蘋果出口對其行業(yè)成長的影響范文

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20世紀90年代以后中國的蘋果產(chǎn)業(yè)迅速發(fā)展。到2010年，中國蘋果種植面積達到213．10萬hm2，約占世界蘋果總種植面積的42％，總產(chǎn)量達到3100萬t，約占世界總量的54．21％。在我國蘋果主產(chǎn)區(qū)，蘋果生產(chǎn)、儲存、加工、運銷等環(huán)節(jié)已經(jīng)成為蘋果種植戶增加收入的重要來源。2007年中國蘋果出口量首次突破100萬t，2010年出口量達到112．3t，占世界出口量的24％左右，4a累計出口447．03萬t，為主產(chǎn)區(qū)創(chuàng)匯27．56億美元。加之蘋果是中國為數(shù)不多的具有國際競爭力的農(nóng)產(chǎn)品之一，中國蘋果出口持續(xù)快速的增長趨勢逐漸受到理論界的關(guān)注。

長期以來學(xué)術(shù)界關(guān)于蘋果出口貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究集中在以國際市場占有率、可比凈出口指數(shù)、顯示性比較優(yōu)勢為經(jīng)濟指標(biāo)，對世界蘋果主產(chǎn)國的國際競爭力進行綜合比較。研究表明，我國蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨蘋果品種結(jié)構(gòu)單一、果農(nóng)組織化程度較低、優(yōu)質(zhì)果率不高等制約性問題，并有針對性地提出了諸如保護原產(chǎn)地品牌、突破技術(shù)性貿(mào)易壁壘、全面提高國際營銷能力等提高其出口競爭力的對策［1－3］。該試驗在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，運用主流的計量分析技術(shù)—協(xié)整理論和格蘭杰（Granger）因果檢驗分析方法，對中國蘋果出口貿(mào)易與蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系作實證檢驗，以判斷中國蘋果出口貿(mào)易與蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間是否存在長期的均衡關(guān)系，以及蘋果出口與蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間是否存在因果關(guān)系，進一步把握蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展模式的實質(zhì)，在一定程度上為中國蘋果業(yè)的發(fā)展和出口貿(mào)易提供政策參考。

1蘋果總產(chǎn)量與蘋果出口量的現(xiàn)狀分析

1．1蘋果總產(chǎn)量與蘋果出口量的階段性波動

據(jù)統(tǒng)計，1990～2010年的20a間，中國蘋果總產(chǎn)量和蘋果的出口量呈現(xiàn)由少到多、穩(wěn)步增長略有波動的態(tài)勢，但蘋果出口量增長的穩(wěn)定性強，總產(chǎn)量增長的波動性強。從圖1可看出，中國的蘋果總產(chǎn)量與出口量的變化基本上呈現(xiàn)2個階段：第1階段為1990～1999年，這一階段總產(chǎn)量增長速度很快，但是出口量增長緩慢甚至

停滯；第2階段為2000～2010年，這一階段總產(chǎn)量和出口量的變化情況與前一階段基本相反，總產(chǎn)量的增長速度下降，但是出口量的增長速度加快。

1990年全國蘋果總產(chǎn)量僅為431．93萬t，到1999年全國蘋果總產(chǎn)量達到2080．16萬t，是1990年的近4．82倍，年均增長率達到19．08％。2000～2002年這3a間蘋果總產(chǎn)量有所下降，2002年全國蘋果總產(chǎn)量為1924．1萬t，比1999年下降7．5％。2003～2010年蘋果總產(chǎn)量處于穩(wěn)定增長狀態(tài)，年均增長率為4．65％，增長幅度僅為1990～1999年這一階段的24．35％。與全國總產(chǎn)量相比，蘋果出口量在1990～1999年間的年均增長率僅為11．01％，而2000～2010年的年均增長率達到16．62％，高出第一階段的50．86％，并且是這一階段總產(chǎn)量增長率的4倍左右。由圖2可看出，1990～2010年中國蘋果總產(chǎn)量與出口量增長率的變化趨勢，1990～1999年蘋果總產(chǎn)量的增長速度超出了出口量，保持了較高的增長速度，1992年甚至達到了44．39％的增長率；2000～2010年，總產(chǎn)量的增長速度在3．6％左右，但出口量的增長速度為17％，高于總產(chǎn)量的增長速度。

