垠、孫艷秋[4]（2015）通過(guò)構(gòu)建VAR模型，從現(xiàn)代協(xié)整理論出發(fā)得出：我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易都是農(nóng)民收入增長(zhǎng)的格蘭杰原因，因此應(yīng)該積極通過(guò)促進(jìn)擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品的對(duì)外貿(mào)易來(lái)使農(nóng)民收入水平提高。

縱觀已有文獻(xiàn)，大多學(xué)者都以整個(gè)國(guó)家為研究對(duì)象來(lái)探討農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和農(nóng)民收入兩者間的關(guān)系，且以定性研究為主，而選取某個(gè)特定地區(qū)開(kāi)展的實(shí)證研究不足。本文選取四川省為研究對(duì)象，構(gòu)建四川省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入之間的VAR模型，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的方法，實(shí)證分析四川省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民增收之間的關(guān)系，為四川農(nóng)民增收提供有效路徑。

二、四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入狀況分析

近10余年來(lái)，四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長(zhǎng)迅速，規(guī)模日益增大。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口額從2004年的到5.70億美元增加到2014年的12.10億美元，年均增長(zhǎng)10.21%。其中，農(nóng)產(chǎn)品出口額從2004年的4.36億美元增加到2014年的7.47億美元，年均增速6.48%；農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額從2004年的1.34億美元增加到2014年的4.63億美元，年均增速22.32%。與1996—2014年近20年間相比，農(nóng)產(chǎn)品出口增速加快，但進(jìn)口增速大大減緩，進(jìn)而拉低了進(jìn)出口增速。與此同時(shí)，四川農(nóng)民收入不斷增加，從2004年的2580元增加到2014年的8803元，年均增速達(dá)21.93%。但同樣慢于1996—2014年間的增速，這說(shuō)明當(dāng)收入水平達(dá)到一定程度時(shí)，其增速將面臨瓶頸，需要新的經(jīng)濟(jì)因素去刺激農(nóng)民收入增長(zhǎng)。

與廣西、云南、重慶等西部省份相比，2004年四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易規(guī)模僅次于廣西，但2004年之后被云南超過(guò)，且與云南和廣西的差距越拉越大。在2012年和2013年中，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額也被重慶超過(guò)?？梢?jiàn)廣西、云南、重慶農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增長(zhǎng)速度較快，而四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易增速則較緩（如圖1所示）。由此可知：四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易需結(jié)合四川自身的農(nóng)業(yè)特色不斷發(fā)展壯大。從農(nóng)民收入來(lái)看，與其余三省相比，四川省的農(nóng)民人均純收入位居前列，在2008年之前一直是最高的，但在2008年之后，便被重慶超越，但與其余兩省相比增長(zhǎng)速度還比較快，與期初緊隨其后的廣西省的差距逐漸拉大（如圖2所示）。

圖1　農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額

圖2　農(nóng)民人均純收入

三、基于VAR模型的四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民增收關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

1、指標(biāo)選取

（1）農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易指標(biāo)。為了反映四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易狀況，本文選取農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額（EX）和農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易額（IM）2個(gè)指標(biāo)?？紤]到每年匯率變動(dòng)產(chǎn)生的影響可能帶來(lái)一些不可避免的誤差，本文通過(guò)對(duì)人民幣兌美元匯率進(jìn)行換算來(lái)處理農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易額（EX）、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易額（IM）指標(biāo)數(shù)據(jù)，具體見(jiàn)表1。

（2）農(nóng)民收入指標(biāo)。本文選取四川農(nóng)民的人均純收入指標(biāo)（Y）來(lái)反映農(nóng)民收入狀況。為了能更準(zhǔn)確地反映四川農(nóng)民的人均純收入水平，本文用農(nóng)村居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）來(lái)剔除物價(jià)水平影響因素，對(duì)四川農(nóng)民人均純收入數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，具體見(jiàn)表1。

2、數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取的所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，選擇的樣本期為1996—2014年。但由于早期年份的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不全，1996—2004年四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)口額與出口額為活動(dòng)物、動(dòng)物產(chǎn)品；植物產(chǎn)品；動(dòng)植物油脂及蠟；食品、飲料、煙草；生皮、皮革、毛皮及制品；木、軟木及制品、編結(jié)制品；木漿、紙漿及紙制品這七類產(chǎn)品的加總額。本文的所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口月度統(tǒng)計(jì)報(bào)告》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于取對(duì)數(shù)后，能夠消除時(shí)間序列中的異方差現(xiàn)象并且不改變其原來(lái)的協(xié)整關(guān)系，所以在進(jìn)行分析之前，先對(duì)Y、EX、IM這些變量取對(duì)數(shù)以提高擬合度。本文所

