面板AVR模型視角下我國農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的關系

趙永良

北京交通大學中國產(chǎn)業(yè)安全研究中心博士后科研工作站,北京 100044

世界上文明古國都是河源區(qū)域發(fā)展起來，除了一些河流特殊的條件之外，更重要的是在遠古時代只有靠近河流才能生長出植物和農(nóng)作物，才能具備適合生存在條件之一。因此在古代社會甚至現(xiàn)代社會，農(nóng)業(yè)用水對于無論是對于國家還是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)者都是非常重要的。農(nóng)業(yè)用水對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展就如石油對于工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展一樣，都是起著決定性和制約性的作用，唯一不同的是農(nóng)業(yè)用水如果國家加強宏觀調(diào)控，是可以回收利用一部分。國家或者當?shù)卣畬τ谵r(nóng)業(yè)用水的宏觀調(diào)控不僅是對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的調(diào)控，更是對農(nóng)業(yè)人口或者整個社會安穩(wěn)定的調(diào)控，因此研究農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟有著重要的意義。目前研究農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟主要從兩個方面進行研究，一是宏觀的角度，研究如何站在政府的角度去考慮在全國范圍之內(nèi)進行水資源的調(diào)控，“南水北調(diào)工程”就是國家基于宏觀的角度考慮農(nóng)業(yè)用水，二是進行單一區(qū)域考慮農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的微觀經(jīng)濟聯(lián)系。單一微觀經(jīng)濟聯(lián)系分析內(nèi)有農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的脫鉤性分析和農(nóng)業(yè)用水對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的阻力增長分析等，通過這些研究最終本文認為農(nóng)業(yè)用水對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟起著重要的作用，學者站在微觀經(jīng)濟學的角度去研究農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的關系最根本的目的就是期望尋找兩者的量化關系，既滿足農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的需要也不浪費有限的水資源。

1 面板數(shù)據(jù)下AVR模型

1.1 模型的建立

本文主要是利用面板數(shù)據(jù)和AVR模型進行分析農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間關系。面板數(shù)據(jù)的定義是因變量和同時和兩個自變量之間的存在相應的關系，這種形式上關系也就平行關系[1]。本文所采用是面板數(shù)據(jù)的因變量是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，自變量是不同的區(qū)域及其對應的年代。面板數(shù)據(jù)的具體表示形式是：N表示的是研究數(shù)據(jù)中的其中一個自變量的內(nèi)部含有的總個數(shù)；T表示研究的時間總數(shù)。

yi(i=1,2,3…N)表示在T在某一個固定值的情況下，平行截面上的N隨機變量。yt(t=1,2,3…T)表示在i不變的情況下，與平行截面相對應的一面關于時間的序列。面板數(shù)據(jù)的分類具體如公式：

公式（2）表示的是不變系數(shù)模型，同時沒有特殊個體影響。這種模型對應的含義是在橫界面和縱向界面不存在相應的異常個體，這種模型就是普通的回歸模型。

公式（3）表示的是變截距模型，有特殊個體影響。

公式（4）表示的是變系數(shù)模型，表明該因變量存在著兩個緯度影響個體存在。

公式（5）是本文所采用的不變系數(shù)模型，其中i和t分別代表省份和年代，yi,t農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長，xit表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所使用的水量。ai表示的是不變系數(shù)，bi表示系數(shù)向量，uit是相互獨立的正態(tài)分布的誤差項[2]。

1.2 面板數(shù)據(jù)的收集

由于我國地域遼闊，相同一些省份在農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展上存在相似的關系，因此本文就按照地域上進行劃分，將24個省份劃分為3個地區(qū)，中部，西部，東部地區(qū)。表1是個地區(qū)農(nóng)業(yè)用水情況統(tǒng)計總和。表2是個地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展凈利潤。數(shù)據(jù)源于各省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展辦公室數(shù)據(jù)庫。

