中國財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長互動關(guān)系的實(shí)證研究

李 平，張俊飚

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

中國財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長互動關(guān)系的實(shí)證研究

李 平1,2，張俊飚1,2

（1.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 武漢 430070；2.華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070）

利用中國1990—2009年的數(shù)據(jù)，采取序列平穩(wěn)檢驗(yàn)、協(xié)整分析方法、誤差修正模型及其格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等計量技術(shù)，考察財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系。結(jié)果表明，財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間存在協(xié)整關(guān)系，且格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果還證實(shí)了兩變量間的雙向互動關(guān)系；林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期變動受財政科技投入短期變動的影響不明顯，而短期內(nèi)財政科技投入變動受林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期變動的影響則較大，長期來看，財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長相互間有顯著促進(jìn)作用；當(dāng)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡時，將以12.03%的力度調(diào)整至均衡狀態(tài)，而財政科技投入偏離長期均衡時，系統(tǒng)因素不能使偏差回到長期均衡狀態(tài)，需借助外力調(diào)整。保持林業(yè)扶持政策的穩(wěn)定性，加快林業(yè)產(chǎn)業(yè)物質(zhì)、人力資本積累，強(qiáng)化科技投入的政策引導(dǎo)是保持財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長良性互動發(fā)展的有效途徑。

林業(yè)科技投入；林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；協(xié)整關(guān)系；誤差修正模型；格蘭杰因果

林業(yè)是一項十分重要的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，在促進(jìn)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展、生態(tài)文明建設(shè)上的作用無法替代。新時期我國面臨著保持林業(yè)產(chǎn)業(yè)與環(huán)境建設(shè)協(xié)調(diào)健康發(fā)展的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)，迫切需要現(xiàn)代林業(yè)發(fā)展方式轉(zhuǎn)向依靠科技進(jìn)步的軌道上來。目前從中央到地方，為加快現(xiàn)代林業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，均給予了林業(yè)科技投資更多的支持，僅2009年林業(yè)科技推廣示范項目就新增中央財政投入2.4億元，比2008年增長500%；林業(yè)公益性行業(yè)專項經(jīng)費(fèi)14069萬元，比2008年增長16%［1］。然而，并不樂觀的現(xiàn)實(shí)情況是我國林業(yè)科技創(chuàng)新能力和整體水平與世界林業(yè)發(fā)達(dá)國家相比仍存在較大差距，科技進(jìn)步對林業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)率目前僅為39.1%［2］。我國財政科技投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的作用究竟如何呢？林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對財政科技投入又有何影響呢？諸如此類的問題，引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注［3-5］，但就兩者間互動關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)尚不多見，因此本文就財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間的互動關(guān)系進(jìn)行了探索。

利用我國1990—2009年財政（林業(yè)）科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的序列數(shù)據(jù)對此領(lǐng)域進(jìn)行拓展研究將豐富已有文獻(xiàn)，也能為我國有關(guān)部門進(jìn)行林業(yè)科技投資等方面的決策提供支持。

1 研究指標(biāo)與數(shù)據(jù)來源

本文利用我國1990—2009年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整的實(shí)證分析方法，利用EG兩步法檢驗(yàn)財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的長期協(xié)整關(guān)系，隨后再利用誤差修正模型考察財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的長期均衡是否存在短期修正效應(yīng)，最后對兩變量做了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。本文主要選取以下指標(biāo)：

（1）林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長（FGDP）。該變量選擇全國農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值中的林業(yè)總產(chǎn)值作為替代變量（單位：億元）。林業(yè)總產(chǎn)值作為核算林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，雖然存在一定的局限性，如統(tǒng)計中無法涵蓋林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長帶來的環(huán)境問題及林業(yè)科技投入的外溢效益等，但在易操作性及數(shù)據(jù)獲取上較綠色GDP、HDI等有一定優(yōu)勢。另外，為剔除價格波動的影響，根據(jù)全國農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值指數(shù)中的林業(yè)產(chǎn)值指數(shù)將當(dāng)年FGDP調(diào)整為以1990年為基期的實(shí)際FGDP。林業(yè)總產(chǎn)值及產(chǎn)值指數(shù)數(shù)據(jù)分別來源于 《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》（1991—2010）。圖1為我國1990—2009年林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長時間序列。

