基于協(xié)整和Granger因果分析的中國(guó)糧食生產(chǎn)研究

□趙黎明 張亞蘭 王 忠 [天津大學(xué) 天津 300072]

基于協(xié)整和Granger因果分析的中國(guó)糧食生產(chǎn)研究

□趙黎明 張亞蘭 王 忠 [天津大學(xué) 天津 300072]

本文以1978～2007年為樣本，對(duì)我國(guó)糧食總產(chǎn)量和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值以及農(nóng)村居民家庭人均純收入進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：在樣本期內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增加不僅不會(huì)影響糧食總量安全，相反對(duì)糧食總產(chǎn)量的增加產(chǎn)生積極的促進(jìn)作用；糧食總產(chǎn)量的增加并不會(huì)帶來(lái)農(nóng)村居民家庭人均純收入的增加。基于研究結(jié)果得到幾點(diǎn)重要啟示，希望能對(duì)我國(guó)糧食生產(chǎn)和糧食總量安全保障提供現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)。

糧食總產(chǎn)量; 協(xié)整關(guān)系; Granger檢驗(yàn)

引言

糧食總產(chǎn)量是從根本上保證我國(guó)糧食總量安全的核心要素，隨著耕地面積的不斷減少以及人口的增加，糧食產(chǎn)量的增加面臨越來(lái)越大的挑戰(zhàn)。因此，我國(guó)糧食總產(chǎn)量的影響因素一直受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。目前，關(guān)于我國(guó)糧食產(chǎn)量影響因素的研究主要集中在生產(chǎn)性因素和政策性因素等方面。關(guān)于生產(chǎn)性因素的研究較多，主要從農(nóng)業(yè)科技、耕地面積、勞動(dòng)力投入和生產(chǎn)資料投入、農(nóng)業(yè)推廣項(xiàng)目等方面對(duì)糧食總產(chǎn)量的影響進(jìn)行定性和定量的研究[1～5]。肖國(guó)安論述了糧食直補(bǔ)政策對(duì)平抑糧食產(chǎn)量波動(dòng)的作用[6]。很少有學(xué)者從經(jīng)濟(jì)因素和市場(chǎng)因素的角度對(duì)我國(guó)糧食總產(chǎn)量的影響進(jìn)行研究，本文通過(guò)研究我國(guó)糧食總產(chǎn)量波動(dòng)與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)村居民收入等經(jīng)濟(jì)因素之間的協(xié)整關(guān)系與Granger因果關(guān)系，以分析除勞動(dòng)力、資本以及科技等顯性因素外的其他隱性因素對(duì)糧食總產(chǎn)量的影響，為研究糧食總量預(yù)測(cè)和糧食安全保障提供科學(xué)的決策依據(jù)。

一、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文采用的數(shù)據(jù)均來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，時(shí)間序列選取1978～2007年，在考慮數(shù)據(jù)的可獲得性的同時(shí)充分考慮了改革開放因素對(duì)研究的影響。采用的變量為：糧食總產(chǎn)量、GDP1和農(nóng)村居民家庭人均純收入，分別用Y、X1和X2表示。由于統(tǒng)計(jì)資料中的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)均為名義數(shù)據(jù)，沒有考慮物價(jià)水平的變化，為了真實(shí)的反映變量之間的定量關(guān)系，本文以1978年為基期，以各年的數(shù)據(jù)除以當(dāng)年的物價(jià)指數(shù)，以消除價(jià)格水平對(duì)研究的影響。此外，為了消除異方差，使模型中盡可能出現(xiàn)I（1）變量序列，本文對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。變量為lnY、lnX1、lnX2，一階差分變量為D(lnY)、D(lnX1)、D(lnX2),如圖1和圖2所示。由圖1和圖2可以看出：lnY、lnX1和lnX2均表現(xiàn)出非平穩(wěn)性的特征，并且具有共同的上揚(yáng)趨勢(shì)，一階序列圖顯示出平穩(wěn)性的特征，并且具有類似的變化周期。

二、研究方法

本文擬采用Johansen協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和農(nóng)村家庭居民收入與糧食產(chǎn)出之間的關(guān)系進(jìn)行深入研究。研究過(guò)程分為四個(gè)步驟：1) 對(duì)原序列進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)；2) 若序列為一階單整，則進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；3) 如果同階的穩(wěn)定時(shí)間序列向量組合是協(xié)整的，則對(duì)該序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)；4) 對(duì)研究結(jié)果進(jìn)行深入的經(jīng)濟(jì)分析，以期得出一些有實(shí)踐意義的結(jié)論。

