基于VAR模型的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值影響因素研究

呼靜茹

摘要：本文基于1990—2013年農(nóng)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國農(nóng)村財(cái)政支出、耕地面積、灌溉面積以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。分析結(jié)果：在影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的研究中，財(cái)政支出的影響最大，灌溉面積的影響次之；而耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長沒有顯著影響。研究認(rèn)為：政府應(yīng)當(dāng)積極優(yōu)化農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)，不斷完善農(nóng)業(yè)水利、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施等農(nóng)業(yè)技術(shù)體系，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的技術(shù)化、智能化、無人化水平，不斷升級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織結(jié)構(gòu)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值 協(xié)整檢驗(yàn) 脈沖響應(yīng)系數(shù) 方差分解

近十年來我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增幅始終保持低速增加，《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2020》顯示，2019年我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值達(dá)到66066.5億元，增幅維持在4.6%（以上年為基期）左右。因此，研究農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的影響因素，并尋找全新突破點(diǎn)對于促進(jìn)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。本文以1990年-2020年為例建立VAR模型，采用脈沖響應(yīng)分析方法分析農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積、灌溉面積、農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值相互之間的影響，以期為未來的相關(guān)方面研究提供借鑒。

一、數(shù)據(jù)選取與方法選擇

（一）數(shù)據(jù)選取

研究選取了《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》1990-2018年農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積、灌溉面積以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)。由于農(nóng)業(yè)財(cái)政支出與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值受價(jià)格因素影響，將二者轉(zhuǎn)化為基于1990年中國物價(jià)水平的當(dāng)期價(jià)值。為了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性以及數(shù)據(jù)的分析整理，研究將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理。

（二）方法選擇

研究以建立VAR模型為基礎(chǔ)，主要使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解分析變量之間的動態(tài)關(guān)系. VAR模型采用多重方程，不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)。在模型的每個方程中，內(nèi)生變量對所有內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)所有內(nèi)生變量的動態(tài)相關(guān)性。

二、結(jié)果與分析

（一）協(xié)整分析

1.單位根檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系之前，必須檢驗(yàn)變量的非平穩(wěn)性及單整階數(shù)。lnX1、 lnX2、lnX3、lnY變量均是非平穩(wěn)的。此時，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步檢驗(yàn)3個變量的一階差分DlnX1、DlnX2、DlnX3、DlnY的非平穩(wěn)性以確定其單整階數(shù)。而檢驗(yàn)結(jié)果表明，DlnX1、DlnX2、DlnX3、DlnY均為一階單整。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)一組時間序列的協(xié)整性或長期均衡關(guān)系之前，首要通過對時間序列的單整檢驗(yàn)。研究建立了滯后1-4個周期的VAR模型的統(tǒng)計(jì)值，并結(jié)合VAR模型AIC和SC統(tǒng)計(jì)量的最小值原理和LR檢驗(yàn)對滯后進(jìn)行了判斷。具體數(shù)據(jù)如表1所示。第三期中，Akachi準(zhǔn)則統(tǒng)計(jì)量（AIC）最小，Schwartz準(zhǔn)則統(tǒng)計(jì)量最小，而LR檢驗(yàn)最大值出現(xiàn)在第3期，因此，建立滯后3期的VAR模型組以消除隨機(jī)誤差相中存在的自相關(guān)。

利用Johansen方法對lnX1、lnX2、lnX3和lnY之間的關(guān)系進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

當(dāng)零假設(shè)協(xié)整方程為0、1和2時，Trace統(tǒng)計(jì)量分別為157.2786、74.27904和40.6695，均大于其5%顯著水平下臨界值，通過檢驗(yàn)；而當(dāng)協(xié)整方程為3和4時，Trace統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著水平下臨界值。因此，在5%顯著水平下5個時間序列的長期均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系為：lnX1=-0.6126lnX2+3.0862lnX3-2.6712lnY