1．2蘋果總產(chǎn)量與蘋果出口量變化的擬合特點

為了能夠更加直觀地觀察出歷年蘋果總產(chǎn)量與蘋果出口量之間的變化趨勢，將圖1所反映的蘋果總產(chǎn)量與蘋果出口量的信息做成散點圖的形式（圖3）。1990～1999年間總產(chǎn)量與出口量的擬合曲線非常陡峭，而2000～2010年的總產(chǎn)量與出口量的擬合曲線較為平滑，當(dāng)產(chǎn)量迅速擴張的時候出口量卻只有很小的變化，而出口量開始大幅上漲時產(chǎn)量的增長卻非常有限，可見蘋果產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和蘋果出口量的發(fā)展之間并不是同步調(diào)的增長關(guān)系，尤其表現(xiàn)在2000～2002年間，蘋果總產(chǎn)量呈現(xiàn)負增長狀態(tài)，為－3．87％，而出口量卻呈現(xiàn)出高達51％的增長率。根據(jù)中國蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實際情況，我國政府從20世紀80年代中、后期開始大面積推廣蘋果種植［4］，這是導(dǎo)致蘋果總產(chǎn)量在1990～1999年迅速增長的主要原因，可以假設(shè)這一時期的蘋果出口量的變化是由于總產(chǎn)量變化引起的，但是總產(chǎn)量的變化并不是由于出口量的變化而引起的。

2000～2010年產(chǎn)量變化趨于平緩，這一時期主要是經(jīng)過前一時期的快速發(fā)展使我國的蘋果產(chǎn)業(yè)迅速上升到一個較高的水平，蘋果的出口競爭力得到一定程度的提高，因此這一時期的蘋果產(chǎn)量變化推動力并不是政府而是由于出口的增加。

2蘋果出口貿(mào)易對蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的理論分析及假設(shè)

2．1蘋果出口貿(mào)易對蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的理論分析

當(dāng)經(jīng)濟處于需求約束條件時，社會上存在大量閑置資源和過剩的供給能力［5］，如果不考慮其它因素的變化，出口增加，即外國對國內(nèi)需求增加，從而總需求擴大，通過外貿(mào)乘數(shù)最終導(dǎo)致經(jīng)濟增長，而進口增加則減少了本國需求增加了外國需求，從而延緩經(jīng)濟增長，所以有效需求相對不足時，出口與經(jīng)濟增長正相關(guān)；當(dāng)經(jīng)濟處于供給約束條件時，如果不考慮其它因素變化，出口的增加會引起國內(nèi)價格水平的大幅度上漲，而此時進口國內(nèi)短缺的投資品和消費品可抑制物價上漲，同時，進口投資本品會產(chǎn)生類似于支出乘數(shù)的乘數(shù)效應(yīng)，擴大國內(nèi)供給，引起經(jīng)濟增長［6］。通過以上分析，可以看出一國或一個產(chǎn)業(yè)進出口與經(jīng)濟增長或產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系與該國或該產(chǎn)業(yè)所處的經(jīng)濟條件密切相關(guān)，如果沒有考慮這一點，恐有不妥之處，得到的結(jié)果可能有片面性。在我國蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不同時期，蘋果的進出口與蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系可能不同，因此要首先明確我國的蘋果產(chǎn)業(yè)所處的發(fā)展階段。

從表1可以看出，經(jīng)過了1990～2010年蘋果產(chǎn)業(yè)快速發(fā)展之后，我國的蘋果總產(chǎn)量超出了國內(nèi)居民消費量和國內(nèi)加工量之和，歷年蘋果總產(chǎn)量在國內(nèi)沒有被充分利用，即具備潛在的出口能力，社會上有閑置的資源和過剩的供給情況出現(xiàn)，可以基本判斷我國的蘋果產(chǎn)業(yè)目前處于需求約束型的發(fā)展階段，即在這一階段，出口量的增加會使總需求擴大，通過外貿(mào)乘數(shù)最終導(dǎo)致蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

