農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長關(guān)系的均衡分析

摘 要： 為探討我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，選取1978-2006年我國歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值序列進行協(xié)整檢驗，結(jié)果表明我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進經(jīng)濟增長2.12%；誤差修正模型表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短期變化對經(jīng)濟增長有顯著的正效應，如果本期的經(jīng)濟增長偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有8%得以糾正；Granger因果關(guān)系檢驗表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長具有短期效應，經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有長期促進作用；脈沖響應函數(shù)分析和方差分解的結(jié)果進一步表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的貢獻較顯著。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗；誤差修正模型；Granger因果關(guān)系檢驗

中圖分類號：F304 文獻標識碼：A 文章編號：1009－9107（2008）02－0026－05

一、引言

自2004年以來，中共中央、國務院高度重視“三農(nóng)”問題，連續(xù)出臺四個指導“三農(nóng)”工作的中央一號文件，提高了農(nóng)業(yè)綜合生產(chǎn)能力，給農(nóng)業(yè)健康發(fā)展帶來強勁的動力。當前，農(nóng)業(yè)已不再只是一個生產(chǎn)性部門，它承載著越來越多的社會保障、環(huán)境保護等職能。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況不僅關(guān)系到“三農(nóng)”問題的解決，而且直接影響著宏觀經(jīng)濟目標的實現(xiàn)。對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長的內(nèi)在聯(lián)系機制進行實證分析具有十分重要的現(xiàn)實意義。

目前，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)促進經(jīng)濟增長的理論解釋主要有發(fā)展經(jīng)濟學中的農(nóng)業(yè)剩余理論。［1］理論研究的發(fā)展，帶動了學者對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究。在早期的實證研究中，經(jīng)濟學者們采用普通最小二乘法(OLS)對一些國家或地區(qū)的時間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)進行實證研究，但這可能存在“偽回歸”問題。［2］當前，運用協(xié)整檢驗、因果關(guān)系分析等方法對時間序列數(shù)據(jù)進行分析已成為實證研究的主流。比較代表性的文獻有陳希、孟令杰根據(jù)1952-2003年的數(shù)據(jù)對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與宏觀經(jīng)濟長期波動關(guān)系進行實證分析，建立部門間均衡模型，分析了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)波動與宏觀經(jīng)濟其它部門變量的聯(lián)系及貢獻度，研究表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)波動與宏觀經(jīng)濟波動間有較強的相互作用。［3］

與以往文獻不同的是，本文根據(jù)1978-2006年我國經(jīng)濟普查調(diào)整后的歷年農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應函數(shù)分析、方差分解方法實證分析了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

二、數(shù)據(jù)與變量

本文所稱“農(nóng)業(yè)”是指“廣義農(nóng)業(yè)”。由于第一產(chǎn)業(yè)范圍與狹義的農(nóng)、林、牧、漁業(yè)一致，同廣義農(nóng)業(yè)或大農(nóng)業(yè)范圍，因此用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值反映廣義農(nóng)業(yè)生產(chǎn)狀況，這對分析結(jié)果沒有影響。用宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟增長狀況。為消除物價變動對國內(nèi)生產(chǎn)總值和農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響，用以1978年為基期按可比價格統(tǒng)計的歷年國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)與1978年國內(nèi)生產(chǎn)總值推算出以1978年為基期的歷年實際國內(nèi)生產(chǎn)總值；同理，推算出以1978年為基期的歷年實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。其中，1978-2005年相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒-2006》；2006年度數(shù)據(jù)根據(jù)《中國2006年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》整理。分別用GDP和AGP代表以1978年為基期的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值，見圖1和圖2。

由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，所以對GDP、AGP進行自然對數(shù)變換，分別用Y、X表示自然對數(shù)變換后的以1978年為基期的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值。

三、實證分析

(一)時間序列的單位根檢驗

從圖1和圖2中可以看出，兩變量具有很強的上升趨勢，屬于非平穩(wěn)的時間序列。為了避免“偽回歸”，首先對時間序列Y和X進行單位根檢驗。如果非平穩(wěn)時間序列Xt的一階差分ΔXt是平穩(wěn)的，那么時間序列Xt就是具有一個單位根的一階單整過程。本文運用ADF檢驗法對Y和X進行單位根檢驗，［4］檢驗結(jié)果見表1。

