基于VAR 模型的特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

劉紅玉，張景川

隴南市憑借區(qū)域優(yōu)勢(shì)形成了各種優(yōu)勢(shì)產(chǎn)區(qū)，有橄欖油產(chǎn)區(qū)、馬鈴薯產(chǎn)區(qū)、花椒產(chǎn)區(qū)、中藥材產(chǎn)區(qū)、蘋果產(chǎn)區(qū)、核桃產(chǎn)區(qū)、大蒜產(chǎn)區(qū)、黑木耳產(chǎn)區(qū)和茶葉產(chǎn)區(qū)等.武都集中發(fā)展花椒、中藥材、油橄欖、核桃等優(yōu)勢(shì)特色產(chǎn)業(yè)，同時(shí)在蔬菜、茶葉等特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)方面也取得了顯著成效；成縣主要以核桃、大蒜、烤煙、中藥材、蔬菜、畜牧等產(chǎn)業(yè)作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；康縣以茶葉、花椒、核桃和黑木耳作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；兩當(dāng)以中藥材作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；徽縣以杜仲、柴胡等200 多種野生藥材作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；禮縣以蘋果、核桃、花椒、中藥材和蔬菜等作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；西和縣以蘋果、核桃、馬鈴薯等作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè).2015 年，全縣特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)值達(dá)14.35 億元；文縣以核桃、草畜、中藥材和蔬菜等作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)；宕昌縣以花椒、油橄欖、中藥材、核桃、馬鈴薯等作為特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，中藥材豐富，種類達(dá)690 種.

本文以隴南地區(qū)一區(qū)八縣為研究對(duì)象，充分分析特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，進(jìn)而構(gòu)建三級(jí)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，結(jié)合賦權(quán)法測(cè)度對(duì)2009—2018 年隴南市統(tǒng)計(jì)年報(bào)數(shù)據(jù)，建立VAR 模型，采用脈沖響應(yīng)和方差分解等方法對(duì)其開展實(shí)證研究，為充分協(xié)調(diào)發(fā)展隴南市縣域特色農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)提供數(shù)據(jù)和研究參考.

1 指標(biāo)體系構(gòu)建

依據(jù)隴南市各縣區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特點(diǎn)、關(guān)系、內(nèi)涵等內(nèi)容，采用三級(jí)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系進(jìn)行合理評(píng)價(jià)［1-2］，以此來研究隴南一區(qū)八縣特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)的影響程度.選取的指標(biāo)如表1 所示.

表1 特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系三級(jí)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

2 VAR 模型的構(gòu)建

VAR 模型是SIMS 在1980 年提出的，把 系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值函數(shù)來構(gòu)造模型，將單變量自回歸模型進(jìn)行推廣，建立了由多元時(shí)間序列變量組成的向量自回歸模型［3-5］.

2.1 VAR 模型

一般VAR 模型為：

其中：yt為內(nèi)生變量，xt為外生變量，p為滯后階數(shù)，T為樣本個(gè)數(shù)，yt-1,…,yt-p為yt的滯后期，A1,…,Ap為常數(shù)矩陣，B為待估系數(shù)矩陣，εt為隨機(jī)擾動(dòng)量.

2.2 單位根檢驗(yàn)

要求采集的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，如果數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，容易導(dǎo)致方程的偽回歸.

ADF 法回歸方程的形式為：

其中：ΔYt為所研究的時(shí)間序列，α為常數(shù)項(xiàng)，Yt-1為時(shí)間趨勢(shì)，ξt為隨機(jī)誤差項(xiàng)，m為滯后階數(shù)，α,η,λ,βi為待估參數(shù).

2.3 協(xié)整檢驗(yàn)

通過協(xié)整檢驗(yàn)，可以判斷模型設(shè)定是否合理，具體步驟如下：

第二步，檢驗(yàn)殘差序列ξt的平穩(wěn)性.跡統(tǒng)計(jì) 量 為n-1，最大特征值統(tǒng)計(jì)量r=0,1,2,…,n-1.

2.4 數(shù)據(jù)來源與處理

選取隴南地區(qū)糧食作物總產(chǎn)量、油料作物總產(chǎn)量、中藥材總產(chǎn)量、油橄欖總產(chǎn)量、蘋果總產(chǎn)量、茶葉總產(chǎn)量、核桃總產(chǎn)量、花椒總產(chǎn)量、大蒜總產(chǎn)量作為縣域特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展?jié)摿Φ暮饬恐笜?biāo)；選取隴南地區(qū)年生產(chǎn)總值、第三產(chǎn)業(yè)實(shí)現(xiàn)增加值、社會(huì)消費(fèi)品零售總額、農(nóng)民人均可支配收入、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、公路里程數(shù)和規(guī)模以上工業(yè)實(shí)現(xiàn)增加值作為縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)均來自于《甘肅年鑒》和隴南市《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》，取樣時(shí)段為2009—2018 年各地縣的相關(guān)數(shù)據(jù)，具體情況如表2和表3 所示.

原始數(shù)據(jù)利用SPSS 22.0 軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)因子分析，并運(yùn)用EViews8.0 軟件進(jìn)行VAR 數(shù)據(jù)模型分析.為了消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，對(duì)選取的自變量與因變量取自然對(duì)數(shù)，分別為lnx,lny，其相應(yīng)的差分序列為Δ lnx，Δ lny，其中x為自變量，y為因變量［5］.

3 實(shí)證結(jié)果檢驗(yàn)及分析

采用自相關(guān)性、單位根檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)和方差分解等方法，在VAR 模型的基礎(chǔ)上，通過方差分解分析各經(jīng)濟(jì)變量的相互影響，進(jìn)而研究隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在的關(guān)系.并對(duì)隴南市特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用進(jìn)行實(shí)證分析.最后，針對(duì)研究結(jié)論，提出對(duì)隴南市農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展有利的合理化建議.

