□蔣 傲，柯佑鵬

（海南大學(xué)管理學(xué)院，海南 海口 570100）

建省辦特區(qū)以來，海南省GDP 由1988 年的77 億元增長至2020 年的5 532.39 億元，增長了近72 倍；2020 年海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值為1 135.98 億元，占海南省GDP 的20.5%。同時(shí)，海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額快速增長，2019 年農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額66.85 億元，較2018 年增長39.3%。

近年來，海南省不斷強(qiáng)化農(nóng)業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的支柱作用?！逗Ｄ献杂少Q(mào)易港建設(shè)總體方案》推動了海南省“一中心兩區(qū)三基地”建設(shè)，為海南省農(nóng)業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易帶來了新的發(fā)展機(jī)遇。

如何才能使海南省經(jīng)濟(jì)更好更快發(fā)展？農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對海南省經(jīng)濟(jì)是否有正向促進(jìn)作用？若有促進(jìn)作用，進(jìn)口和出口誰的作用更大？這一系列問題值得探討研究。以2005—2019 年海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易為案例，通過實(shí)證分析探究這些問題的答案，從而給出具有針對性的政策建議，使海南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度走在全國前列，發(fā)揮改革開放新高地的帶頭作用。

1 相關(guān)研究文獻(xiàn)評述

從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，國內(nèi)學(xué)者對經(jīng)濟(jì)增長與貿(mào)易的關(guān)系研究已經(jīng)頗多。

崔鑫生等（2019）采用引力模型考察省域貿(mào)易便利化對省級層面農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的影響，發(fā)現(xiàn)省域之間貿(mào)易便利化對中國省級層面的農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額促進(jìn)效果明顯。

劉賢鋒等（2019）采用PVAR 模型，以中國13 個(gè)跨境電子商務(wù)試點(diǎn)城市為例，研究跨境電子商務(wù)、進(jìn)出口貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相互作用及影響，發(fā)現(xiàn)三者呈良性互動關(guān)系。

曲越等（2019）通過建立面板平滑轉(zhuǎn)化回歸模型，從全球價(jià)值鏈的角度分析得出，對外貿(mào)易對中國經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用呈現(xiàn)先大幅上升、后有所減緩的非線性關(guān)系。

孟慶雷和譚閨臣（2019）通過研究沿邊9 個(gè)省份的農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建模型研究得出農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長有正向的促進(jìn)作用。

羅桓（2019）通過對“一帶一路”沿線國家和地區(qū)農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長受資源配置和價(jià)格作用影響。

黃寰等（2013）通過分析重慶對外貿(mào)易數(shù)據(jù)，研究得出重慶對外貿(mào)易和區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的正相關(guān)。

孫會敏和張?jiān)浇埽?016）對吉林省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明，吉林省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口、農(nóng)業(yè)固定資本投入對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長有積極的推動作用，而農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)的數(shù)量變化對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響不大。

趙滌非等對我國農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放程度與農(nóng)民收入增長進(jìn)行了實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易的依存度可以促進(jìn)農(nóng)民收入增加，但是農(nóng)民收入增加不可以促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易開放。

通過文獻(xiàn)綜述分析看出，對于農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長單方面研究和互相之間的聯(lián)系研究較為豐富，大多通過Eviews 和STATA 進(jìn)行分析。這些研究大多是從國家宏觀層面進(jìn)行分析，具體到相關(guān)省份的研究相對較少。

海南省農(nóng)業(yè)發(fā)展較快，農(nóng)業(yè)在海南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占比較高。本研究在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，對海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口對經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的影響進(jìn)行分析，采用軟件SPSS 25.0 進(jìn)行實(shí)證分析，并由此提出政策建議。

2 研究假設(shè)和模型設(shè)計(jì)

2.1 提出假設(shè)

通過分析發(fā)現(xiàn)，海南省經(jīng)濟(jì)增長趨勢與農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易趨勢呈現(xiàn)總體相似性，其中農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口都呈現(xiàn)增長趨勢，海南省GDP 和第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值呈現(xiàn)逐年增長的趨勢，這從一定程度上說明海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易和海南省當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長之間存在一定的關(guān)系。

