我國歷年造林面積與林業(yè)投入的協(xié)整分析

黃文學(xué)，劉 凌，季 梅 ，澤桑梓

（1.習(xí)水縣林業(yè)局，貴州 習(xí)水 564600；2.云南省林業(yè)科學(xué)院，云南 昆明 650201）

林業(yè)是重要的公益事業(yè)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，也是保護生態(tài)環(huán)境、促進經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)[1]。目前，我國仍然是一個林業(yè)資源缺乏的國家，森林資源總量嚴(yán)重不足，森林生態(tài)系統(tǒng)的整體功能非常脆弱[2]。“十一五”以來，國家通過一系列措施，加大對林業(yè)經(jīng)濟的支持，使得森林覆蓋率逐步提升，林業(yè)產(chǎn)值也逐漸提高，生態(tài)環(huán)境也開始改善[3]。

我國的林業(yè)投入包括很多方面，其中包括擴大造林面積和發(fā)展林業(yè)產(chǎn)業(yè)等，擴大造林面積對改善我國生態(tài)環(huán)境有直接的影響[4]。林業(yè)投入與造林面積的關(guān)系如何，研究通過提取我國林業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對我國歷年林業(yè)投入與造林面積的增長關(guān)系進行協(xié)整分析，并對協(xié)整分析結(jié)果進行格蘭杰因果檢驗，為進一步提高林業(yè)投入效益提供參考。

1 材料與方法

1.1 材料

采用1991～2009年我國歷年造林面積（AREA）和林業(yè)投入（INPUT）的年度數(shù)據(jù)為樣本。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對數(shù)據(jù)樣本取對數(shù)，即LOG AREA和LOGINPUT，數(shù)據(jù)見表1。歷年造林面積和林業(yè)投入原始數(shù)據(jù)來源于中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒2004、2010 等[5-7]。

1.2 方法

協(xié)整分析是用于檢驗兩組隨時間波動變化的非平穩(wěn)變量在長期內(nèi)是否具有穩(wěn)定關(guān)系。可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG兩步法協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸系數(shù)的喬根森檢驗[8]。

試驗使用EG法對LAREA和LINPUT兩組變量間的關(guān)系進行檢驗。EG兩步法協(xié)整檢驗是通過對同階單整變量用一個變量對另一個變量進行回歸求得殘差序列，然后檢驗其平穩(wěn)性，若殘差序列平穩(wěn)，說明變量間存在協(xié)整關(guān)系，否則，就不存在協(xié)整關(guān)系。如果具有協(xié)整關(guān)系，再對具有協(xié)整關(guān)系的時間變量序列的因果關(guān)系進—步檢驗分析。

表1 我國歷年造林面積（AREA）和林業(yè)投入量（INPUT）

試驗利用EViews5.0分析軟件進行協(xié)整分析[9]。

1.2.1 變量平穩(wěn)性檢驗 時間變量必須為平穩(wěn)序列，否則會出現(xiàn)“虛假回歸”。因此，在協(xié)整檢驗之前，要對變量進行平穩(wěn)性檢驗。用EViews5.0對變量LAREA和LINPUT進行ADF平穩(wěn)性檢驗，確定兩組變量是否是平穩(wěn)序列。

1.2.2 協(xié)整檢驗 協(xié)整檢驗是揭示兩組變量是否為長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系的方法，如果LAREA和LINPUT兩組變量存在平穩(wěn)性，用EViews5.0對序列進行回歸分析，確定回歸方程；第二步是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，若殘差不存在單位根，那么所得到的回歸方程就是變量之間的協(xié)整方程，否則就不是。

1.2.3 誤差修正模型 假如LAREA和LINPUT兩組變量之間存在長期均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)，這些變量可以是不均衡的。Granger表述定理稱一組具有協(xié)整關(guān)系的變量短期非均衡關(guān)系一定有一個誤差修正模型來表述[10]。建立誤差修正模型可以分析它們之間的短期動態(tài)均衡關(guān)系。筆者利用EG兩步法估計相應(yīng)參數(shù)，得到誤差修正模型。

1.2.4 格蘭杰因果檢驗 Granger指出，如果變量X有助于預(yù)測變量Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，否則，稱為非格蘭杰原因[11]。協(xié)整檢驗?zāi)軌虼_定兩組變量的聯(lián)系程度，但不能體現(xiàn)兩組變量是否相互影響，因此需要進行格蘭杰因果檢驗。