（2）財政（林業(yè)）科技投入（CAP）。該變量應(yīng)選擇國家財政林業(yè)科技投入指標(biāo)，但目前國家未就該指標(biāo)進(jìn)行分項統(tǒng)計，另外2007年前國家曾就財政農(nóng)業(yè)科技三項費(fèi)用作過專門統(tǒng)計，但該統(tǒng)計指標(biāo)為大農(nóng)業(yè)（財政）科技費(fèi)用統(tǒng)計口徑，其也未再細(xì)分為農(nóng)業(yè)、林業(yè)、牧漁業(yè)等，因此不能反映國家財政用于林業(yè)科技的情況。為此，本文在尋找財政（林業(yè)）科技投入的替代指標(biāo)時，基于自己的研究目的及數(shù)據(jù)可得性、連續(xù)性選擇了林業(yè)行業(yè)研究與開發(fā)科技活動經(jīng)費(fèi)籌集中的政府投入部分（單位：萬元，實(shí)際上該經(jīng)費(fèi)籌集來源渠道包括政府資金、企業(yè)資金、金融機(jī)構(gòu)貸款三部分，為體現(xiàn)林業(yè)科技投入的“財政性”，選取了政府資金部分來衡量）作為研究指標(biāo)，并將其按照歷年的居民消費(fèi)價格指數(shù)折合為1990年不變價格?！柏斦謽I(yè)）科技投入”與居民消費(fèi)價格指數(shù)數(shù)據(jù)分別來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》（1991—2010）和《中國統(tǒng)計年鑒》。圖2為我國財政（林業(yè)）科技投入時間序列（由于2010年《中國科技統(tǒng)計年鑒》未將“研究與開發(fā)機(jī)構(gòu)科技活動經(jīng)費(fèi)籌集按服務(wù)行業(yè)分”指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計，然為保證數(shù)據(jù)的連貫性，研究中2009年“財政科技投入”數(shù)據(jù)基于1990—2008年年鑒數(shù)據(jù)采用ARIMA模型預(yù)測得到。）。

2 實(shí)證結(jié)果

圖1 1990—2009年林業(yè)總產(chǎn)值

圖2 1990—2009年財政（林業(yè)）科技投入

2.1 序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與財政科技投入的協(xié)整關(guān)系之前,首先用ADF單位根檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量時間序列的單整階數(shù)，再就林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與財政科技投入間協(xié)整關(guān)系的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)（見表1）。

由表1可以看出，時間序列FGDP、CAP經(jīng)過二階差分后表現(xiàn)平穩(wěn)，所以均為二階單整序列。

2.2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)得知時間序列FGDP、CAP是非平穩(wěn)的二階單整序列，這將導(dǎo)致在對財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長兩變量時間序列進(jìn)行回歸分析時，可能會產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象，使得回歸結(jié)果無法給出合理解釋。因此對FGDP、CAP兩二階單整時間序列進(jìn)行回歸分析前，有必要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

本文在檢驗(yàn)財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間的協(xié)整關(guān)系時采用了Engle和Grange提出EG兩步檢驗(yàn)法。第一步建立因變量為林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長，自變量為財政科技投入的協(xié)整回歸方程為：

（1）式系數(shù)統(tǒng)計量顯著性水平均在1%水平以下，表明系數(shù)顯著的異于0；方程的F統(tǒng)計量高達(dá)495.32，模型的R2也高達(dá)0.9649；此外，通過LM統(tǒng)計量檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)回歸方程的殘差序列不存在序列相關(guān)性，Obs*R-squared=2.877448，顯然 2.877448＜7.81（0.05水平上的臨界值），故表明本模型方程能通過0.05顯著水平下的序列相關(guān)性檢驗(yàn)假設(shè)，可認(rèn)為不存在序列相關(guān)現(xiàn)象，LM檢驗(yàn)結(jié)果見表2。為此，綜合判定回歸方程形式選擇較合理。

表2 殘差序列的LM檢驗(yàn)

利用OLS方法，生成的殘差序列ε為：

對殘差序列ε進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

殘差序列ε在1%置信水平下通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此斷定:FGDP與CAP之間存在協(xié)整關(guān)系，即林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與財政科技投入間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證明我國林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與財政科技投入間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。為了考察兩變量之間的短期動態(tài)關(guān)系，最常用的ECM模型估計方法是EG兩步法，用ΔFGDP和ΔCAP分別表示FGDP和CAP的一階差分序列。先定義ECM，以FGDP為因變量，CAP為自變量，進(jìn)行最小二乘回歸，乘（1）式得到回歸系數(shù)0.095，則誤差修正項定義為：

承上，再利用EVIEWS 6.0軟件OLS方法估計得到如下的誤差修正模型：

其中，R2=0.75，F(xiàn)=22.51，Log likelihood=-116.87 LM（2）=2.14

表1 時間序列FGDP、CAP的ADF單位根檢驗(yàn)

表3 殘差項ε的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

式（4）誤差修正項系數(shù)t統(tǒng)計量在5%水平上顯著，模型F統(tǒng)計量顯著，LM檢驗(yàn)也表明ECM模型殘差序列不存在自相關(guān)，模型整體效果比較好。

