，

(1.安阳师范学院 资源环境与旅游学院，河南 安阳 455002；2.河南大学 环境与规划学院，河南 开封 475001)

党的十八大报告根据我国社会经济发展实际和新的阶段性特征，提出到2020年底全面建成小康社会的战略目标，其中“平衡、协调发展城乡经济，到2020年使城乡居民人均收入比2010年翻一番”便是核心诉求。要实现这一目标，难点和关键是农民增收。渔业是大农业的重要组成部分，也是效益较高、能有效提高农民收入水平、缩小城乡居民收入差距的重要产业。我国2016年渔业产值23 662.29亿元，占农、林、牧、渔总产值的9.4%，渔业增加值7 019亿元，两者同比增长速度分别为8.7%、4.0%。渔民收入增长显著，人均纯收入达16 904.20元，同比增长6.6%，是农民人均纯收入的1.35倍。与此同时，渔产品国际贸易也呈现稳步增长态势，水产品进出口总量827.91万吨、进出口总额301.12亿美元，同比分别增长1.69%和2.72%。出口额占农产品出口总额(729.9亿美元)的28.41%；进口量404.15万吨、进口额93.74亿美元，同比分别下降0.97%和增长4.37%。贸易顺差113.64亿美元，成为农业中唯一实现贸易顺差的产业，渔民收入的增加对农民收入水平的提高作用显著[1]。

党的十八大报告根据我国社会经济发展实际和新的阶段性特征，提出到2020年底全面建成小康社会的战略目标，其中“平衡、协调发展城乡经济，到2020年使城乡居民人均收入比2010年翻一番”便是核心诉求。要实现这一目标，难点和关键是农民增收。渔业是大农业的重要组成部分，也是效益较高、能有效提高农民收入水平、缩小城乡居民收入差距的重要产业。我国2016年渔业产值23 662.29亿元，占农、林、牧、渔总产值的9.4%，渔业增加值7 019亿元，两者同比增长速度分别为8.7%、4.0%。渔民收入增长显著，人均纯收入达16 904.20元，同比增长6.6%，是农民人均纯收入的1.35倍。与此同时，渔产品国际贸易也呈现稳步增长态势，水产品进出口总量827.91万吨、进出口总额301.12亿美元，同比分别增长1.69%和2.72%。出口额占农产品出口总额(729.9亿美元)的28.41%；进口量404.15万吨、进口额93.74亿美元，同比分别下降0.97%和增长4.37%。贸易顺差113.64亿美元，成为农业中唯一实现贸易顺差的产业，渔民收入的增加对农民收入水平的提高作用显著[1]。

近年来，虽然渔民生计方式日益多元化，但是在渔民的家庭收入构成中，渔业的经营收入仍然占主导地位。在此背景下，研究渔业贸易对渔民收入的影响显得尤为迫切。相关学者也取得了较多的研究成果，如程慧荣对中国渔民收入的演变进行了历史回顾，并通过借鉴挪威、英国、日本等国渔业管理的先进管理经验，提出了促进我国渔民收入的具体建议和途径[1]；唐议等根据我国渔民收入的统计数据和实地考察，总结了渔民收入变动的主要原因[3]；赵领娣等对青岛市渔民收入与农民收入间关系进行了回归分析，得出渔民收入的提高可以从总体上增加农民收入水平的结论[4]；权召伟等以上海市渔民收入为研究对象，探讨了近年来其收入的状况和增长趋势，并分析了各种影响因素，进而提出了提高渔民收入的对策和建议[5]。

总体看来，现有对渔民收入的研究主要集中于渔民收入的国际比较、借鉴，以及基于部分地区相应微观数据的实证研究，而对渔产品国际贸易与渔民收入的关系探讨成果较少，尤其缺乏利用大尺度的面板数据对全国层面的探讨与分析。鉴于此，本文利用1993—2016年的时间序列数据，采用协整分析、误差修正模型以及格兰杰因果关系检验等技术方法，分析我国渔产品出口平均价格、进口平均价格对渔民收入的影响，以丰富渔产品国际贸易对渔民收入影响的研究。

一、研究方法及数据来源

(一) 研究方法

从时间序列数据和截面数据两个维度，考察渔产品进出口贸易与渔民收入的关系。首先，利用时间序列的单位根检验方法，对渔民收入与渔产品国际贸易的进、出口平均价格的长期稳定关系进行考察与判定。单位根检验有许多种方法，结合本文数据序列的特征并参考同类经典文献，选择ADF检验方法，其检验过程主要通过以下三个模型来完成：