表1 三地區(qū)農(nóng)業(yè)用水情況統(tǒng)計總和/億立方）Table 1 Statistics of agricultural water use in three districts/Million cubic meters

表2 三地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟凈值/萬億元）Table 2 Net agricultural economic value in three districts/trillion yuan

2 結(jié)果分析

本文是是將全國24個省份按照地域劃分為三個區(qū)域，研究農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)用水之間的關系。具體有以下內(nèi)容：（1）單位根檢驗，其目的就是檢驗面板數(shù)據(jù)否是平穩(wěn)時間序列，存在著單位根是序列就是非平穩(wěn)時間序列，是協(xié)整檢驗的先決條件。（2）協(xié)整檢驗，在單位根檢驗之后該時間序列是平穩(wěn)序列之后進行協(xié)整檢驗，目的是檢驗農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間是否存在長期線性平衡關系。（3）在前期檢驗數(shù)據(jù)之后，再定量分析農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間的關系。

2.1 單位根檢驗

單位根檢驗的緣由是為了避免關于農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的時間和經(jīng)濟收益序列的面板數(shù)據(jù)中出現(xiàn)單位根，從而發(fā)生了偽回歸的現(xiàn)象。目前關于單位根的檢驗方法可選擇性很多，本文采用ADF檢驗法。

公式（6）是ADF檢驗法公式。T代表是時間。如果a1顯著小于0，那么零單位根的假設就不成立，被拒絕。

公式（7）對應就是PP方法檢測單位根。PP檢測主要是一種非參數(shù)檢驗法，應用維納過程統(tǒng)計漸變過程的，當擾動項非獨立時，需要調(diào)整統(tǒng)計參考量，直至該參數(shù)獨立于該分布為止。如果檢驗法得到的結(jié)果是零單位根的假設成立，那么上述農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間關于時間和經(jīng)濟之間的面板數(shù)據(jù)是平穩(wěn)數(shù)據(jù)[3]。下3是本文進行檢驗的數(shù)據(jù)結(jié)果。傳統(tǒng)的DF檢驗方法不能保證白噪聲white noise)的出現(xiàn)，因此需要進行相應的變更，形成ADF檢驗模式。根據(jù)本文面板數(shù)據(jù)數(shù)量，本文對最大滯后階取值為3。

表3 農(nóng)業(yè)用水與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟面板數(shù)據(jù)單位根檢驗Table 3 Unit root test on panel data of agricultural water and agricultural economy

PA-農(nóng)業(yè)經(jīng)濟總量，WA–農(nóng)業(yè)用水量總量，為了進行數(shù)據(jù)的研究，分別對該數(shù)據(jù)進行特殊處理，分別記為：Ln PA,Ln WA；Ln PA表示農(nóng)業(yè)經(jīng)濟總量數(shù)值，Ln WA表示農(nóng)業(yè)用水總量數(shù)值。*、**和***分別代表在顯著水平1%、5%、10%上通過檢驗，下同。

通過上表3，本文看出三個區(qū)域的Ln PA和Ln WA在1%、5%，10%是那個顯著水平上均不存在對原假設的認可，對應的含義就是零單位根的假設成立，該面板數(shù)據(jù)原是數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，因此可以進行協(xié)整性驗證。上表的后半部分是針對該面板數(shù)據(jù)的一階差分值進行檢驗，結(jié)果都是不平穩(wěn)的，說明該一階數(shù)值存在單位根[4]。

2.2 協(xié)整性驗證

由于前文已經(jīng)驗證，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)用水數(shù)值之間不存在單位根，因此可在面板AVR模型下的協(xié)整性檢驗。檢驗協(xié)整性的方法有多種，本文采用Padroni檢驗。Padroni檢驗主要是包括了對截面時間序列協(xié)整檢驗統(tǒng)計量的平均檢驗和按項目平均使得極限分布是基于分子項的極限和分母項的極限檢驗。