注：(1) 所有檢驗結(jié)果由軟件軟件Eviews5.1運算得到，下同；(2) Δ表示變量的一階差分；(3) 檢驗形式中的c，t，k分別表示帶有常數(shù)項、趨勢項和所采用的滯后階數(shù)；(4) 滯后期k的選擇標準是以AIC值最小為準則；(5) * 表示通過1%的顯著性檢驗。

從表1中可以看出，在1%的顯著性水平上，時間序列經(jīng)過一階差分是平穩(wěn)的，即Y和X均是I(1)序列，因此可以進行協(xié)整檢驗。

(二)協(xié)整檢驗

雖然時間序列Y和X是非平穩(wěn)的，但均為一階單整序列，其可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這個組合反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。本文使用E－G兩步法對兩變量Y和X時間序列進行協(xié)整檢驗。［5］首先運用E－G方法進行分析，估計出來的協(xié)整回歸模型為：

Yt ＝ -6.64＋2.12Xt＋Ut(1)

t ＝(-16.68)(40.54)

R2 ＝ 0.98

為了確定Y和X序列是否存在協(xié)整關(guān)系，需要檢驗式(1)的殘差序列Ut的平穩(wěn)性。運用ADF檢驗法對Ut進行單位根檢驗，得到的結(jié)果為：

ΔUt＝ -0.21Ut-1+εt (2)

其ADF檢驗值(相當于回歸中的 t 統(tǒng)計量)為-1.98，5%臨界值為-1.95，由于在絕對值上所估計的ADF檢驗值大于5%臨界值，可以看出所估計的Ut是平穩(wěn)的(即沒有單位根)。因此，盡管Y和X個別而論并非平穩(wěn)，但兩者卻存在著協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。從式(1)中可以看出，Y與X之間具有較高的相關(guān)性，假設(shè)其它條件不變，經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的彈性為2.12，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進經(jīng)濟增長2.12%。可見，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的拉動作用相當大，這也為我國政府歷來重視農(nóng)業(yè)生產(chǎn)提供了理論支撐依據(jù)。

(三)誤差糾正模型(ECM)

通過協(xié)整檢驗可看出，Y和X之間存在長期均衡關(guān)系，當然，在短期內(nèi)也許會出現(xiàn)失衡。令ECMt =Ut，采用hendry的一般到特殊的建模方式得到誤差修正模型為：

ΔYt＝0.04+0.47ΔYt-1+0.26ΔXt-0.08ECMt-1+εt(3)

t ＝(2.15)(2.89)(1.81) (-1.94)

在式(3)中，Δ表示一階差分；ECMt-1表示式(1)中的殘差的一期滯后值，作為均衡誤差項的經(jīng)驗估計；而ε是具有通常性質(zhì)的誤差項。式(3)把Y和X的短期動態(tài)變化以及前期的“均衡”誤差聯(lián)系起來。在此回歸中，ΔX象征X中的短期干擾而誤差糾正項ECMt-1象征著朝向長期均衡的調(diào)整。

在式(3)中，各變量的系數(shù)都通過了t檢驗，且誤差修正項的回歸系數(shù)為負值，符合反向修正機制，從誤差修正模型可以看出：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短期波動將引起經(jīng)濟增長同方向變化；長期來看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，如果本期的經(jīng)濟增長偏離長期均衡值，那么到下一時期這一偏離度將有8%得到糾正或清除。

(四)Granger因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果證明了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需進一步檢驗。本文借助Granger(1969)提出的因果關(guān)系檢驗方法對這一問題進行分析，所需檢驗的參數(shù)模型如下：

其中，m、n分別表示模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，Uit為白噪聲序列。方程(4)、(5)中的系數(shù)顯著性對應著變量之間的Granger因果關(guān)系。對于方程(4)而言，給出原假設(shè)：

H0: γ1j= 0(j=1，2， …，m)(6)