(1)

(2)

(3)

上式中，t为时间变量，表征时间变化对数据的影响趋势；用l来表征因变量的滞后阶数，其虚拟假设为H0:δ=0，也即先验假设存在一个单位根。是否含有常数项和趋势项是上述模型的主要区别。进行模型验证的顺序为(3)(2)(1)。

若数据存在长期的均衡关系，需进一步考察其是否存在短期的均衡关系，通常采用的方法为误差修正模型检验。这是一种VAR模型，是以协整为假设前提的，具体检验方法为，当Xt=(yt,X1t,X2t，…,Xkt)公式中的各分向量之间存在协整关系时，以(1,1)阶自回归分布滞后模型为例，模型即为：

Δyt=α0+α1ΔXt+δ×ECMt-1

(4)

最后，利用格兰杰因果关系检验法，检验渔民人均纯收入与渔产品国际贸易进、出口平均价格的关系。

(二)变量与数据

在国际贸易中，衡量渔产品贸易的主要指标有出口量、出口金额、进口量、进口金额等。为便于操作和统计，本文通过出口金额/出口量、进口金额/进口量两个公式计算渔产品进出口平均价格(下文用出口均价、进口均价代替)，采用渔民家庭人均纯收入指标(用RJSR代替)来反映渔民人均收入状况。样本数据取自1993—2016间24年数据，数据来源于《中国渔业统计年鉴》(1994—2017)[7]。为消除数据因可能存在异方差现象而导致的变量间关系失真，提高模型的拟合效果，本文对渔产品进、出口均价及渔民人均收入进行对数化处理[8]，并分别用LNCKJG、LNLNJKJG、LNRJSR代替。分析软件采用Eviews6.0软件。

二、时间序列协整模型的估计与检验

(一)单位根检验

根据前文相关理论分析，首先需要检验变量LNCKJG、LNJKJG和LNRJSR是否存在单位根。进行协整检验的前提是变量间存在同阶平稳的基本特征，故首先采用ADF检验法对变量LNCKJG、LNJKJG、LNRJSR，以及其一阶差分变量D(LNCKJG)、D(LNJKJG)和D(LNRJSR)进行是否存在单位根的检验，结果如表1所示。

表1 单位根检验结果

注：检验类型中(C，T，K)的含义分别为模型中的常数项、时间趋势项以及其是否带有滞后阶数(K为有，0为无)。

从表1可以看出，变量LNCKJG、LNJKJG、LNRJSR的ADF检验值均大于5%水平下的临界值，也即都存在单位根，数据为非平稳的序列。对数据进行一阶差分后，其变量的ADF检验值都小于5%水平下的临界值，即表明数据进行一阶差分后，变成了平稳的数据序列，也即变量LNCKJG、LNJKJG、LNRJSR为一阶单整时间序列，由协整检验的条件可知，一阶差分后的数据可以进行变量间的协整关系测度与检验。

(二) 协整关系检验与模型估计

进行协整检验的前提条件是，单位根检验的结果能证明研究数据为同阶单整序列，如此即可通过协整检验法考察数列间是否具备长期均衡发展的同步趋势。从检验对象的差异角度分，协整检验一般包括Johansen协整检验与CRDW检验(DF检验、ADF检验等)，前者是基于自回归系数的检验，后者是基于回归残差的判识。本文采用后者的思想，利用Engle-Granger方法进行考察。即若残差是平稳的，则表明数列间存在协整关系，反之则无。

首先，用普通最小二乘法(OLS)分别对LNCK和LNRJSR进行回归，并计算非均衡误差。协整方程为：

LNRJSR=1.153216×LNCKJG+0.556708+et1

(1)

t:(0.080706) (0.56231)

R2=0.918984DW=1.165692F=204.1797

则方程估计的残差为et1=LNRJSR-5.285-1.693LNCKJG,对et1做ADF单位根检验，具体结果见表2。

表2 对et1的ADF单位根检验

检验结果显示：残差序列的ADF检验值小于5%水平下的临界值，即存在单位根的假设没有得到支持，表明残差序列是平稳的。即存在LNCKJG与LNRJSR的平稳线性组合，两个变量之间存在长期稳定的均衡关系，对应的回归方程为(1)所示。

其次，再用普通最小二乘法(OLS)对LNJKJG和LNRJSR进行回归，并计算非均衡误差。协整方程为：

LNRJSR=0.558280×LNJKJG+4.071453+et2

(2)

t:(1.485146) (1.339857)

