農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的均衡分析

摘 要： 為探討我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，選取1978-2006年我國歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值序列進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長2.12%；誤差修正模型表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短期變化對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正效應(yīng)，如果本期的經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有8%得以糾正；Granger因果關(guān)系檢驗表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長具有短期效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有長期促進(jìn)作用；脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解的結(jié)果進(jìn)一步表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較顯著。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整檢驗；誤差修正模型；Granger因果關(guān)系檢驗

中圖分類號：F304 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1009－9107（2008）02－0026－05

一、引言

自2004年以來，中共中央、國務(wù)院高度重視“三農(nóng)”問題，連續(xù)出臺四個指導(dǎo)“三農(nóng)”工作的中央一號文件，提高了農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，給農(nóng)業(yè)健康發(fā)展帶來強(qiáng)勁的動力。當(dāng)前，農(nóng)業(yè)已不再只是一個生產(chǎn)性部門，它承載著越來越多的社會保障、環(huán)境保護(hù)等職能。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況不僅關(guān)系到“三農(nóng)”問題的解決，而且直接影響著宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的實現(xiàn)。對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在聯(lián)系機(jī)制進(jìn)行實證分析具有十分重要的現(xiàn)實意義。

目前，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的理論解釋主要有發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)中的農(nóng)業(yè)剩余理論。［1］理論研究的發(fā)展，帶動了學(xué)者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究。在早期的實證研究中，經(jīng)濟(jì)學(xué)者們采用普通最小二乘法(OLS)對一些國家或地區(qū)的時間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，但這可能存在“偽回歸”問題。［2］當(dāng)前，運用協(xié)整檢驗、因果關(guān)系分析等方法對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行分析已成為實證研究的主流。比較代表性的文獻(xiàn)有陳希、孟令杰根據(jù)1952-2003年的數(shù)據(jù)對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與宏觀經(jīng)濟(jì)長期波動關(guān)系進(jìn)行實證分析，建立部門間均衡模型，分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)波動與宏觀經(jīng)濟(jì)其它部門變量的聯(lián)系及貢獻(xiàn)度，研究表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)波動與宏觀經(jīng)濟(jì)波動間有較強(qiáng)的相互作用。［3］

與以往文獻(xiàn)不同的是，本文根據(jù)1978-2006年我國經(jīng)濟(jì)普查調(diào)整后的歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解方法實證分析了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)與變量

本文所稱“農(nóng)業(yè)”是指“廣義農(nóng)業(yè)”。由于第一產(chǎn)業(yè)范圍與狹義的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)一致，同廣義農(nóng)業(yè)或大農(nóng)業(yè)范圍，因此用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值反映廣義農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況，這對分析結(jié)果沒有影響。用宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟(jì)增長狀況。為消除物價變動對國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響，用以1978年為基期按可比價格統(tǒng)計的歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)與1978年國內(nèi)生產(chǎn)總值推算出以1978年為基期的歷年實際國內(nèi)生產(chǎn)總值；同理，推算出以1978年為基期的歷年實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。其中，1978-2005年相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2006》；2006年度數(shù)據(jù)根據(jù)《中國2006年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》整理。分別用GDP和AGP代表以1978年為基期的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，見圖1和圖2。

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對GDP、AGP進(jìn)行自然對數(shù)變換，分別用Y、X表示自然對數(shù)變換后的以1978年為基期的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。

三、實證分析

(一)時間序列的單位根檢驗

從圖1和圖2中可以看出，兩變量具有很強(qiáng)的上升趨勢，屬于非平穩(wěn)的時間序列。為了避免“偽回歸”，首先對時間序列Y和X進(jìn)行單位根檢驗。如果非平穩(wěn)時間序列Xt的一階差分ΔXt是平穩(wěn)的，那么時間序列Xt就是具有一個單位根的一階單整過程。本文運用ADF檢驗法對Y和X進(jìn)行單位根檢驗，［4］檢驗結(jié)果見表1。