（0.4045）（3.0975）（0.7122）

（二）脈沖響應(yīng)分析

本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法分析，估計(jì)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積、灌溉面積、農(nóng)業(yè)機(jī)械總動力與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對其他內(nèi)生變量的影響。

1.農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對各隨機(jī)擾動的反應(yīng)。如果給定農(nóng)業(yè)財(cái)政支出一個正的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，其農(nóng)業(yè)財(cái)政支出自身在開始的前兩年內(nèi)有向上增長的趨勢。兩年后，從第三年開始其增長趨勢迅速回落。耕地面積對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的正向沖擊會在第二年展現(xiàn)出來，并持續(xù)增長，直至第十年，出現(xiàn)了小幅度地回落。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的沖擊相對于耕地面積的沖擊比較小，但是變化趨勢相似，也在第十年出現(xiàn)回落。值得注意地是，耕地面積對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的沖擊影響十分微弱，整體極差僅達(dá)到了0.006。

2.耕地面積對各隨機(jī)擾動項(xiàng)的反應(yīng)。耕地面積對其自身的影響從第一年開始便出現(xiàn)了逐漸下降的趨勢，并在前五年左右遞減的速度最快，在第八年開始，其影響便出現(xiàn)了負(fù)值，直至第十年，耕地面積對自身影響達(dá)到了-0.005。在第一年，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對耕地面積的正向沖擊達(dá)到了峰值，隨即逐年下降，在第四年中轉(zhuǎn)向負(fù)值，在第七年開始，沖擊逐漸平緩，最后穩(wěn)定在-0.009左右。灌溉面積對耕地面積的正向沖擊，在第二年達(dá)到峰值，隨即迅速下降，而在第五年出現(xiàn)了緩慢上升，直至第十年，其沖擊穩(wěn)定在0.0006左右。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對耕地面積的沖擊在第二年的增長速度最快，并在第三年達(dá)到峰值，隨即逐漸下降，在第六年保持著較緩慢的下降趨勢。

3.灌溉面積對各隨機(jī)擾動項(xiàng)的反應(yīng)。灌溉面積對其自身的影響在第二年達(dá)到峰值，繼而開始出現(xiàn)持續(xù)下降，在第四年開始，下降趨勢相對緩慢，最后出現(xiàn)了極小地回升狀況，最后其沖擊穩(wěn)定在0.0070左右。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對灌溉面積的沖擊在前兩年相對穩(wěn)定，而在第三年轉(zhuǎn)向下降，在第四年開始轉(zhuǎn)向負(fù)值，在第七年時，出現(xiàn)回升，直到第十年達(dá)到零值左右。耕地面積對灌溉面積的沖擊在前三年保持相對穩(wěn)定，繼而迅速下降，直至第十年達(dá)到了最低值，即-0.0034。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對灌溉面積的沖擊程度比較明顯，在第二年出現(xiàn)沖擊后持續(xù)增長，在第四年達(dá)到最大值，隨后逐漸下降，最終穩(wěn)定在0.0050左右。

4.農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對各隨機(jī)擾動的反應(yīng)。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響最為明顯，在第一年沖擊為負(fù)值，隨后逐年增加，且保持較高速率增長。耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的沖擊在第一年并不明顯，隨后連續(xù)三年下降，并出現(xiàn)負(fù)值，在第四年以較高速度逐漸增加。灌溉面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響在第一年便逐漸下降，在第三年轉(zhuǎn)為負(fù)值，第四年達(dá)到最低值，隨即其沖擊逐漸提高，而后又出現(xiàn)了小規(guī)模的提高，最后將沖擊穩(wěn)定在0.0040左右。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對其自身的影響，在第二年達(dá)到峰值，此后逐年下降，速率逐漸變小，在第六年達(dá)到最低值，隨后逐漸增加。