圖1 對(duì)數(shù)時(shí)序圖

圖2 一階對(duì)數(shù)時(shí)序圖

三、實(shí)證研究

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的步驟，首先對(duì)lnY、lnX1和lnX2進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。在Eviews5.0的環(huán)境下，選用ADF法對(duì)lnY、lnX1和lnX2及其差分形式進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，依據(jù)AIC準(zhǔn)則選擇滯后期，并通過(guò)觀察相關(guān)數(shù)據(jù)的時(shí)間趨勢(shì)圖來(lái)確定檢驗(yàn)類型。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

由表1可以看出：變量lnY、lnX1和lnX2、在1%和5%兩個(gè)顯著性水平下均存在單位根，D(lnY)和D(lnX1)在1%顯著水平下不存在單位根，D(lnX2)在 5%顯著水平下不存在單位根，均為一階單整時(shí)間序列。因此，lnY、lnX1和lnX2均通過(guò)單位根檢驗(yàn)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

如果單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明所研究的變量為一階單整序列，則可以進(jìn)一步檢驗(yàn)變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系—協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)lnY、lnX1和lnX2進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可以看出：跡統(tǒng)計(jì)量41.5945大于臨界值29.7971，表明“不存在協(xié)整關(guān)系”的假設(shè)不成立，即在95%的置信度下，變量lnY與lnX1和lnX2之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整方程為：

在其他變量不變的情況下，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值每增加1%，糧食總產(chǎn)量提高1.3417%；農(nóng)村居民家庭人均純收入每增加1%，糧食總產(chǎn)量提高?1.0576%。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和糧食總產(chǎn)量存在同向的變動(dòng)關(guān)系，農(nóng)村居民收入和糧食總產(chǎn)量存在反向的變動(dòng)關(guān)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)村居民收入和糧食總產(chǎn)量之間是否存在因果關(guān)系，本文采用Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行深入研究。

（三）Granger因果檢驗(yàn)

協(xié)整方程給出了lnY與lnX1、lnX2之間可能存在的均衡關(guān)系，由于經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列經(jīng)常出現(xiàn)偽相關(guān)的現(xiàn)象，需要進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)以進(jìn)一步確認(rèn)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果和變量之間的因果關(guān)系。Granger認(rèn)為，如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則變量之間至少存在一個(gè)方向的因果關(guān)系[7]。我們?cè)谇懊嬉呀?jīng)確立了lnX1、lnX2與lnY之間的協(xié)整關(guān)系，可以確定lnX1、lnX2和lnY之間可能會(huì)存在因果關(guān)系。Granger檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4所示：

表3 lnX1和lnY Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

表4 lnX2和lnY Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表3和表4可以看出：lnX1在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，lnX2在10%的顯著性水平下接受原假設(shè)，滯后期分別為2和1。即：lnX1是引起lnY變化的Granger原因，lnX2不是引起lnY變化的原因，其中：lnX1對(duì)lnY的解釋能力為0.9180，lnY對(duì)lnX1的解釋能力為0.9195。

四、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

根據(jù)對(duì)1978～2007年市場(chǎng)因素對(duì)我國(guó)糧食總產(chǎn)量波動(dòng)的協(xié)整研究和Granger因果檢驗(yàn)可以得出如下結(jié)論：在樣本區(qū)間內(nèi)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與糧食總產(chǎn)量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值和糧食總產(chǎn)量之間互為Granger因果關(guān)系，滯后期為2；農(nóng)村居民家庭人均純收入與糧食總產(chǎn)量之間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系和因果關(guān)系。