有分析都借助于Eviews7.0完成。

表1　1996—2014年四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)出口額和四川農(nóng)民人均純收入

表2　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3、模型設(shè)定

由于本文研究的是四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口、出口與農(nóng)產(chǎn)品收入之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，所以構(gòu)造結(jié)構(gòu)化模型存在一定的困難，而向量自回歸模型（VAR）是一種非結(jié)構(gòu)化的模型，并且該系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量都可作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型。該模型常用于研究相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)和分析隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)每個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的影響①。所以本文構(gòu)造VAR模型來(lái)研究四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口、出口與農(nóng)產(chǎn)品收入之間的關(guān)系，其一般形式為：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+B0Xt+…+BrXt-r+著t

t=1，2…，n

其中：3個(gè)內(nèi)生變量為L(zhǎng)nY、LnEX、LnIM，A表示相應(yīng)的系數(shù)矩陣；p、r分別是內(nèi)生變量和外生變量的滯后階數(shù)；εt是隨機(jī)干擾項(xiàng)。

表3　GB相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

表4　JB正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果

4、實(shí)證檢驗(yàn)

（1）平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用的數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通常這些數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)的。如果直接對(duì)這些數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，就可能導(dǎo)致偽回歸，所以需要對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

由表2可知，變量LnY、LnEX、LnIM序列都是不平穩(wěn)的，不符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，但是將這些變量進(jìn)行一階差分處理之后，即ΔLnY、ΔLnEX和ΔLnIM的ADF統(tǒng)計(jì)量都小于5%顯著水平下的臨界值，所以拒絕其存在單位根的原假設(shè)，該序列平穩(wěn)。因此LnY、LnEX、LnIM都是一階單整序列，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的條件，便可以通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)研究變量之間的關(guān)系。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)。本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來(lái)檢驗(yàn)系統(tǒng)中變量的協(xié)整關(guān)系。在此之前，必須確定VAR模型的最大滯后階數(shù)。滯后階數(shù)要足夠大，才能反映檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷膭?dòng)態(tài)特征，但模型的自由度會(huì)減少，直接影響模型參數(shù)估計(jì)的有效性。如果太小，誤差項(xiàng)的自相關(guān)問(wèn)題又相當(dāng)嚴(yán)重。因此需要在自由度與滯后階數(shù)之間綜合權(quán)衡。本文通過(guò)Lag Length Criteria方法，并結(jié)合樣本量的個(gè)數(shù)來(lái)確定滯后階數(shù)，最終將滯后期確定為1。由于模型中存在滯后被解釋變量，所以用GB統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)序列的相關(guān)性，用JB（Jarque-Bera）統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差是否服從正態(tài)分布，結(jié)果分別如表3和表4所示。

由表3的LM檢驗(yàn)得知VAR（1）的殘差序列不存在自相關(guān)，由表4的JB（Jarque-Bera）檢驗(yàn)可知?dú)埐钚蛄蟹恼龖B(tài)分布。所以VAR（1）的殘差為白噪聲。

以上相關(guān)檢驗(yàn)保證了VAR系統(tǒng)的穩(wěn)定性，接著對(duì)LnY、LnEX和LnIM之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以驗(yàn)證它們之間是否具有長(zhǎng)期并且穩(wěn)定的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。由此可知，在5%的顯著性水平下，LnY、LnEX和LnIM至多存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，可得標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整方程為：LnY=1.05037LnEX+0.560498LnIM

由協(xié)整方程可得：四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口、出口貿(mào)易與四川農(nóng)民收入各變量之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且無(wú)論是進(jìn)口貿(mào)易還是出口貿(mào)易，都與農(nóng)民收入存在正相關(guān)關(guān)系。但是具體來(lái)看，出口貿(mào)易變量前的系數(shù)為1.05037，大于進(jìn)口貿(mào)易前的系數(shù)0.560498，因此農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入的相關(guān)程度高于進(jìn)口貿(mào)易對(duì)農(nóng)民收入的相關(guān)程度。分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，就需要建立方差分解模型來(lái)得出不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性?；赩AR模型進(jìn)行方差分解，分解結(jié)果見(jiàn)表7。