上式說明短期林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的變動主要受到了前一時期非均衡程度的影響，而受到財政科技投入短期變動的影響不明顯（系數(shù)值為負(fù)，且未通過顯著性檢驗(yàn)），這可能與科技投入作用發(fā)揮的延后性及林業(yè)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)周期性較長有關(guān)；長期來看，財政科技投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長有著顯著的正向影響，說明財政（林業(yè)）科技投入有力促進(jìn)了林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；另從系數(shù)估計值（-0.1203）來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以12.03%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回至均衡狀態(tài)。

當(dāng)考察因變量為財政科技投入的ECM模型，采用了直接估計的方法，得到如下回歸方程：

其中，R2=0.31，F(xiàn)=3.38，Log likelihood=-174.293 LM（2）=3.07

式5中ΔFGDP系數(shù)t統(tǒng)計量在5%水平上顯著，模型F統(tǒng)計量顯著，LM檢驗(yàn)也表明ECM模型殘差序列不存在自相關(guān)，模型整體效果比較好。

上式說明財政科技投入的短期變動受到林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期變動的影響較大 （系數(shù)值為正，且通過5%置信水平顯著檢驗(yàn)）；長期來看，林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長對財政科技投入也有著顯著的正向影響，說明隨著林業(yè)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展壯大，林業(yè)產(chǎn)業(yè)人力資本、物質(zhì)資本等積累也隨之增加，相應(yīng)地林業(yè)產(chǎn)業(yè)得到的科技投入也將有所增長；從誤差修正項系數(shù)估計值0.173（t統(tǒng)計為0.53，未通過顯著性檢驗(yàn)）來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)因素不能使偏差回到長期均衡狀態(tài)，此時需要借助外力予以調(diào)整，因此對財政科技投入力度與投向上進(jìn)行一定的政策引導(dǎo)被認(rèn)為是必要的。

2.4 Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量的方程中。表4是財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的Grange因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。

檢驗(yàn)結(jié)果表明：在滯后1階時，在5%的置信水平下能夠拒絕原假設(shè)“FGDP不是CAP的Grange原因”，在滯后5階時，原假設(shè)也能夠在5%的顯著性水平下被拒絕；另外，滯后1階時，在10%的置信水平下能夠拒絕原假設(shè)“CAP不是FGDP的Grange原因”，在滯后4階時，原假設(shè)也能夠在10%顯著性水平下被拒絕。因此格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間存在著雙向互動的因果關(guān)系。

2.5 討論

表4 FGDP與CAP的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

綜合來看，序列數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)證實(shí)了財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，且Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果還證實(shí)了兩變量間的雙向格蘭杰因果聯(lián)系；林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期變動受財政科技投入短期變動的影響不明顯，而財政科技投入短期變動受林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期變動的影響則較大，可能的原因在于財政科技投入效應(yīng)的發(fā)揮具有一定的延后性，另外林業(yè)生產(chǎn)具有較長的周期性，因此短期內(nèi)財政科技投入的變動對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展作用效果并不明顯，需要較長時間才能發(fā)揮財政科技投入對產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用，而受益于林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境的優(yōu)化，產(chǎn)業(yè)資本及人力資源儲備相對變得充裕，再加之社會各界對三農(nóng)問題的持續(xù)關(guān)注，國家逐年加大了對林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的調(diào)控，相關(guān)扶持政策的執(zhí)行可以說起到了立竿見影的效果，年度間國家財政對林業(yè)科技投入就呈現(xiàn)出明顯的上升態(tài)勢；當(dāng)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡時，將以12.03%的力度調(diào)整至均衡狀態(tài)，而財政科技投入偏離長期均衡時，系統(tǒng)因素不能使偏差回到長期均衡狀態(tài)，需借助外力調(diào)整，可能的原因在于，林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對于財政科技投入來說穩(wěn)定性更強(qiáng)，其中林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特性決定其受外力影響在短期內(nèi)發(fā)生劇烈波動的可能性較小，其自身有趨向穩(wěn)定的內(nèi)部調(diào)整機(jī)制，而基于中央較強(qiáng)的宏觀調(diào)控能力，使得財政科技投入政策短期內(nèi)能進(jìn)行大幅度調(diào)整，從而呈現(xiàn)波動態(tài)勢，此時需要外部力量加以積極引導(dǎo)，最終促成財政科技投入與林業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的長期協(xié)調(diào)。