2．2蘋果出口貿(mào)易對蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的理論假設(shè)

通過對蘋果總產(chǎn)量與出口量的現(xiàn)象分析與理論總結(jié)，提出該試驗的研究假設(shè)，即：中國蘋果出口量的增加會對蘋果產(chǎn)業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生正面的影響；1990～1999年這一階段出口量的增加并不是產(chǎn)量增加的原因，但產(chǎn)量是促進出口量增加的原因，而2000～2010年這一階段出口量增加是產(chǎn)量增加的原因，但是產(chǎn)量增加并不是出口量增加的原因。

3實證檢驗

3．1變量的選取和數(shù)據(jù)的處理

該試驗選取蘋果出口總量（AEX）來反映中國蘋果出口貿(mào)易狀況；使用蘋果的總產(chǎn)量（ACL）反映蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展?fàn)顩r。所使用的分析樣本數(shù)據(jù)為1990～2010年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《全國農(nóng)產(chǎn)品成本收益資料匯編2010》、《中國海關(guān)統(tǒng)計年鑒》。同時，為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對各變量進行對數(shù)變換，變換后不改變原序列的協(xié)整關(guān)系。變量的對數(shù)形式表示為LACL、LAEX。

3．2變量的平穩(wěn)性檢驗

在使用時間序列數(shù)據(jù)進行分析時，為避免繆誤回歸的產(chǎn)生，先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗［7］。該試驗所采用的蘋果總產(chǎn)量、出口貿(mào)易量數(shù)據(jù)都是時間序列數(shù)據(jù)，因此要首先對個變量進行平穩(wěn)性檢驗，采用ADF（AugmentedDickey－Fuller）單位根檢驗方法。時間序列LACL、LAEX的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果見表2。由表2可以看出，時間序列LACL、LAEX都是非平穩(wěn)的，而它們的一階差分都是平穩(wěn)的，即都是I（1）序列。根據(jù)協(xié)整理論，對變量都是一階單整的序列可以進行協(xié)整檢驗［8］。

3．3協(xié)整檢驗與誤差修正模型

由于該試驗用于分析的有效樣本數(shù)量相對較少，而EG兩步協(xié)整檢驗法采用的是一元方程技術(shù)，且要求樣本容量必須充分大，否則得到的協(xié)整參數(shù)估計量是有偏的，因此該試驗采用Johansen極大似然估計法對變量進行協(xié)整檢驗［9］。Johansen協(xié)整檢驗從無約束VAR模型出發(fā)，這里根據(jù)AIC準(zhǔn)則和殘差分析確定其最優(yōu)滯后期為1，因此，協(xié)整檢驗的最后滯后階數(shù)為0。Johansen檢驗協(xié)整向量的個數(shù)從不存在協(xié)整關(guān)系（r＝0）這一零假設(shè)H0開始逐步檢驗，備選假設(shè)為H1，若接受H0表明無協(xié)整關(guān)系，若拒絕H0，從r＝1再依次做下去，若在r＝r0－1拒絕，在r＝r0處接受，則協(xié)整關(guān)系的個數(shù)為。對LACL、LAEX的長期關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表3、4所示。從表3的跡統(tǒng)計量檢驗結(jié)果和表4最大特征值統(tǒng)計量檢驗結(jié)果可知，在5％的置信水平上拒絕H0：r＝0的假設(shè)，接受H1：r≥1的假設(shè)，變量LACL、LAEX之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系。

