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十八大報告高度重視農民收入問題，明確提出要著力促進農民增收，保持農民收入持續較快增長．然而，現實情況是農民收入增長依然緩慢．因而，對農民收入增長進行研究具有現實意義．國內外學者對農民收入增長的研究主要在以下幾個方面:第一，從農村金融方面考查農民收入增長．余新平、熊皛白、熊德平［1］(2010)認為，農村存款、農業保險賠付與農民收入增長呈正向關系，而農村貸款、農業保險收入與農民收入增長呈負向關系．第二，從城市化的角度研究農民收入增長．張鵬、袁方［2］(2009)認為城市化水平是農民收入增長的Granger原因且對農民收入增長具有長期、顯著的正向作用．第三，從勞動力資源配置的角度研究農民收入增長．王春超［4］(2011)認為農戶將自家的關鍵性經濟資源參與市場配置是提高農民收入的重要途徑．第四，從農業外商直接投資的角度研究農民收入增長．陳燦煌［5］(2007)得出加大吸引農業外商直接投資的力度是促進農民收入增長的重要途徑．第五，從財政支出的角度研究農民收入增長．劉耀森［6］(2011)發現，財政支出是促進農民收入增長的有利因素．第六，從農業投資的角度研究農民收入增長．劉耀森、左正強(2011)指出，農業投資的各個組成部分在促進農民收入增長中的貢獻度和影響力有著顯著差異，并且存在著一定的作用時滯．學者們對農民收入增長的研究大多在農村金融、城市化、勞動力資源配置、農業外商直接投資、財政支出以及農業投資等方面，而從農產品出口貿易的視角研究農民收入增長的還不多．本文從這個視角來考查安徽省農產品出口貿易對農民收入增長的影響．

1安徽省農產品出口貿易與農民收入增長的現狀

1．1安徽省農產品出口貿易的現狀為了更好地分析安徽省農產品出口貿易的狀況［8］，本文將安徽省2003—2012年的農產品進出口額數據以及TC指數數據列入表1，并做了安徽省農產品進出口額和TC指數的折線圖．由圖1可以看出，安徽省農產品進出口額逐年遞增，在2010年之前都是出口量大于進口量，貿易處于順差狀態．2011年農產品進口量增加到8．9億美元，出口量僅為8．53億美元，形成了貿易逆差．2012年出口額為9．52億美元，進口額為12．55億美元，逆差變大．TC指數(農產品貿易競爭力指數)能夠反映某種農產品的國際競爭力．TC指數介于－1和1之間．TC=1表示此地區農產品只出口不進口，TC=0表示此地區農產品進出口處于平均水平，TC=－1表示此地區農產品只進口不出口．由圖2可以看出，安徽省農產品的TC指數總體呈現下滑趨勢，在2011年TC指數降到－0．02，說明安徽省農產品出口量增速低于進口量的增速，出現了出口劣勢．

1．2安徽省農民人均純收入現狀運用安徽省1996—2012年的農民人均純收入數據得到了圖3．由圖3可見，安徽省農民人均純收入在1996—2003年增速較緩，從2004年開始農民人均純收入增長速度較快，從2003年的人均收入2127元增長到2004年的2499元，到2007年已經突破人均3000元，達到人均3556元，到2010年突破5000元達到人均5285元，到2012年突破人均7000元大關，達到人均7160元．然而，與周邊幾個大省相比，安徽省人均純收入依然處于較低水平．

2數據選取、變量說明和模型的建立

2．1數據的選取和變量的說明本文選取1996—2012年安徽省農產品出口額E、農民人均純收入Y、農產品收購價格指數P3個變量．為了消除價格對農民人均純收入的影響，用1996年為基期的農村居民消費價格指數(CPI)對農民人均純收入進行平減，得到以1996年為基期的實際人均純收入值［7］．同樣，為了消除匯率的變化對出口額的影響，把安徽省農產品出口額的單位用每年的不同匯率從美元換算成人民幣．本文所用數據來源于安徽省統計年鑒［10］和我國農產品月度統計報告．由于原始的時間序列數據往往存在異方差，而變量的自然對數值不改變協整關系，所以為了消除各個變量的異方差，對3個變量分別取對數值，表示為:LnE、LnY和LnP．

2．2模型的建立由于本文考查的是安徽省農產品出口貿易對農民收入增長的影響，為了更加準確地得到農產品出口額和農產品收購價格兩個變量對農民收入增長的影響情況，本文選擇運用向量自回歸模型來進行分析。

3實證分析

3．1各變量的平穩性檢驗時間序列數據如果不平穩，會出現偽回歸的現象．為了消除偽回歸，首先要進行平穩性檢驗，本文采用ADF檢驗法進行單位根檢驗．檢驗結果見表2．由表2可知，原序列的ADF檢驗值都是大于5﹪水平臨界值的，不能拒絕原序列存在單位根的原假設．因而原序列都是不平穩的．3變量的滯后一階變量的ADF檢驗值均小于5﹪水平臨界值，拒絕原假設，所以變量LnY、LnE和LnP都是一階單整的．