（三）方差分析

1.各因素對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增長的貢獻(xiàn)率。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增長的貢獻(xiàn)率在首年達(dá)到了100%，隨后逐漸下降，第三年開始，其貢獻(xiàn)率下降速度持續(xù)增加，在第十年貢獻(xiàn)率達(dá)到了71%。耕地面積對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增長的影響在第三年才顯現(xiàn)出來，但是隨后逐漸增長，在第十年其貢獻(xiàn)率達(dá)到了21%。灌溉面積對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增長的貢獻(xiàn)率比較低，接近于零值。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出增長的貢獻(xiàn)率相對較低，從第三年開始顯現(xiàn)，然后逐漸提高，但增長速度有限，年均增長率不到1%。到第十年，貢獻(xiàn)率達(dá)到8%。

2.各因素對耕地面積增長的貢獻(xiàn)率。第一年，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積均對耕地面積增長做出了貢獻(xiàn)，分別為1%、99%。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對耕地面積增長的影響出現(xiàn)了小規(guī)模地遞增，隨后保持在5%左右；而耕地面積對其自身的影響在首年后持續(xù)下降，在第四年前后下降趨勢逐漸穩(wěn)定，將其貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在69%左右。灌溉面積與農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對耕地面積增長的影響出現(xiàn)在第二年，不同地是二者的增長速度：灌溉面積對耕地面積增長的影響在第二年到第十年間均維持在4%-5%之間；而農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對耕地面積增長的貢獻(xiàn)出現(xiàn)了小幅度地提高，而后趨于穩(wěn)定，并穩(wěn)定在22%左右。

3.各因素對灌溉面積增長的貢獻(xiàn)率。第一年，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積以及灌溉面積對灌溉面積增長的貢獻(xiàn)比較明顯，分別為4%、1%、95%。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對灌溉面積增長的貢獻(xiàn)逐年下降，直到第五年開始一直穩(wěn)定在1%左右。耕地面積對灌溉面積增長的影響在前六年均不明顯，其影響在1%左右，而在第七年開始以1%的速度在提高，直到第十年，其貢獻(xiàn)率達(dá)到了5%。灌溉面積對其自身增長的影響在第一年達(dá)到最大值，隨后連年降低，速率也逐年放緩，最后穩(wěn)定在63%。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對灌溉面積的影響出現(xiàn)在第二年，隨后出現(xiàn)大幅度提升，在第七年逐漸穩(wěn)定，直到第十年，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對灌溉面積的影響貢獻(xiàn)率一直穩(wěn)定在31%。

4.各因素對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率?，F(xiàn)在用方差分解方法對農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的不同預(yù)測期限的預(yù)測誤差的方差進(jìn)行分解。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率在第二年出現(xiàn)下降，隨后以較高速增長，直到第十年，農(nóng)業(yè)財(cái)政支出對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率達(dá)到69%。耕地面積對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長貢獻(xiàn)率相對較低，在第一年的貢獻(xiàn)率為1%，隨后幾年出現(xiàn)了小規(guī)模地提高，而在第十年，其貢獻(xiàn)率達(dá)到了7%。灌溉面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率從首年的最大值開始下降，下降速度緩慢，直到第十年，其灌溉面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率約為1%。農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長的貢獻(xiàn)率在首年達(dá)到最大，隨后逐年遞減，直到第十年，其貢獻(xiàn)率為23%。

三、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文將《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》1990-2018年農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，分析了農(nóng)業(yè)財(cái)政支出、耕地面積、灌溉面積以及農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值之間的相互關(guān)系，主要得出了以下結(jié)論：一是農(nóng)業(yè)財(cái)政對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響是最為明顯的；二是灌溉面積較顯著影響農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的提高；三是耕地面積變化對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化影響不明顯。