針對海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易是否能夠拉動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展，以及進(jìn)口和出口哪個(gè)對經(jīng)濟(jì)的增長作用更明顯，提出下列假設(shè)。

H1：農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額促進(jìn)當(dāng)?shù)谿DP 和第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

H2：農(nóng)產(chǎn)品出口促進(jìn)當(dāng)?shù)谿DP 和第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

H3：農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口促進(jìn)當(dāng)?shù)谿DP 和第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

H4：在進(jìn)出口中，對GDP 和第一產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響作用，進(jìn)口大于出口。

2.2 選取樣本

本研究選擇2005—2019 年海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易、海南省GDP、海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值作為樣本進(jìn)行研究與分析，見表1。其中，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易包括農(nóng)產(chǎn)品出口額、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額3 個(gè)部分。數(shù)據(jù)全部來源于國家統(tǒng)計(jì)局、海南省統(tǒng)計(jì)年鑒和海口海關(guān)。采用SPSS 25.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析。

表1 研究變量選取

2.3 模型設(shè)計(jì)

本研究將海南省GDP、海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值作為因變量，海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易作為自變量，構(gòu)建了農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)影響的實(shí)證模型，使用SPSS對模型進(jìn)行求解，具體過程如下。

2.3.1 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對海南省GDP 的影響

式中：GDP 表示海南省地區(qū)生產(chǎn)總值，CK、JK、ZE分別表示農(nóng)產(chǎn)品出口額、農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額和農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口總額。

通過對系數(shù)、、進(jìn)行判斷，分析模型中自變量對因變量的影響。如果系數(shù)顯著，說明海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對海南省GDP 確實(shí)存在一定作用（促進(jìn)或抑制）；如果系數(shù)不顯著，說明海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易對海南省GDP 的作用不明顯。

2.3.2 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值的影響

式中：PGDP 表示海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值，CK、JK、ZE 如前文所述。對系數(shù)進(jìn)行分析，判斷海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值的影響。

2.3.3 海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口及出口對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的協(xié)同作用

為了將進(jìn)出口二者之間的互相關(guān)關(guān)系進(jìn)行消除，本研究將進(jìn)出口二者變量全部引入OLS 回歸中，比較二者對于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展影響的強(qiáng)弱程度。

上述公式中，因變量與自變量與前文相同。根據(jù)系數(shù)、、、的大小，判斷海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口、出口對海南省GDP 以及海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值的影響。

3 模型實(shí)證分析

本研究運(yùn)用SPSS 25.0 對模型進(jìn)行分析研究，通過逐步回歸得到相關(guān)結(jié)果，分析結(jié)果在表2～表4 中展示。

3.1 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對海南省GDP 實(shí)證分析

表2 為海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口、農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易進(jìn)口以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額對海南省GDP 影響的分析結(jié)果。由表2 可知，模型（1）中判定系數(shù)為0.696＞0.6，說明該回歸模型擬合效果較好。通過擬合系數(shù)可寫出模型表達(dá)式如下。

t 檢驗(yàn)回歸系數(shù)顯著性數(shù)值為0.001/0.003 ＜0.01＜0.05，表明回歸系數(shù)存在，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，說明農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易出口與GDP 之間是正比關(guān)系，而且極為顯著，假設(shè)1 得到初步驗(yàn)證。農(nóng)產(chǎn)品出口額每增加1億元，海南省GDP 增加67.5 億元。

同理，由表2 可以得到模型（2）（3）判斷系數(shù)分別為0.693、0.744，均大于0.6，說明模型（2）（3）均擬合良好。通過擬合系數(shù)寫出模型表達(dá)式如下。