表5　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

圖3　LnY對(duì)LnY的脈沖響應(yīng)

圖4　LnEX對(duì)LnY的脈沖響應(yīng)

圖5　LnIM對(duì)LnY的脈沖響應(yīng)

（3）Granger因果檢驗(yàn)。上述通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了四川農(nóng)民收入與農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口貿(mào)易之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，為了進(jìn)一步研究其具體關(guān)系，需要運(yùn)用Granger提出的因果檢驗(yàn)法。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表6。

由表6可得：在5%的顯著水平下，四川農(nóng)產(chǎn)品出口是四川農(nóng)民收入的Granger原因，四川農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易每增長(zhǎng)1%，將會(huì)帶動(dòng)農(nóng)民收入增長(zhǎng)1.05037%。另外，四川農(nóng)民收入也是四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口變動(dòng)的Granger原因，四川農(nóng)民收入每增長(zhǎng)1%，會(huì)促使四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口增長(zhǎng)1.78413%。但是四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口不是四川農(nóng)民收入變動(dòng)的Granger原因。這可能是近年來(lái)由于農(nóng)產(chǎn)品全球化進(jìn)程不斷加快，進(jìn)口農(nóng)產(chǎn)品對(duì)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)造成沖擊，導(dǎo)致本地農(nóng)產(chǎn)品的需求減少，農(nóng)民收入沒(méi)有因農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口而提高。

（4）脈沖響應(yīng)分析。為進(jìn)一步反映四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口與出口對(duì)四川農(nóng)民收入的動(dòng)態(tài)影響，需建立脈沖響應(yīng)函數(shù)。脈沖響應(yīng)主要用于衡量來(lái)自某個(gè)內(nèi)生變量的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)VAR模型中所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)取值的影響①。

圖3是四川省農(nóng)民收入經(jīng)過(guò)自身的沖擊之后的一個(gè)響應(yīng)，可以看出其沖擊帶來(lái)的是正向效應(yīng)，且這種正向效應(yīng)在這10期中都趨于平穩(wěn)，只是在第2—6期中有輕微的下降，在第6期之后又逐漸增加到期初狀態(tài)。由此可知，它自身的沖擊不會(huì)隨著時(shí)間的增長(zhǎng)呈放大效應(yīng)，會(huì)一直維持原態(tài)，所以在長(zhǎng)期內(nèi)一個(gè)正的農(nóng)民收入的沖擊會(huì)增加農(nóng)民收入，只是影響不顯著。

圖4是四川省農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)四川省農(nóng)民收入的沖擊，在1—10期中，農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)農(nóng)民收入的影響都為正，并且前5期中，這種正向沖擊帶來(lái)的響應(yīng)持續(xù)增加，后面5期中便逐漸穩(wěn)定。這表明四川農(nóng)產(chǎn)品出口的增長(zhǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)對(duì)四川省農(nóng)民收入起到拉動(dòng)作用，并且在短期內(nèi)效果更明顯。

圖5是四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)四川省農(nóng)民收入的沖擊，與農(nóng)產(chǎn)品出口沖擊類似，都是正向效應(yīng)，只不過(guò)進(jìn)口的沖擊是間接的，是由其收入本身的滯后一期或出口的滯后一期在VAR模型內(nèi)部傳遞導(dǎo)致的。從圖中也可以看出，其沖擊是比較微弱的，幾乎不會(huì)對(duì)四川省農(nóng)民收入起到拉動(dòng)作用，只不過(guò)在短期中對(duì)農(nóng)民收入能有一定的促進(jìn)作用。

（5）方差分解。上述利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了四川省農(nóng)民收入對(duì)四川省農(nóng)民收入、四川省農(nóng)產(chǎn)品出口、四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的擾動(dòng)沖擊變化的響應(yīng)。但是要