表2 隴南市主要農(nóng)產(chǎn)品平均總產(chǎn)量

表3 隴南市縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)

3.1 自相關(guān)性

自相關(guān)性是指隨機(jī)誤差項(xiàng)的各期望值之間存在著相關(guān)關(guān)系.農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)自相關(guān)圖如圖1 所示.

圖1 隴南市特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系自相關(guān)圖

從圖1 可以看出，AC 表示12 期中各期的自相關(guān)系數(shù)，PAC 表示各期的偏自相關(guān)系數(shù)，圖中的左半部分是自相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)的直方圖，其中虛線表示顯著性為0.05 的置信帶，當(dāng)?shù)赟 期的偏自相關(guān)系數(shù)直方塊超過虛線時(shí)，說明存在S 階自相關(guān)性，由此可知隴南市特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系模型存在一階自相關(guān)性.各階滯后Q 統(tǒng)計(jì)量的P值都小于0.05，在5%顯著性水平下，拒絕原假設(shè)，殘差序列存在序列相關(guān)性.

3.2 單位根檢驗(yàn)

采用單位根檢驗(yàn)ADF 檢驗(yàn)法對(duì)隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各指標(biāo)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示.

從表4 可以看出，在經(jīng)過一階差分后，各指標(biāo)變量都通過了5%顯著性水平的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，二階差分后，所有變量均通過5%臨界值下的檢驗(yàn)，說明各指標(biāo)變量均平穩(wěn).

3.3 VAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)

根據(jù)LogL、LR、FPE、AIC、SC 和HQIC 等相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)對(duì)模型的最優(yōu)滯后階數(shù)的確定，選擇標(biāo)準(zhǔn)如表5 所示.

從表5 可以看出，當(dāng)滯后階數(shù)k為2 時(shí)，所有統(tǒng)計(jì)量在5%的水平上顯著，即LR、FPE、AIC、SC、HQIC 這五個(gè)評(píng)價(jià)統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)則是選擇滯后階數(shù)k為2 的最優(yōu)值，因此，選擇建立滯后階數(shù)為2 的VAR 模型是合理的.

表4 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表5 VAR 模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)

3.4 VAR 模型的確定

采用AIC 和LR 準(zhǔn)則來確定VAR 模型的滯后階數(shù)為2，即建立VAR（2）模型［6］：

3.5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

VAR 模型建立以后，為了模型研究的可行性和研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，對(duì)隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各指標(biāo)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6 所示.

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

從表6 可以看出，在5%顯著性水平下，不能拒絕“ Δ lny不是Δ lnx的格蘭杰原因”的原假設(shè)，即縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是引起特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展?jié)摿ψ儎?dòng)的原因；在5%顯著性水平下，拒絕“ Δ lnx不是Δ lny的格蘭杰原因”的原假設(shè)，即特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展?jié)摿ψ儎?dòng)是縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的原因，特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展能促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)展，為隴南市城鎮(zhèn)人口和城鎮(zhèn)工業(yè)提供農(nóng)副產(chǎn)品，即糧食作物總產(chǎn)量、油料作物總產(chǎn)量、中藥材總產(chǎn)量、油橄欖總產(chǎn)量、蘋果總產(chǎn)量、茶葉總產(chǎn)量、核桃總產(chǎn)量、花椒總產(chǎn)量、大蒜總產(chǎn)量等物質(zhì)保障，從而推動(dòng)生產(chǎn)總值發(fā)展.

3.6 方差分解

方差分解通過測(cè)算隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各指標(biāo)變量中每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量產(chǎn)生變化的貢獻(xiàn)度，以衡量不同變量結(jié)構(gòu)沖擊的重要程度.特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的預(yù)測(cè)方差分解表及縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)方差分解表，分別如表7 和表8 所示.

表7 特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的預(yù)測(cè)方差分解

從表7 可以看出，隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各指標(biāo)變量自身的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)度對(duì)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響很大，保持在82%左右.生產(chǎn)總值對(duì)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的預(yù)測(cè)方差貢獻(xiàn)度有較大波動(dòng)，貢獻(xiàn)度趨于17%.

表8 縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)方差分解

從表8 可以看出，隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各指標(biāo)變量生產(chǎn)總值對(duì)來自自身的沖擊感應(yīng)很敏感，第1 期和第2 期為98%上下，第5 期下降為90%，第15 期以后穩(wěn)定在85%左右.隴南市特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)于生產(chǎn)總值的沖擊感應(yīng)很弱，第1 期和第2 期沒有影響，從第3 期開始上升，在第14 期以后穩(wěn)定在14%左右.

4 結(jié)論與建議

構(gòu)建了隴南市以縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為因變量，特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展?jié)摿樽宰兞康脑u(píng)價(jià)體系，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建VAR 模型.針對(duì)隴南市特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用進(jìn)行實(shí)證分析，得出了相關(guān)研究結(jié)論.

在隴南市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展各指標(biāo)變量中，特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展?jié)摿?duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差擾動(dòng)的響應(yīng)，在五年之后將會(huì)持續(xù)的對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向響應(yīng).縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)從第1 期起就受到自身波動(dòng)的影響，特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展?jié)摿?duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊在第3 期顯現(xiàn)出來，沖擊影響較微弱，此后呈現(xiàn)逐步增強(qiáng)態(tài)勢(shì)，并逐漸趨于穩(wěn)定.分析結(jié)論表明，在隴南地區(qū)特色農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)發(fā)展與縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在較強(qiáng)的正向交互響應(yīng)作用.