R2=0.109160 DW=0.061837 F=2.205657

则方程估计的残差为et2=LNRJSR-5.427-1.581LNKJG，对et2做ADF单位根检验，具体结果见表3。

表3 对et2的ADF单位根检验

检验结果表明：残差序列的ADF检验值-3.330 683，同样小于5%水平下的临界值-3.029 671，同样不支持残差序列存在单位根的原假设，其为平稳序列。说明存在LNJKJG与LNRJSR的平稳线性组合，即两个变量之间存在长期稳定的均衡关系，方程(2)即为对应的回归方程。

从协整方程来看，渔民人均收入与渔产品进出口贸易发展水平存在长期稳定关系。由方程(1)可知：渔产品出口均价每提高1个百分点，渔民收入将增长1.153个百分点；而方程(2)则表明，渔产品进口均价每提高1个百分点，渔民收入将增长0.558个百分点。说明出口均价对渔民收入的影响大于进口均价的影响。

(三)误差修正模型验证

根据格兰杰定理，进行误差修正模型检验的前提是变量存在协整关系。因此，基于前文协整检验的基础，可建立渔民人均收入与渔产品进出口均价变化关系的误差修正模型，来研究变量之间的短期波动规律。

由第二步协整关系检验估计可得两个协整方程的残差，将渔民收入与渔产品出口均价的协整方程残差序列假设为et1，渔民收入与渔产品进口均价的协整方程的残差序列假设为et2，令误差修正项ECM1=et1,ECM2=et2，建立误差修正模型，得到估计后的模型形式如下：

D(LNRJSR)=0.225336×D(LNCKJG)-0.344213ECM(-1)+0.069311

(3)

D(LNRJSR)=0.211806×D(LNJKJG)-0.076921ECM(-1)+0.076040

(4)

上面的误差修正模型(3)表明LNRJSR受LNCKJG短期波动规律的影响，误差修正项ECM系数的大小反映了渔产品出口对渔民收入的短期影响，可进一步细分为两部分：一是表示其对渔民收入的短期波动影响，二来可以表明其偏离长期均衡的程度。模型测度结果显示，当短期波动过于剧烈，偏离长期均衡趋势过大时，系统将以-0.344 213的幅度对渔民收入进行调整，使其回归到长期均衡的发展态势。模型(4)显示渔产品进口均价对渔民收入的变动影响也较为显著。同理，渔民收入的短期变动特征也包含两个方面的内涵：一是短期内渔产品进口波动的影响，数据表明，短期内渔产品进口每变动1个百分点，渔民人均收入将有0.211 806个百分点的同方向变动。二是其偏离长期均衡的状态，由回归结果可知，当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.076 921的调整力度调整渔民收入，使其靠近长期均衡状态。

(四)格兰杰因果检验

协整分析的结果显示，渔产品的进、出口均价都与渔民的收入存在长期稳定的相关性，但不能由此得出其相互间确定存在因果关联，因而需要通过格兰杰因果关系检验法开展进一步的考察。根据前文数据的AIC信息准则进行判断，确定其格兰杰因果关系检验的滞后阶数为2，检验结果见表4。

表4 格兰杰因果关系检验结果

表4检验结果表明：LNCKJG不是LNRJSR的格兰杰原因原假设的概率为0.009 8，即原假设在1%的显著性水平上被拒绝，也即能以98%的概率保证渔产品的出口均价对渔民收入有影响；而LNRJSR不是LNCKJG的格兰杰原因的原假设的概率为0.026 7，在1%的显著性水平上被支持，也即表示渔产品的出口均价与渔民收入之间存在单向的格兰杰因果关系。说明出口均价越高，渔民收入越多，但渔民收入对出口均价的变化并没有影响。在10%的显著性水平上，LNJKJG不是LNRJSR的格兰杰原因的原假设被接受；同样，在10%的显著性水平上，LNRJSR不是LNJKJG的格兰杰原因的原假设也被接受，这说明渔产品的进口均价与农民收入之间不存在格兰杰因果关系。但是这并不表示渔产品的进口均价对渔民收入的增减没有影响，在实际的国际贸易中，渔产品进口的平均价格降低，会导致国内水产品市场价格的走低趋势，从而间接地影响渔民的收入。