兩式t 檢驗(yàn)回歸系數(shù)顯著性數(shù)值均小于0.01，表明回歸系數(shù)存在，有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，貿(mào)易進(jìn)口、進(jìn)出口總額與GDP 之間均呈正比關(guān)系，而且極為顯著，假設(shè)2、3 得到初步驗(yàn)證。海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額每增加1 億元，海南省GDP 增加112.06 億元；海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易總額每增加1 億元，海南省GDP 增加45.11 億元。

通過表2 可以看出，CK、JK 的系數(shù)存在明顯差異。通過比較分析，JK 的系數(shù)明顯大于CK 的系數(shù)，說明在農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對GDP 的影響中，進(jìn)口額對GDP 的影響較為明顯，可以很好地對假設(shè)4 提供支撐。

3.2 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)增加值影響的實(shí)證研究

第一產(chǎn)業(yè)增加值以農(nóng)業(yè)為主，包含部分農(nóng)業(yè)中的服務(wù)業(yè)產(chǎn)值，能夠很好地研究農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加值的關(guān)系。通過對相關(guān)研究對象進(jìn)行回歸分析，得到如下方程，分別對前期假設(shè)進(jìn)行了驗(yàn)證。

根據(jù)表3 回歸結(jié)果，可以對具體的回歸方程進(jìn)行估計(jì)，表達(dá)式如下。

通過對表中進(jìn)行分析，可知3 個(gè)模型擬合回歸均大于0.6，說明方程擬合效果良好。3 個(gè)方程的t 檢驗(yàn)回歸系數(shù)顯著性數(shù)值均小于0.01，說明方程中全部變量都非常顯著，農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口、出口、進(jìn)出口貿(mào)易額與第一產(chǎn)業(yè)增加值呈正比關(guān)系，且影響顯著。這一回歸結(jié)果對假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3 以及假設(shè)4 都起到了很好的支撐作用。

通過對表2 和表3 進(jìn)行對比分析可以看出，CK、JK 及ZE 的系數(shù)在對GDP 分析時(shí)大于對PGDP 分析時(shí)。通過這一對比結(jié)果可以看出，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額的變動對GDP 帶來的增長作用大于給第一產(chǎn)業(yè)增加值帶來的增長作用。

表2 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易推動GDP 增長的估計(jì)結(jié)果

表3 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易推動第一產(chǎn)業(yè)增加值增長的估計(jì)結(jié)果

3.3 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)影響實(shí)證研究

表4 中同時(shí)加入海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口額數(shù)據(jù)和農(nóng)產(chǎn)品出口額數(shù)據(jù)進(jìn)行分析比較，對前期假設(shè)進(jìn)行深入分析和驗(yàn)證。

通過表4 可知，兩擬合方程分別為0.748、0.698，均大于0.6，說明兩方程擬合效果良好。通過表4 提取數(shù)據(jù)得到上述兩方程式，但t 檢驗(yàn)回歸系數(shù)顯著值數(shù)值為0.26/0.272、0.176/0.357，均大于0.05，回歸系數(shù)不顯著，說明海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)出口貿(mào)易的共同效應(yīng)對海南省GDP、海南省第一產(chǎn)業(yè)增加值影響不顯著，作用不明顯。

表4 海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論

通過對2005—2019 年海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易、第一產(chǎn)業(yè)增加值以及GDP 數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論。第一，在研究的15 年時(shí)間中，海南省GDP 和第一產(chǎn)業(yè)增加值均呈現(xiàn)穩(wěn)步增長的趨勢，年增長率分別為12.53%和8.89%；農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易金額年均增長率達(dá)27.3%，高于海南省GDP 與第一產(chǎn)業(yè)增加值的增加速度，在一定程度上促進(jìn)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長。第二，海南省農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口數(shù)量以及出口數(shù)量都對當(dāng)?shù)谿DP 和PGDP 存在一定的促進(jìn)作用，并且農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口帶來的促進(jìn)作用明顯強(qiáng)于出口帶來的促進(jìn)作用。第三，通過對比海南省農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對GDP 和第一產(chǎn)業(yè)的拉動作用，可以看出農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對GDP 的拉動作用明顯強(qiáng)于對第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的拉動作用。