农产品出口贸易对农民收入的影响
十八大报告高度重视农民收入问题，明确提出要着力促进农民增收，保持农民收入持续较快增长．然而，现实情况是农民收入增长依然缓慢．因而，对农民收入增长进行研究具有现实意义．国内外学者对农民收入增长的研究主要在以下几个方面:第一，从农村金融方面考查农民收入增长．［1］(20XX年的农产品进出口额数据以及TC指数数据列入表1，并做了XXX省农产品进出口额和TC指数的折线图．由图1可以看出，XXX省农产品进出口额逐年递增，在20XX年之前都是出口量大于进口量，贸易处于顺差状态．20XX年农产品进口量增加到8．9亿美元，出口量仅为8．53亿美元，形成了贸易逆差．20XX年出口额为9．52亿美元，进口额为12．55亿美元，逆差变大．TC指数(农产品贸易竞争力指数)能够反映某种农产品的国际竞争力．TC指数介于－1和1之间．TC=1表示此地区农产品只出口不进口，TC=0表示此地区农产品进出口处于平均水平，TC=－1表示此地区农产品只进口不出口．由图2可以看出，XXX省农产品的TC指数总体呈现下滑趋势，在20XX年TC指数降到－0．02，说明XXX省农产品出口量增速低于进口量的增速，出现了出口劣势．
1．2XXX省农民人均纯收入现状运用XXX省19XX年的农民人均纯收入数据得到了图3．由图3可见，XXX省农民人均纯收入在19XX年增速较缓，从20XX年开始农民人均纯收入增长速度较快，从20XX年的人均收入2127元增长到20XX年的2499元，到20XX年已经突破人均3000元，达到人均3556元，到20XX年突破5000元达到人均
5285元，到20XX年突破人均7000元大关，达到人均7160元．然而，与周边几个大省相比，XXX省人均纯收入依然处于较低水平．
2数据选取、变量说明和模型的建立
2．1数据的选取和变量的说明本文选取19XX年XXX省农产品出口额E、农民人均纯收入Y、农产品收购价格指数P3个变量．为了消除价格对农民人均纯收入的影响，用19XX年为基期的农村居民消费价格指数(CPI)对农民人均纯收入进行平减，得到以19XX年为基期的实际人均纯收入值［7］．同样，为了消除汇率的变化对出口额的影响，把XXX省农产品出口额的单位用每年的不同汇率从美元换算成人民币．本文所用数据来源于XXX省统计年鉴［10］和我国农产品月度统计报告．由于原始的时间序列数据往往存在异方差，而变量的自然对数值不改变协整关系，所以为了消除各个变量的异方差，对3个变量分别取对数值，表示为:LnE、LnY和LnP．
2．2模型的建立由于本文考查的是XXX省农产品出口贸易对农民收入增长的影响，为了更加准确地得到农产品出口额和农产品收购价格两个变量对农民收入增长的影响情况，本文选择运用向量自回归模型来进行分析。
3实证分析
3．1各变量的平稳性检验时间序列数据如果不平稳，会出现伪回归的现象．为了消除伪回归，首先要进行平稳性检验，本文采用ADF检验法进行单位根检验．检验结果见表2．由表2可知，原序列的ADF检验值都是大于5﹪水平临界值的，不能拒绝原序列存在单位
根的原假设．因而原序列都是不平稳的．3变量的滞后一阶变量的ADF检验值均小于5﹪水平临界值，拒绝原假设，所以变量LnY、LnE和LnP都是一阶单整的．
3．2Johansen协整检验由于3个变量都是一阶单整的，可能存在协整关系，下面运用Johansen协整检验方法对XXX省农产品出口额、XXX省农产品收购价格指数和XXX省农民人均收入3个变量进行协整检验，并通过迹统计量检验得到协整个数和协整方程．检验结果见表3．由表3的协整检验结果可知，XXX省农民人均收入、XXX省农产品出口额和XXX省农产品收购价格指数三变量在5﹪的显著性水平下存在长期稳定的均衡关系，经标准化后的协整方程如下。极大似然值为34．21931．从协整方程可以看出，XXX省农民人均收入与XXX省农产品的出口额存在长期正相关的关系，与XXX省农产品收购价格存在长期负相关的关系．协整方程还反映了XXX省每增加一单位的农产品出口，农民人均收入就增长1．172985个单位．因而，XXX省农产品出口量的增加能够促进该省农民收入的增加．
3．3误差修正模型的建立上述协整检验已经说明XXX省农民人均收入、农产品出口和农产品收购价格指数3个变量之间存在长期的均衡关系，但要证明短期的动态关系还需要建立误差修正模型［9］．误差修正模型既能够弥补长期静态模型的不足，又能够反映短期偏离向长期均衡修正的机制．本文根据协整方程建立的误差修正模型如下。其中，ET(－1)表示误差修正项，其系数－0．006838符合反向修正作用，反映了其调整短期偏离的力度，也就是说，当短期均衡偏离长期
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