表6　Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表7　農(nóng)民收入的方差分解

從表7可以看出：農(nóng)民收入波動(dòng)在第1期不受其他波動(dòng)的影響，在受到四川省農(nóng)產(chǎn)品出口和進(jìn)口波動(dòng)沖擊后，其反應(yīng)在第2期才顯現(xiàn)出來(lái)。但是相對(duì)于農(nóng)民收入自身的沖擊，農(nóng)產(chǎn)品出口和進(jìn)口的影響相當(dāng)微弱。從第3期開(kāi)始，四川農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)農(nóng)民收入波動(dòng)的沖擊便要強(qiáng)于農(nóng)民收入自身的波動(dòng)沖擊，并且在第5期開(kāi)始穩(wěn)定下來(lái)，穩(wěn)定在64.89%左右。而四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口波動(dòng)對(duì)農(nóng)民收入的沖擊直到第9期才強(qiáng)于農(nóng)民收入自身?？傮w上看，四川農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)農(nóng)民收入變化的貢獻(xiàn)最大，在該模型的動(dòng)態(tài)變化中相對(duì)重要性最大。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口與收入自身對(duì)四川農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)持平，并且四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)率一直相對(duì)較小，這與上述四川農(nóng)民收入對(duì)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的響應(yīng)不強(qiáng)烈的結(jié)論是相互吻合的。

四、結(jié)論與政策建議

1、結(jié)論

本文選取1996—2014年為樣本，在VAR模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法，對(duì)四川農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民增收的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。得出以下結(jié)論：其一，從長(zhǎng)期看，四川省農(nóng)產(chǎn)品出口、進(jìn)口與農(nóng)民收入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，并且農(nóng)產(chǎn)品出口每變動(dòng)1%，將導(dǎo)致農(nóng)民收入同方向變動(dòng)1.05037%。其二，四川農(nóng)產(chǎn)品出口的增加將拉動(dòng)農(nóng)民收入的提高，而四川省農(nóng)民收入的提高將會(huì)帶動(dòng)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口，帶動(dòng)效應(yīng)為1.78413%。其三，農(nóng)民收入對(duì)自身的沖擊存在正向效應(yīng)，其沖擊不會(huì)隨著時(shí)間的增長(zhǎng)呈放大效應(yīng)，而是一直維持原態(tài)。因此在長(zhǎng)期內(nèi)一個(gè)正的農(nóng)民收入的沖擊會(huì)增加農(nóng)民收入，只是影響不顯著。四川農(nóng)產(chǎn)品出口直接對(duì)農(nóng)民收入的沖擊存在正向效應(yīng)，其增長(zhǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)對(duì)四川省農(nóng)民收入起到拉動(dòng)作用，并且在初期帶來(lái)的響應(yīng)持續(xù)增加，隨后逐漸穩(wěn)定，說(shuō)明在短期內(nèi)效果更明顯；四川農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口間接對(duì)農(nóng)民收入的沖擊存在正向效應(yīng)，其沖擊比較微弱，幾乎不會(huì)對(duì)四川省農(nóng)民收入起到拉動(dòng)作用，只不過(guò)在短期中對(duì)農(nóng)民收入能有一定的促進(jìn)作用。其四，四川農(nóng)產(chǎn)品出口對(duì)農(nóng)民收入變化的貢獻(xiàn)最大，在該模型的動(dòng)態(tài)變化中具有重要性。農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口與收入自身對(duì)四川農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)持平，并且四川省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口對(duì)農(nóng)民收入的貢獻(xiàn)率一直相對(duì)較小。

2、政策建議

（1）擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的規(guī)模。由于四川農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以粗放的家庭生產(chǎn)為主的特征比較明顯，導(dǎo)致目前四川省無(wú)論在西部地區(qū)還是在全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品出口貿(mào)易的規(guī)模都還比較小，不能發(fā)揮農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益。但是本文已充分證實(shí)四川農(nóng)產(chǎn)品出口的增加會(huì)帶動(dòng)農(nóng)民收入的增加，所以需要進(jìn)一步利用四川土地資源和勞動(dòng)力資源豐富的優(yōu)勢(shì)，擴(kuò)大農(nóng)產(chǎn)品出口的規(guī)模，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，提高農(nóng)民的收入。

（2）增大農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投入，發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)。目前，四川的農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施還比較薄弱，沒(méi)有達(dá)到農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化水平，還處于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)的定位。但是隨著人工成本的上升，農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)成本也隨之上升，較之于國(guó)外現(xiàn)代化生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品，價(jià)格便偏高，質(zhì)量偏低，進(jìn)而沖擊四川省的農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)，使其市場(chǎng)份額降低，需求減少，本地的農(nóng)產(chǎn)品就會(huì)滯銷，農(nóng)民便不能增加自己的收入。因此，政府應(yīng)加大對(duì)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的投入力度，培養(yǎng)相應(yīng)的農(nóng)業(yè)技術(shù)性人才，并對(duì)購(gòu)買農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的企業(yè)或個(gè)體實(shí)施一定的稅收減免，鼓勵(lì)他們實(shí)行機(jī)械化生產(chǎn)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)民增收。