3 簡要結(jié)論與啟示

科技是產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心要素，要加快實(shí)現(xiàn)林業(yè)現(xiàn)代化必須依靠林業(yè)科技的強(qiáng)力支撐。現(xiàn)階段，我國公共財政對林業(yè)科技投入逐步加大，然而林業(yè)科技進(jìn)步對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度依然處于較低水平。本文運(yùn)用我國1990—2009年20年的時序數(shù)據(jù)，采用協(xié)整的實(shí)證分析方法，利用EG兩步法檢驗(yàn)財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的長期協(xié)整關(guān)系，隨后再利用誤差修正模型考察了財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長之間的短期動態(tài)關(guān)系，最后對兩變量做了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。得出以下結(jié)論:①我國財政（林業(yè)）科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長序列都是二階單整序列；②財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系；③誤差修正模型結(jié)果顯示：受制于科技投入作用發(fā)揮的延后性及林業(yè)產(chǎn)品較長的生長周期，短期下林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的變動受到財政科技投入短期變動的影響不明顯，而短期財政科技投入的變動受到林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長短期變動的影響則較大；長期來看，財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長間相互促進(jìn)，作用明顯；當(dāng)林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長偏離長期均衡時，將以12.03%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回至均衡狀態(tài)，而財政科技投入偏離長期均衡時，系統(tǒng)因素不能使偏差回到長期均衡狀態(tài)，此時需要借助外力予以調(diào)整，因此一定的外部政策干預(yù)被認(rèn)為是必要的。

上述實(shí)證結(jié)論驗(yàn)證了科技投入與經(jīng)濟(jì)增長雙向互動的長期均衡關(guān)系在林業(yè)產(chǎn)業(yè)上是存在的，因此公共財政應(yīng)該繼續(xù)加大林業(yè)科技投入，逐步提高科技在林業(yè)產(chǎn)業(yè)增長中的貢獻(xiàn)率。然而林業(yè)產(chǎn)業(yè)有著林木產(chǎn)品生長周期長、外部性強(qiáng)等特點(diǎn)，再加上林業(yè)科技投入作用發(fā)揮有一定的滯后性，因此為保證財政科技投入與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的良性互動，首先有關(guān)林業(yè)扶持政策要穩(wěn)定，尤其是林業(yè)科技經(jīng)費(fèi)投入機(jī)制要保持穩(wěn)定，宏觀上避免投入政策的大幅起落；其次要繼續(xù)開拓林業(yè)產(chǎn)業(yè)，逐步協(xié)調(diào)第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)，并進(jìn)一步延伸林業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈條，為林業(yè)科技投入提供必要的物質(zhì)和人力資本儲備；第三當(dāng)財政科技投入與長期林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)不協(xié)調(diào)時，需要加強(qiáng)政策引導(dǎo)，將林業(yè)科技投入重新拉回到著力提升林業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力的良性軌道上來。

［1］國家林業(yè)局.2010中國林業(yè)發(fā)展報告（摘要）［N］.中國綠色時報，2010-10-14（03）.

［2］顧仲陽.用綠色譜寫的壯麗詩篇［N］.人民日報，2010-01-20（06）.

［3］陳秋華，余建輝.福建林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變研究（三）［J］.林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，1998，（2）：17-20.

［4］魏遠(yuǎn)竹，張春霞.科技成果轉(zhuǎn)化與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變［J］.林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題（雙月刊），2000，20（3）：156-159.

［5］吳成亮，林方杉.福建省林業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測算與對策［J］.林業(yè)經(jīng)濟(jì)問題（雙月刊），2007，27（5）：416-419.

Empirical Study on Interactive Relationship between Fiscal Expenditure on Forestry S&T and Forestry Economic Growth in China

Li Ping1，2，Zhang Junbiao1，2
（1.Hubei Center for Rural Development Research of HZAU，Wuhan 430070，China；2.College of Economics and Management,Huazhong Agricultural University，Wuhan 430070，China）

Using the date from 1990 to 2009,we explored interactive relationship between fiscal expenditure on S&T and forestry economic growth.Empirical results show that:Fiscal expenditure on S&T and forestry economic growth exsit co-integration relationship,interactive relationship between variables also confirmed by Granger causality test result;Forestry economic growth’s short-term changes had been affected little by fiscal expenditure on S&T short-term changes,but fiscal expenditure on S&T’s shortterm changes had been affected obviously by forestry economic growth；In the long run,the influence between fiscal expenditure on S&T and forestry economic growth is positive significant;When deviate from long-term equilibrium,forestry economic growth can with 12.03%strength adjust to equilibrium,while system factor can’t make fiscal expenditure on S&T adjust to long-term equilibrium from deviation,when need by external force adjustments.Maintaining the stability of the forestry support policy,accelerating accumulation of material and human capital,strengthening forestry S&T investment guide are considered effective on the long-term.

fiscal expenditure on forestry S&T;forestry economic growth;co-integration test;error correction model;granger causality test

國家社科基金（07BJY043），農(nóng)業(yè)部948專項（2011-Z067），農(nóng)業(yè)部948計劃資助項目（2008-Z14-01），國家現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系專項經(jīng)費(fèi)（CARS-024）。

2011-04-15

李平（1985-），男，湖北潛江人，博士研究生；研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)。

F062.4

A

（責(zé)任編輯 遲鳳玲）