本文根據(jù)上述的面板數(shù)據(jù)進行檢驗農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間是否存在長期的平衡關系。下表4是面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果。

表4 面板協(xié)整檢驗結(jié)果Table 4 Panel cointegration test result

根據(jù)上表，可以看出：三個區(qū)域的統(tǒng)計面板協(xié)整檢驗均在不同程度的顯著水平上通過顯著性檢驗，Ln PA,和Ln WA存在長期面板協(xié)整關系，因此可以認為農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間存在著長期的促進關系。

2.3 面板VAR估計

要確定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間的關系，就要確定面距。面距的確定原則是：依照每一年農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟產(chǎn)值對應的數(shù)值去平均值，然后每組數(shù)據(jù)都減去該平均值，這樣能去除時間效應好固定效應，具體見表5。

表5 面板VAR模型GMM結(jié)果Table 5 Panel VAR model GMM results

通過上表可以看出：三個區(qū)域的農(nóng)業(yè)用水量都是正數(shù)，而且在上文中都又通過了檢驗，因此顯著性的檢驗，因此本文認為農(nóng)業(yè)用水對于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟短期內(nèi)和長期內(nèi)都是能夠產(chǎn)生正向作用的，這個體現(xiàn)出農(nóng)業(yè)的發(fā)展離不開水資源的基本特征。但是每個區(qū)域的農(nóng)業(yè)用水和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟之間存在的關系又是不同的。隨著Ln(-1)到Ln（-3）增大，三個區(qū)域?qū)r(nóng)業(yè)用水量的回歸系數(shù)也是在小范圍內(nèi)增加。西部地區(qū)的短時間內(nèi)的回歸系數(shù)最大，但是長期的內(nèi)系數(shù)卻是變化不大，這說明西部地區(qū)比較的缺水，短時間內(nèi)的大量增加水資源會大幅度增加農(nóng)業(yè)經(jīng)濟總量，但是長時間內(nèi)由于總的特殊地理環(huán)境對于農(nóng)業(yè)用水的量反而影響不大。東部地區(qū)的回歸系數(shù)相對比較小，主要是因為目前東部地區(qū)本來雨量充足，國家調(diào)配的水資源就相對比較少[5]。

三個那個區(qū)域?qū)腖n(-1)均是正數(shù)，說明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和農(nóng)業(yè)用水是正相關的關系，對應的含義是三個區(qū)域?qū)霓r(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長基本是依靠水資源來提高的，但是這種增長不是長久之計，因為根據(jù)邊際效應原則，當?shù)揭欢ǔ潭戎?，農(nóng)業(yè)用水對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的增加的邊際效應會降低，因此存在浪費水資源的行為。

3 結(jié)論和建議

本文將24個省份分成3個區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，然后建立AVR模型進行分析。根據(jù)試驗分析結(jié)果本文得出以下結(jié)論和建議。

（1）三個區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長和農(nóng)業(yè)用水均存在正相關的關系，但是每個區(qū)域農(nóng)業(yè)用水的邊際效果也是不同。因此如果進行宏觀調(diào)控，應該在保證每個區(qū)域的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的穩(wěn)定的前提下有組織的調(diào)配水資源，把水資源調(diào)配到邊際效果大的農(nóng)業(yè)區(qū)域；

（2）每個區(qū)域?qū)霓r(nóng)業(yè)經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)用水的敏感程不同。具體為：東部地區(qū)由于相對比較發(fā)達，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟對農(nóng)業(yè)用水的依賴程度會比其他兩個區(qū)域小一點，而且東部地區(qū)由于自然雨量的充足，因此對于可調(diào)配的水資源依賴較小；

（3）東西部的地理環(huán)境不同，經(jīng)濟發(fā)展不同，建議國家在進行宏觀調(diào)控的時候，因地制宜合理分配可調(diào)配的農(nóng)業(yè)用水資源。

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