如果LAREA和LINPUT兩組變量具有平穩(wěn)性，則利用EViews5.0軟件對這兩組變量進行格蘭杰因果檢驗。

2 結(jié)果與分析

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗

采取最常用的ADF平穩(wěn)性檢驗來判斷2組變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表2、表3、表4。從表2、表3中可以看出，在5%的置信區(qū)間下，2個變量的水平序列和其一階差分序列都是不平穩(wěn)的。從表4可以看出，在1%和5%的置信區(qū)間下，變量二階差分的ADF值都大于臨界值，因此2組變量的水平序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

表2 變量的ADF單位根檢驗結(jié)果

表3 變量一階差分的ADF單位根檢驗結(jié)果

表4 變量二階差分的ADF單位根檢驗結(jié)果

2.2 協(xié)整檢驗

通過2.1的變量平穩(wěn)性檢驗，認(rèn)為兩變量LAREA和LINPUT的水平序列是平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整檢驗前提。

用EG兩步法對LAREA和LINPUT兩變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，即計算兩變量的回歸方程和檢驗回歸殘差項e是否為平穩(wěn)序列。回歸殘差項e的ADF檢驗值－4.171 276小于顯著性水平為1%、5%時的臨界值（－3.920 350和－3.065 585），拒絕原假設(shè)，即殘差序列e是平穩(wěn)，見表4。結(jié)果顯示變量LAREA和LINPUT之間存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

通過建立誤差修正模型來研究各變量之間關(guān)系的短期動態(tài)調(diào)整與長期特征。誤差修正模型分析結(jié)果見表5。

表5 誤差修正模型結(jié)果表

其誤差修正模型為：

DLAREA=－0.283 6148 393+1.261 372 341×DLINPUT－0.198 421 123 5×E（-1）

由表5可知，LAREA和LINPUT的誤差修正模型的誤差修正系數(shù)（－0.198 421）小于零，符合反向修正原則。LAREA和LINPUT的誤差修正系數(shù)的絕對值較小，說明當(dāng)它們偏離均衡趨勢后的回調(diào)速度較小，這2個變量的波動也較小。

2.4 格蘭杰因果檢驗

由協(xié)整檢驗結(jié)果可知，歷年造林面積和林業(yè)投入之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否是因果關(guān)系還需進行因果關(guān)系檢驗。

借助Eviews5.0軟件，進一步研究變量LAREA和LINPUT是否具有格蘭杰因果關(guān)系。結(jié)果見表6。根據(jù)表6的檢驗結(jié)果，由于p值小于0.05就是有因果關(guān)系，因此，從2階滯后的情況來看，LAREA和LINPUT之間只存在單方面的因果關(guān)系：LINPUT在1%的顯著水平上不是LAREA的原因，LAREA在1%的顯著水平上是LINPUT的原因。由此可知，在樣本區(qū)間內(nèi)，林業(yè)投入影響歷年造林面積的程度較小，歷年造林面積的增長能促使林業(yè)投入的增長。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3 結(jié) 論

對1991～2009年統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實證分析可知，從長期關(guān)系來看，我國歷年造林面積和林業(yè)投入之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，歷年造林面積的增長促使了林業(yè)投入的增加，歷年造林面積和林業(yè)投入之間只存在單向的Granger因果關(guān)系，我國歷年造林面積的增長是林業(yè)投入增長的原因。從短期關(guān)系來看，林業(yè)投入的變化可以引起歷年造林面積的同方向變化[12]。林業(yè)投入對歷年造林面積的增長有顯著推動作用，我國應(yīng)加大林業(yè)投入，以推動歷年造林面積的增長，加快我國的國土綠化工程，改善我國生態(tài)環(huán)境，促進林業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

試驗只是簡要分析了我國歷年造林面積和林業(yè)投入之間的關(guān)系，對影響我國歷年造林面積的其它因素未作分析，在下一步研究中，應(yīng)該將國家退耕還林的成果、防護林的建設(shè)等因素結(jié)合起來，定量研究各種因素與歷年造林面積的關(guān)系，更好地掌握我國林業(yè)的發(fā)展動態(tài)。

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