（二）建議

1.優(yōu)化農(nóng)業(yè)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)。積極優(yōu)化農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)，努力提高農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的配置績效，合理利用農(nóng)業(yè)財(cái)政政策。農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的使用范圍與力度應(yīng)當(dāng)以切實(shí)解決中國農(nóng)業(yè)農(nóng)村農(nóng)民最緊迫問題為目標(biāo)，深入探索財(cái)政支出促進(jìn)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值提高的切入點(diǎn)，豐富財(cái)政支出的形式，力圖實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)財(cái)政支出的最大效率。加強(qiáng)政策宣傳力度，堅(jiān)定農(nóng)民生產(chǎn)生活的信心，并提高群眾的監(jiān)督力度，提升財(cái)政使用的透明度。引導(dǎo)“三農(nóng)”領(lǐng)域正確運(yùn)用農(nóng)業(yè)政策措施，合理解決生產(chǎn)生活中的困難，實(shí)現(xiàn)政策運(yùn)行高效率、實(shí)施高精準(zhǔn)以及監(jiān)督高透明。

2.完善現(xiàn)代農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施。完善農(nóng)業(yè)水利等農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施等農(nóng)業(yè)技術(shù)體系，為現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展提供基礎(chǔ)條件。改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，以加強(qiáng)防范自然災(zāi)害與惡劣環(huán)境考驗(yàn)的能力，提高農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力。靈活運(yùn)用補(bǔ)貼、充分進(jìn)行教育宣傳工作等方式，采用節(jié)水灌溉技術(shù)、構(gòu)建高效灌溉理念等政策引導(dǎo)，提升農(nóng)戶使用的積極性。同時，充分發(fā)揮市場作用，刺激市場競爭，以靈活的市場帶動灌溉方式的變革。利用合作社、種糧大戶、家庭農(nóng)場等新興農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體的力量，提升節(jié)水裝置等新興技術(shù)的普及，降低使用成本與損耗成本。構(gòu)建節(jié)水灌溉系統(tǒng)，發(fā)展環(huán)境友好型農(nóng)業(yè)，以實(shí)際行動踐行“綠水青山就是金山銀山”的發(fā)展理念，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動可持續(xù)發(fā)展，以提高農(nóng)民福祉。

3.豐富農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長來源。豐富提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的來源，不斷升級農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織結(jié)構(gòu)。近年來，在嚴(yán)守18億畝耕地紅線的嚴(yán)格要求下，我國耕地面積減少幅度降低。因此耕地面積對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的影響并不明顯。而增加農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的方式與來源需要得到豐富，并不斷完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的組織結(jié)構(gòu)，使得農(nóng)業(yè)資源得到最有效利用。相較于發(fā)達(dá)國家的現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)值而言，我國農(nóng)業(yè)耕地的產(chǎn)出效率仍然不足。因此，如何在保障國民基礎(chǔ)是無保障的基礎(chǔ)上，提升農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，提高農(nóng)民收入，仍需要進(jìn)一步論證。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉長龍，曲洪建，倪燕燕.黑龍江省農(nóng)業(yè)增長影響因素的實(shí)證分析[J].對外經(jīng)貿(mào)，2014（04）：53-56.

[2]王會鈞，沈亞男.綠色經(jīng)濟(jì)時代的我國糧食安全問題探析[J].對外經(jīng)貿(mào)，2017（11）：102-104+112.

[3]王宇.農(nóng)業(yè)用水現(xiàn)狀及節(jié)水措施探討[J].現(xiàn)代農(nóng)業(yè)科技，2021（04）：151-152.

[4]賴紅兵，魯杏.我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展與農(nóng)村水利建設(shè)關(guān)系的研究[J].中國農(nóng)業(yè)資源與區(qū)劃，2020，41（02）：66-74.

[5]Strauss T . Growth and government： Is there a difference between developedanddevelopingcountries？[J]. Economics of Governance， 2001， 2（2）： 135-157.

[6]李煥彰，錢忠好.財(cái)政支農(nóng)政策與中國農(nóng)業(yè)增長：因果與結(jié)構(gòu)分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2004（08）：38-43.

[7]廖楚暉，余可.地方政府公共支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)， 2006（11）：41-45+96-97.

（作者單位：山東農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院）

責(zé)任編輯：李政