注：(1) 所有檢驗結(jié)果由軟件軟件Eviews5.1運算得到，下同；(2) Δ表示變量的一階差分；(3) 檢驗形式中的c，t，k分別表示帶有常數(shù)項、趨勢項和所采用的滯后階數(shù)；(4) 滯后期k的選擇標(biāo)準(zhǔn)是以AIC值最小為準(zhǔn)則；(5) * 表示通過1%的顯著性檢驗。

從表1中可以看出，在1%的顯著性水平上，時間序列經(jīng)過一階差分是平穩(wěn)的，即Y和X均是I(1)序列，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

雖然時間序列Y和X是非平穩(wěn)的，但均為一階單整序列，其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文使用E－G兩步法對兩變量Y和X時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。［5］首先運用E－G方法進(jìn)行分析，估計出來的協(xié)整回歸模型為：

Yt ＝ -6.64＋2.12Xt＋Ut(1)

t ＝(-16.68)(40.54)

R2 ＝ 0.98

為了確定Y和X序列是否存在協(xié)整關(guān)系，需要檢驗式(1)的殘差序列Ut的平穩(wěn)性。運用ADF檢驗法對Ut進(jìn)行單位根檢驗，得到的結(jié)果為：

ΔUt＝ -0.21Ut-1+εt (2)

其ADF檢驗值(相當(dāng)于回歸中的 t 統(tǒng)計量)為-1.98，5%臨界值為-1.95，由于在絕對值上所估計的ADF檢驗值大于5%臨界值，可以看出所估計的Ut是平穩(wěn)的(即沒有單位根)。因此，盡管Y和X個別而論并非平穩(wěn)，但兩者卻存在著協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。從式(1)中可以看出，Y與X之間具有較高的相關(guān)性，假設(shè)其它條件不變，經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的彈性為2.12，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長2.12%?？梢?，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用相當(dāng)大，這也為我國政府歷來重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供了理論支撐依據(jù)。

(三)誤差糾正模型(ECM)

通過協(xié)整檢驗可看出，Y和X之間存在長期均衡關(guān)系，當(dāng)然，在短期內(nèi)也許會出現(xiàn)失衡。令ECMt =Ut，采用hendry的一般到特殊的建模方式得到誤差修正模型為：

ΔYt＝0.04+0.47ΔYt-1+0.26ΔXt-0.08ECMt-1+εt(3)

t ＝(2.15)(2.89)(1.81) (-1.94)

在式(3)中，Δ表示一階差分；ECMt-1表示式(1)中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項的經(jīng)驗估計；而ε是具有通常性質(zhì)的誤差項。式(3)把Y和X的短期動態(tài)變化以及前期的“均衡”誤差聯(lián)系起來。在此回歸中，ΔX象征X中的短期干擾而誤差糾正項ECMt-1象征著朝向長期均衡的調(diào)整。

在式(3)中，各變量的系數(shù)都通過了t檢驗，且誤差修正項的回歸系數(shù)為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制，從誤差修正模型可以看出：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短期波動將引起經(jīng)濟(jì)增長同方向變化；長期來看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，如果本期的經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有8%得到糾正或清除。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果證明了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進(jìn)一步檢驗。本文借助Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗方法對這一問題進(jìn)行分析，所需檢驗的參數(shù)模型如下：

其中，m、n分別表示模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，Uit為白噪聲序列。方程(4)、(5)中的系數(shù)顯著性對應(yīng)著變量之間的Granger因果關(guān)系。對于方程(4)而言，給出原假設(shè)：

H0: γ1j= 0(j=1，2， …，m)(6)