3．2Johansen協整檢驗由于3個變量都是一階單整的，可能存在協整關系，下面運用Johansen協整檢驗方法對安徽省農產品出口額、安徽省農產品收購價格指數和安徽省農民人均收入3個變量進行協整檢驗，并通過跡統計量檢驗得到協整個數和協整方程．檢驗結果見表3．由表3的協整檢驗結果可知，安徽省農民人均收入、安徽省農產品出口額和安徽省農產品收購價格指數三變量在5﹪的顯著性水平下存在長期穩定的均衡關系，經標準化后的協整方程如下。極大似然值為34．21931．從協整方程可以看出，安徽省農民人均收入與安徽省農產品的出口額存在長期正相關的關系，與安徽省農產品收購價格存在長期負相關的關系．協整方程還反映了安徽省每增加一單位的農產品出口，農民人均收入就增長1．172985個單位．因而，安徽省農產品出口量的增加能夠促進該省農民收入的增加．

3．3誤差修正模型的建立上述協整檢驗已經說明安徽省農民人均收入、農產品出口和農產品收購價格指數3個變量之間存在長期的均衡關系，但要證明短期的動態關系還需要建立誤差修正模型［9］．誤差修正模型既能夠彌補長期靜態模型的不足，又能夠反映短期偏離向長期均衡修正的機制．本文根據協整方程建立的誤差修正模型如下。其中，ET(－1)表示誤差修正項，其系數－0．006838符合反向修正作用，反映了其調整短期偏離的力度，也就是說，當短期均衡偏離長期均衡的時候，它就會以0．006838的力度將偏離的短期均衡調整到長期均衡的水平．由方程(2)和方程(3)可知，安徽省農產品出口對農民人均收入的增長在長期和短期都是正向作用，說明產品的出口能促進農民人均收入的增加;而農產品收購價格對農民人均收入的影響效應在短期內為正，在長期為負．這說明農產品收購價格對農民人均收入的影響具有一定的時滯性．

3．4格蘭杰因果關系檢驗上述協整檢驗證明了3個變量之間存在長期均衡的關系，然而3個變量之間是否存在因果關系還需要進一步驗證，下面采用格蘭杰因果關系檢驗法進行驗證．用Eviews6軟件運行得到的結果見表4．根據表4知，農民人均收入與農產品出口之間存在雙向的格蘭杰因果關系，農民人均收入與農產品收購價格之間不存在格蘭杰因果關系，農產品出口與農產品收購價格之間也不存在格蘭杰因果關系．顯然，農產品出口是農民人均收入增加的一個重要原因．

3．5脈沖響應在上述已經建立的VAR模型的基礎上，建立脈沖響應函數來分析安徽省農產品出口和農產品收購價格對農民人均收入的動態影響．圖4為所得脈沖響應函數圖，其中橫軸代表沖擊效應的追蹤期數，縱軸代表農民人均收入的響應程度，實線代表脈沖響應函數的計算值，虛線代表脈沖響應函數值加減兩倍標準差的偏離帶．由圖4可知，在給安徽省農產品出口一個正向沖擊之后，農民人均收入開始增長，并逐漸趨于平穩狀態，說明安徽農產品出口的增加能夠促進該省農民人均收入平穩增長．在同期給安徽省農產品收購價格一個正向沖擊之后，農民人均收入開始有增長，但在第2期之后開始穩步增長，增速要低于農產品出口帶來的農民人均收入的增長．這說明農產品收購價格的變動對農民人均收入的作用效應存在一定的時滯性，與上面所做的誤差修正模型的結果一致。

4結論與政策建議

4．1結論安徽省農民人均收入與安徽省農產品的出口額存在長期正相關的關系，與安徽省農產品收購價格存在長期負相關的關系．協整方程還反映了安徽省每增加一單位的農產品出口，農民人均收入就增長1．172985個單位．這說明農產品出口貿易的發展能夠有效增加農民人均收入．通過格蘭杰因果關系檢驗可以得到農民人均收入與農產品出口之間存在雙向的格蘭杰因果關系，即農產品出口貿易對農民收入的增加有促進作用，農民收入的增加對農產品出口貿易也有一定的影響．通過脈沖響應法可以得到安徽農產品出口的增加能夠促進該省農民人均收入平穩增長．農產品收購價格變動帶來的農民收入增長效應要低于農產品出口帶來的農民人均收入的增長效應．這說明農產品收購價格的變動對農民人均收入的作用效應存在一定的時滯性．

4．2政策建議首先，應該把增加農產品出口貿易列入安徽省農業發展的重點，在引進一批知名農產品出口企業的同時，也要著重培育一批當地農產品出口龍頭企業．其次，應該加強對出口農產品質量的監督，完善動植物藥殘留監控體系和疫病防控體系，對農產品出口基地進行科學的管理．最后，要積極開拓國外市場，拓寬安徽省農產品在國際市場的銷路，在穩定現有市場的同時積極開拓其它市場。

作者：馬云纏 吳慶鵬 單位：安徽財經大學國際貿易學院 安徽財經大學統計與數量經濟學院