（3）進(jìn)一步加強(qiáng)四川農(nóng)產(chǎn)品品牌化建設(shè)。四川出口的農(nóng)產(chǎn)品主要為中藥材、蔬菜、羽毛羽絨、茶葉、絲綢、苧麻、豬肉和雜交水稻種子，但是其中一些具有比較優(yōu)勢(shì)的產(chǎn)品目前都處于萎縮狀態(tài)。而推進(jìn)農(nóng)業(yè)品牌建設(shè)是轉(zhuǎn)變農(nóng)業(yè)發(fā)展方式、提升農(nóng)產(chǎn)品品牌價(jià)值及競(jìng)爭(zhēng)力的有效手段和重要途徑，所以需要進(jìn)一步發(fā)展特色產(chǎn)品，打造農(nóng)產(chǎn)品的品牌。目前四川農(nóng)產(chǎn)品正在打造的十大品牌分別是：中國(guó)名茶核心區(qū)、中國(guó)白酒金三角、蒙頂山茶、米易陽(yáng)光、綿州九寶、廣元七絕、雙流冬草莓、巴食巴適、攀枝花芒果以及安岳檸檬。因此，應(yīng)該大力進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品品牌建設(shè)，同時(shí)發(fā)展綠色農(nóng)業(yè)，力爭(zhēng)讓其成為國(guó)際品牌，提高國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。

（4）對(duì)農(nóng)業(yè)實(shí)行供給側(cè)改革。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)已在不斷銳減，比如勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)和資源優(yōu)勢(shì)，并且農(nóng)產(chǎn)品過(guò)剩已成為制約農(nóng)業(yè)發(fā)展的包袱，但是傳統(tǒng)的“需求側(cè)管理”發(fā)揮的效果不明顯，需要從供給這一角度去解決問(wèn)題。首先，就是調(diào)整供給的結(jié)構(gòu)。對(duì)于產(chǎn)能過(guò)剩的農(nóng)產(chǎn)品可以加大對(duì)其消化的力度，并且把剩余資源用到優(yōu)質(zhì)農(nóng)產(chǎn)品中去，優(yōu)化結(jié)構(gòu)，將成本降下來(lái)，使農(nóng)民收益增加。其次，便是轉(zhuǎn)變農(nóng)產(chǎn)品供給的方式。農(nóng)民是主體，政府應(yīng)該提供適合農(nóng)業(yè)發(fā)展的政策和制度，引導(dǎo)農(nóng)民種植，讓農(nóng)民最后能夠根據(jù)盈虧來(lái)自己決定。最后，便是培育農(nóng)業(yè)土地的“新動(dòng)能”。由于長(zhǎng)期以來(lái)追求產(chǎn)量，導(dǎo)致土地的復(fù)種指數(shù)很高，而且過(guò)多地使用化學(xué)肥料和農(nóng)藥，使土地質(zhì)量下降，不利于農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。尤其隨著人們生活水平的不斷提高，國(guó)內(nèi)外對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量需求也在增大，尤其現(xiàn)在都更青睞有機(jī)農(nóng)產(chǎn)品，有機(jī)市場(chǎng)正在逐步擴(kuò)大。所以要想更好地發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品，需進(jìn)一步從供給側(cè)改革，提高勞動(dòng)力、資本、土地、技術(shù)等資源的配置效率，全面提升供給質(zhì)量，滿足需求，提高農(nóng)民收入水平。

注釋

①樊歡歡、劉榮：Eviews統(tǒng)計(jì)分析與應(yīng)用[M].機(jī)械工業(yè)出版社，2014.

[1]王德文、蔡昉：宏觀經(jīng)濟(jì)政策與農(nóng)民增收[J].中國(guó)農(nóng)村觀察，2003（4）.

[2]林毅夫：農(nóng)民增收要有新思路[J].江蘇農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2008（6）.

[3]Kanj Hamade、Giulio Malorgio、Peter Midmore：Contrasting Quantitative and Qualitative Approaches to Rural Development Analysis：The Case of Agricultural Intensification in Lebanon[J]. 2015，66（2）.

[4]姚曉垠、孫艷秋：我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與農(nóng)民收入問(wèn)題的實(shí)證分析[J].中萍鄉(xiāng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2015，32（1）.

（責(zé)任編輯：劉冰冰）