三、结论与对策建议

随着全球化经济的发展，我国渔产品国际贸易的规模越来越大，其进、出口价格的变动对渔民收入的影响也越来越重要。利用1993—2016年的时间序列数据分析了我国渔民人均纯收入与渔产品进、出口平均价格之间的关系，研究结果表明：我国渔民人均收入分别与渔产品国际贸易的进、出口均价存在长期稳定的均衡关系。渔产品国际贸易的发展可以明显地促进渔民人均收入的增长，而且出口均价是促进渔民人均收入增长的最主要原因；渔产品出口均价与渔民人均收入存在单向的因果关系，出口均价的上涨可以有效促进渔民人均收入的增加；进口均价与渔民人均收入不存在因果关系，但是进口均价的上涨却能有效地推动渔民人均收入增加。从短期看来，渔产品出口均价对渔民收入的影响比进口均价的影响更加显著。长期趋势表明，当短期波动偏离长期均衡之时，系统将分别以-0.344 313和-0.076 921的调整力度，将渔产品进出口贸易与渔民收入的非均衡状态拉回到均衡状态。基于以上分析，本文提出以下对策建议。

(一)增强出口竞争力

在制定我国对外渔产品贸易政策时，应着重考虑以下几点：首先，充分利用我国丰富的水域及渔业资源，强化渔产品出口的比较优势；其次，要加快渔业生产结构的升级，延长其生产链条，积极降低生产成本，鼓励企业在工艺技术方面努力自主创新，提高自身产品特别是出口产品的核心竞争力；再次，要加强渔业的信息化建设，提高其电子商务发展水平，促进渔产品销售与互联网+的有机结合，促进渔业的规模化、品牌化与网络化经营[9] 125。

(二)拓宽消费市场

要逐渐改变目前以原材料和初级加工产品为主的渔产品传统贸易格局，积极开发新产品，打造一批有核心市场竞争力的深加工产品品牌。同时要积极开展对主要市场国家和地区饮食文化、消费习惯、产品倾向等信息的研究，有针对性的开发既能发挥我国渔产品资源优势，又能迎合多地市场需求的产品，开拓新的国际消费市场[9]128。

(三)加大对渔业的支持

首先，政府应加大对我国渔产品出口的支持和保护力度，做好促进贸易的制度安排，如减免渔民、水产品加工企业的税收负担，给予财政支持或补贴；其次，要培养龙头企业，鼓励企业打造有竞争力的特色渔产品品牌，以促进行业的整体提质与升级；改善渔业经济的内部生产结构，努力发展高附加值渔产品生产业态，增强行业整体的出口竞争力；加强渔民和从事渔业生产工作人员的教育，提高他们的现代渔民和职业渔业工作者的意识和水平[10]。

(四)引导渔业进出口贸易积极作用的发挥

渔产品贸易的进口既可以丰富国内市场渔产品的种类，满足国内人民多样化的消费需求，同时又可以有效缓解国内渔业经济发展的压力，为渔业经济的发展提供动力。但是也要防止其对国内渔业经济的挤压效应，应适度控制渔产品进口的规模，以防过度依赖国外渔业资源，合理应用关税壁垒，防止过度进口对国内渔业经济的冲击，同时要大力发展渔产品出口贸易，实现贸易顺差，增强产业的国家竞争力[11]。

[1] 中国渔业政务网.2016年全国渔业经济统计公报[EB/OL].[2017-07-25].http://www.moa.gov.cn/sjzz/yzjzw/yyywyzj/201707/t20170725_5759859.htm.

[2] 程慧荣.中国渔民收入问题研究[D].青岛：中国海洋大学，2005.

[3] 唐议，刘金红.我国渔民经济收入现状分析[J].上海水产大学学报，2007，16(3)：275-281.

[4] 赵领娣，李文政.基于渔民收入提高的农民收入增长影响因素分析[J].中国渔业经济，2008(5)：16-22.

[5] 权召伟，金麟根，曹亚.提高上海渔民收入的对策研究[J].渔业经济研究，2007(6)：41-44.

[6] 苏建军，孙根年，赵多平.近30年来中国航空客运与入境旅游的关联效应及空间差异划分[J]热带地理，2012，32(5)：553-560.

[7] 农业部渔业局.中国渔业统计年鉴[Z].北京：中国农业出版社，1994-2017．

[8] 王培志，刘宁.农产品贸易对农民收入增长影响的实证分析[J].山东农业大学学报(社会科学版)，2007，9(1)：8-12.

[9] 乐家华，杨柳.我国水产品出口现状及发展对策分析[J].中国渔业经济，2012(2)：124-130.

[10] 陶秀玲，张鹏.我国农产品贸易与农民收入关系的实证分析[D].重庆：重庆大学，2009.

[11] 毛育晖，朱亭霖.农产品价格波动与通货膨胀、通胀预期动态关系分析[J].商业时代，2014(31)：46-48.