如果原假設(shè)H0成立，則意味著所有前期的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變化對國內(nèi)生產(chǎn)總值沒有解釋或預測能力，此時認為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)變化對生產(chǎn)總值沒有顯著的Granger影響。Granger因果關(guān)系檢驗實質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其它變量方程中。一個變量如果受到其它變量的滯后影響，則稱它們具有Granger因果關(guān)系。［6］Granger因果關(guān)系檢驗中一個重要的問題就是滯后階數(shù)的確定。在選擇滯后階數(shù)時，一方面想使滯后階數(shù)足夠大，以便能完整反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征。但是另一方面，滯后數(shù)越大，需要估計的參數(shù)也就越多，模型的自由度也就越少。所以通常進行選擇時，需要綜合考慮，既要有足夠數(shù)目的滯后項，又要有足夠數(shù)目的自由度。［7］本文對滯后階數(shù)分別從1到4進行選取分析，對兩變量的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表2。

從表2可以看出，在5%顯著性水平上，當滯后階數(shù)為1和2時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是經(jīng)濟增長的Granger原因，但經(jīng)濟增長對促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的作用并不顯著；當滯后階數(shù)為3和4時，經(jīng)濟增長是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的Granger原因，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長促進的作用并不顯著。這證實了短期內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長起促進作用，經(jīng)濟增長又為增加農(nóng)業(yè)財政支出、改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件、促進農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新等提供了有利條件，因而從長期來看，又促進了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。

(五)脈沖響應函數(shù)

脈沖響應函數(shù)方法是分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。下面建立兩變量的VAR(3)模型，利用脈沖響應函數(shù)分析，見圖3、圖4，圖中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)(單位：年度)，縱軸表示增長率的變化，實線表示脈沖響應函數(shù)，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。

從圖3可以看出，給實際農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長率一個百分點的沖擊，對經(jīng)濟增長有正的影響，在前3年內(nèi)迅速上升，至第3年達到最高點，使得經(jīng)濟增長率約為0.03%，可以看出這一沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應。從圖4可以看出，給經(jīng)濟增長率一個百分點的沖擊，對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有正的影響，在前期小幅波動之后至第6年達到最高點，使得農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增長率約為0.017%，可以看出這一沖擊同樣具有顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應。

(六)方差分解

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差來度量)的貢獻度，進一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。下面建立兩變量的VAR(3)模型，應用方差分解法對兩變量的不同預測期限的預測誤差的方差進行分解，見圖5、圖6，各圖中橫軸表示滯后期間數(shù)(單位：年度)，縱軸表示貢獻率(單位：百分數(shù))。

從圖5可以看出，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的貢獻率較顯著，在初期就占達36%，且呈逐年上升趨勢，到第6期達到60%，之后影響稍微降低，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)無論是在短期和還是在長期對經(jīng)濟增長的貢獻都是非常大的。

從圖6可以看出，在前期經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的貢獻率較低，但呈逐年增大趨勢，從第5年之后達10%以上，這表明經(jīng)濟增長在長期對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)有著重要的貢獻。

四、結(jié)論

本文運用計量經(jīng)濟學分析方法進行研究，得出以下結(jié)論：

1．通過非平穩(wěn)序列的單位根檢驗證實，時間序列Y和X均是1階單整序列，即Y～I(1)，X～I(1)。通過協(xié)整分析表明，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的拉動作用相當大，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值每增加1%，將促進經(jīng)濟增長2.12%。

2．Granger因果關(guān)系檢驗表明，短期內(nèi)，我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)是經(jīng)濟增長的Granger原因，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長具有短期效應；長期內(nèi)，我國經(jīng)濟增長是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的Granger原因，經(jīng)濟增長對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有長期促進作用。

3．誤差修正模型(ECM)表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的短期變化對經(jīng)濟增長有顯著的正效應，并且每年經(jīng)濟增長的實際值與長期均衡值的差距約有8%得到糾正或清除。經(jīng)濟增長在受到干擾后以較快的速度調(diào)整到它的長期成長途徑上。

4．脈沖響應函數(shù)分析表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的某一沖擊會給經(jīng)濟增長帶來同向沖擊，這一沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續(xù)效應；經(jīng)濟增長的某一沖擊對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也一直保持同向影響。方差分解的結(jié)果進一步表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對經(jīng)濟增長的貢獻率較顯著，達36%-60%。經(jīng)濟增長在長期對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)也有著重要的影響。

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注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請以PDF格式閱讀原文。