廣西水土保持與農(nóng)業(yè)發(fā)展關(guān)系實證研究

[摘 要]本文采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，對廣西自治區(qū)水土保持與農(nóng)業(yè)發(fā)展及農(nóng)民增收的關(guān)系進(jìn)行實證分析。通過分析，得出水土保持對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有著顯著的影響，水土流失的有效治理也將會提高農(nóng)村居民人均收入的水平。

[關(guān)鍵詞]水土保持；農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；農(nóng)民增收；Granger檢驗

[中圖分類號]F327 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1005-6432（2013）48-0077-02

1 變量和數(shù)據(jù)的選取

本文選取水土流失治理面積年末存量指標(biāo)來表示水土保持，用SWC表示。農(nóng)民收入用Y表示，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值GDP來反映。數(shù)據(jù)選取1991—2011年的農(nóng)業(yè)GDP，以1991年的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值為不變價格，對各年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值進(jìn)行折算。然后對數(shù)據(jù)SWC、Y和GDP進(jìn)行對數(shù)化處理，以消除異方差和數(shù)據(jù)的波動性。

2 模型的建立

在對樣本進(jìn)行初步分析之后，建立雙對數(shù)線性回歸模型，如下：

式（3）測算水土保持對農(nóng)民增收的貢獻(xiàn)率，引入AR（1）和MA（2）是為了消除自相關(guān)性。方程擬合優(yōu)度較高，調(diào)整的R2=0.99，DW的值為1.43，lnSWC的T值為6.14，說明lnSWC的回歸系數(shù)較明顯，表明水土保持對農(nóng)村居民人均收入有顯著性的影響。在其他條件不變的情況下，水土流失治理每增加1%，農(nóng)村居民人均收入將相應(yīng)的增長1.61%。

3 ADF檢驗

本文選取1%的顯著性水平，這將更大的提高模型的真實程度。本文對序列分別進(jìn)行ADF檢驗單位根檢驗（Unit Root Test），滯后項的確定采取AIC準(zhǔn)則（Akaike Info Criterion）。檢驗結(jié)果如表1所示。

結(jié)果表明，在99%的置信水平下，序列l(wèi)nSWC、lnGDP和lnY的原序列和一階差分序列都接受原假設(shè)，即序列是非平穩(wěn)的。三個序列的二階差分序列在1%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，接受備選假設(shè)，即序列是平穩(wěn)性的。

4 Granger 因果檢驗

運(yùn)用Eviews6.0計量軟件進(jìn)行Granger因果檢驗，如表2所示。

從表3中可以看出，lnGDP不是lnSWC的Granger因果關(guān)系，而lnSWC是lnGDP的Granger因果關(guān)系。lnSWC是lnGDP的Granger因果關(guān)系說明水土流失的治理是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長的原因之一。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的提高不是水土流失治理面積的Granger原因，這說明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的提高并不能像想象的那樣可以提高水土流失的治理面積。

5 結(jié) 論

通過對水土保持與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民增收的實證分析，可以得出水土保持對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值提高有顯著性影響，加大對水土流失的治理力度，可以增加農(nóng)業(yè)耕種的面積，進(jìn)而有助于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的提高。同時水土流失的治理面積對農(nóng)民人均收入水平也具有顯著性影響。這為區(qū)內(nèi)政府的政策抉擇提供有力的科學(xué)依據(jù)。在廣西這樣一個落后的西部省份，加強(qiáng)水土保持，可以形成一種“水土流失面積減少—農(nóng)業(yè)播種面積增加—農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增加——農(nóng)民收入水平提高—增加對水土保持的經(jīng)濟(jì)物質(zhì)投入”有效的可持續(xù)發(fā)展模式。

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