研究結(jié)果表明：自1978年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)體制改革以來(lái)，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并不會(huì)影響對(duì)糧食總產(chǎn)量的增加有一定的促進(jìn)作用。這是因?yàn)檗r(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展水平越高，農(nóng)業(yè)科技和機(jī)械化生產(chǎn)的運(yùn)用會(huì)大幅度的提高畝產(chǎn)，從而對(duì)糧食總產(chǎn)量產(chǎn)生積極的推動(dòng)作用。農(nóng)村居民家庭人均純收入和糧食總產(chǎn)量之間不存在因果關(guān)系，即農(nóng)村居民家庭收入的增加并不會(huì)帶來(lái)糧食總產(chǎn)量的增加。檢驗(yàn)結(jié)果真實(shí)反映了我國(guó)農(nóng)村居民增產(chǎn)不增收的現(xiàn)實(shí)情況，這是由糧食生產(chǎn)的微利甚至負(fù)利特征造成的，糧食增產(chǎn)的同時(shí)會(huì)打壓糧食銷售價(jià)格，從而可能對(duì)農(nóng)民增收產(chǎn)生負(fù)面影響。

（二）啟示

基于我國(guó)糧食總產(chǎn)量的協(xié)整研究得到以下幾點(diǎn)啟示：

1．農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并不會(huì)對(duì)糧食總量安全造成威脅，相反對(duì)糧食總量的增加具有正面的促進(jìn)作用。

2．由于糧食生產(chǎn)具有微利甚至負(fù)利的特征，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)廣泛存在農(nóng)村增產(chǎn)不增收的情況，這在很大程度上會(huì)打擊種糧農(nóng)民的生產(chǎn)積極性。在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，農(nóng)民增收的問(wèn)題不能通過(guò)單純農(nóng)業(yè)生產(chǎn)來(lái)解決，而是要在農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化發(fā)展中尋找出路。

3．在我國(guó)耕地面積持續(xù)減少和農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性不高的情況下，糧食產(chǎn)量的增加必須靠科技投入、改善糧食生產(chǎn)條件以及尋求國(guó)際市場(chǎng)等手段保證糧食總量安全。

4．針對(duì)農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性不高的現(xiàn)實(shí)情況，政府應(yīng)當(dāng)通過(guò)糧食風(fēng)險(xiǎn)基金、糧食生產(chǎn)補(bǔ)貼和糧食庫(kù)存輪換等措施穩(wěn)定糧食市場(chǎng)價(jià)格，盡可能地減少價(jià)格變化農(nóng)民糧食生產(chǎn)積極性造成的負(fù)面影響。

[1] 余呈先.農(nóng)業(yè)科技和糧食產(chǎn)量關(guān)系的實(shí)證分析：1980-2005[J].生態(tài)經(jīng)濟(jì), 2007, (10): 95-98.

[2] 楊劍波. 1978-2003年我國(guó)農(nóng)業(yè)科技投入和糧食產(chǎn)量關(guān)系的計(jì)量分析[J].科技管理研究, 2007, (5): 69-71.

[3] 唐華倉(cāng). 生產(chǎn)要素對(duì)糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)系數(shù)分析[J].生產(chǎn)力研究, 2007, (12): 20-22.

[4] 肖海峰, 王嬌.我國(guó)糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2004, (6): 45-49.

[5] 孫振玉, 孟晨.農(nóng)業(yè)推廣項(xiàng)目的實(shí)施對(duì)中國(guó)糧食增產(chǎn)的作用[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì), 2000, (1): 17-20.

[6] 肖國(guó)安.糧食直接補(bǔ)貼政策的經(jīng)濟(jì)學(xué)解析[J].中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì), 2005, (3): 12-17.

[7] 張憲平, 劉靖宇. 城鎮(zhèn)化發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].生產(chǎn)力研究, 2008, (2): 49-50.

A Study on the Grain production of China Based on Co-intergration and Granger Test

ZHAO Li-ming ZHANG Ya-lan WANG Zhong
(Tianjin University Tianjin 300072 China)

This paper examines the long-term, cause and effect relationship between total grain yield and GDP1 and net income of rural residents by using econometric methodology of time series of unit root test, co-intergration relationship test and Granger cause and effect relationship test. The results of experimental analysis indicate Granger cause and effect relationship between total grain yield and GDP1, and no Granger cause and effect relationship exist between total grain yield and net income of rural residents. Based on the research result, we put forward some suggestions in order to guide to the grain production.

total grain yield; co-intergration relationship; Granger test

F270

A

1008-8105(2010)05-0029-03

編輯 何婧

2010 ? 06 ? 04

趙黎明（1951 ? ）男，天津大學(xué)管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師；張亞蘭（1983 ? ）女，天津大學(xué)管理學(xué)院博士研究生.