模型的整體擬合優(yōu)度良好，各項統(tǒng)計指標(biāo)均通過了顯著性檢驗，表明中國蘋果出口量與蘋果總產(chǎn)量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在這種關(guān)系中蘋果出口量的產(chǎn)出彈性為0．261，表明中國蘋果出口每增加1％，將促進蘋果總產(chǎn)量增加0．261％。根據(jù)Grange定理（1988）如果非平穩(wěn)的變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以建立誤差修正模型。因此，在上述協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，建立蘋果出口與蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的誤差修正模型（ECM）如下：誤差修正模型反映的是短期動態(tài)變化機制，該誤差修正模型中，各變量的系數(shù)都通過了t檢驗，且誤差修正項ECM的回歸系數(shù)為負值，符合反向修正機制，說明從短期動態(tài)來看我國的蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展和蘋果的出口之間存在著密切的聯(lián)系，由于DLACL、DLAEX本身就是增長率的含義，所以出口增長率每減少1％，蘋果總產(chǎn)量的增長率將增加0．0832％，而上年度蘋果總產(chǎn)量、蘋果出口量的非均衡誤差以0．296的比率對該年度的蘋果總產(chǎn)量做出修正。從以上的實證分析可以看出，在長期內(nèi)，蘋果的出口將促進蘋果產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但是短期內(nèi)，中國蘋果的出口對蘋果產(chǎn)業(yè)的發(fā)展卻存在一定的抑制作用。

3．4Grange因果關(guān)系檢驗

對各個變量的協(xié)整檢驗結(jié)果證明了LACL、LAEX之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這些關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步檢驗。Granger（1988）提出，如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協(xié)整情況下，任何原因的推斷將都是無效的。根據(jù)第一部分現(xiàn)象分析的假設(shè)，分2個階段分別對1990～1999年和2000～2010年的LACL、LAEX進行Grange因果性檢驗。檢驗結(jié)果見表5、6。

從Grange因果性檢驗的結(jié)果可以看出，20世紀90年代以來，蘋果總產(chǎn)量與蘋果出口量之間存在一種單向因果關(guān)系：1990～1999年蘋果總產(chǎn)量是蘋果出口量增長的Grange原因，但蘋果出口量卻不是蘋果總產(chǎn)量增長的Grange原因；2000～2010年蘋果出口量是蘋果總產(chǎn)量變化的Grange原因，但蘋果總產(chǎn)量的變化卻不是蘋果出口量變化的Grange原因，這也與第一部分現(xiàn)象分析的假設(shè)相一致。

結(jié)論

4．1協(xié)整檢驗結(jié)果

從1990～2010年，中國蘋果的出口量和蘋果總產(chǎn)量都是非平穩(wěn)的時間序列變量，且中國蘋果出口量與蘋果總產(chǎn)量之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

從協(xié)整方程可知，中國蘋果的出口量與蘋果總產(chǎn)量長期內(nèi)存在明顯的正相關(guān)關(guān)系，而從誤差修正模型可以看出短期之內(nèi)二者之間存在明顯的負相關(guān)關(guān)系，說明短期內(nèi)我國并不適合進行蘋果的大量出口，但是長期正向的影響力較短期負向的影響力強，因此在繼續(xù)擴大種植面積增加蘋果總產(chǎn)量的基礎(chǔ)上還是應(yīng)該促進蘋果的出口從而使我國的蘋果產(chǎn)業(yè)走上良性循環(huán)的發(fā)展道路。

4．2因果性檢驗結(jié)果

從分階段的Granger因果性檢驗結(jié)果可以看出，1990～1999年蘋果出口量不是蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Granger原因，這是因為這一時期的蘋果規(guī)模擴大是由于政府政策的引導(dǎo)，并不是依據(jù)市場條件自發(fā)地形成大規(guī)模的蘋果種植，這與圖3中1990～1999年陡峭的變化趨勢分析相符；但是蘋果總產(chǎn)量卻是蘋果出口量提高的Granger原因，隨著蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展趨于成熟，各地蘋果經(jīng)銷商也逐漸開始積極探求國外市場促進了蘋果出口量的增加。在2000～2010年這一階段，蘋果出口量的增加是蘋果總產(chǎn)量增加的Granger原因，可見這時的蘋果產(chǎn)業(yè)發(fā)展已基本擺脫了政府強制型的發(fā)展模式走上了市場促進型的模式，國際市場需求的擴大促進了蘋果產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；但是蘋果總產(chǎn)量并不是蘋果出口量增加的Grange原因，主要是由于我國政府采取了一系列的蘋果出口優(yōu)惠政策，促進了各地蘋果的出口，政府的干預(yù)導(dǎo)致了在這一階段蘋果總產(chǎn)量對蘋果出口量增長的促進作用不能從對統(tǒng)計量的因果檢驗中得到證實。