如果原假設(shè)H0成立，則意味著所有前期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變化對國內(nèi)生產(chǎn)總值沒有解釋或預(yù)測能力，此時認(rèn)為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變化對生產(chǎn)總值沒有顯著的Granger影響。Granger因果關(guān)系檢驗實質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其它變量方程中。一個變量如果受到其它變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。［6］Granger因果關(guān)系檢驗中一個重要的問題就是滯后階數(shù)的確定。在選擇滯后階數(shù)時，一方面想使滯后階數(shù)足夠大，以便能完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征。但是另一方面，滯后數(shù)越大，需要估計的參數(shù)也就越多，模型的自由度也就越少。所以通常進(jìn)行選擇時，需要綜合考慮，既要有足夠數(shù)目的滯后項，又要有足夠數(shù)目的自由度。［7］本文對滯后階數(shù)分別從1到4進(jìn)行選取分析，對兩變量的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表2。

從表2可以看出，在5%顯著性水平上，當(dāng)滯后階數(shù)為1和2時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，但經(jīng)濟(jì)增長對促進(jìn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用并不顯著；當(dāng)滯后階數(shù)為3和4時，經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的Granger原因，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)的作用并不顯著。這證實了短期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)增長又為增加農(nóng)業(yè)財政支出、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新等提供了有利條件，因而從長期來看，又促進(jìn)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)方法是分析當(dāng)一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。下面建立兩變量的VAR(3)模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，見圖3、圖4，圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年度)，縱軸表示增長率的變化，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

從圖3可以看出，給實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長率一個百分點的沖擊，對經(jīng)濟(jì)增長有正的影響，在前3年內(nèi)迅速上升，至第3年達(dá)到最高點，使得經(jīng)濟(jì)增長率約為0.03%，可以看出這一沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。從圖4可以看出，給經(jīng)濟(jì)增長率一個百分點的沖擊，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有正的影響，在前期小幅波動之后至第6年達(dá)到最高點，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長率約為0.017%，可以看出這一沖擊同樣具有顯著的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)。

(六)方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。下面建立兩變量的VAR(3)模型，應(yīng)用方差分解法對兩變量的不同預(yù)測期限的預(yù)測誤差的方差進(jìn)行分解，見圖5、圖6，各圖中橫軸表示滯后期間數(shù)(單位：年度)，縱軸表示貢獻(xiàn)率(單位：百分?jǐn)?shù))。

從圖5可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較顯著，在初期就占達(dá)36%，且呈逐年上升趨勢，到第6期達(dá)到60%，之后影響稍微降低，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)無論是在短期和還是在長期對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)都是非常大的。

從圖6可以看出，在前期經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)率較低，但呈逐年增大趨勢，從第5年之后達(dá)10%以上，這表明經(jīng)濟(jì)增長在長期對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有著重要的貢獻(xiàn)。

四、結(jié)論

本文運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法進(jìn)行研究，得出以下結(jié)論：

1．通過非平穩(wěn)序列的單位根檢驗證實，時間序列Y和X均是1階單整序列，即Y～I(xiàn)(1)，X～I(xiàn)(1)。通過協(xié)整分析表明，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用相當(dāng)大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長2.12%。

2．Granger因果關(guān)系檢驗表明，短期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長具有短期效應(yīng)；長期內(nèi)，我國經(jīng)濟(jì)增長是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的Granger原因，經(jīng)濟(jì)增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有長期促進(jìn)作用。

3．誤差修正模型(ECM)表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短期變化對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正效應(yīng)，并且每年經(jīng)濟(jì)增長的實際值與長期均衡值的差距約有8%得到糾正或清除。經(jīng)濟(jì)增長在受到干擾后以較快的速度調(diào)整到它的長期成長途徑上。

4．脈沖響應(yīng)函數(shù)分析表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的某一沖擊會給經(jīng)濟(jì)增長帶來同向沖擊，這一沖擊具有顯著的促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)增長的某一沖擊對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也一直保持同向影響。方差分解的結(jié)果進(jìn)一步表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較顯著，達(dá)36%-60%。經(jīng)濟(jì)增長在長期對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也有著重要的影響。

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