胡新良，卿樹濤

（湖南大學(xué) 經(jīng)貿(mào)學(xué)院，湖南 長沙 410006）＊

一、引言

眾所周知，高碳農(nóng)業(yè)雖然大幅度增加了糧食等農(nóng)產(chǎn)品供給，但卻嚴重依賴于化肥、農(nóng)藥等石化產(chǎn)品的投入，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)前、產(chǎn)中、產(chǎn)后的各個環(huán)節(jié)也都與能源消耗、溫室氣體排放具有緊密的關(guān)聯(lián)。為促進低碳農(nóng)業(yè)的健康發(fā)展，就需要區(qū)分不同農(nóng)業(yè)投入品對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的差異，主要是區(qū)分農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用機械和農(nóng)用薄膜等生產(chǎn)技術(shù)因子對低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響程度［1］。為此，我們選擇回歸分析法進行實證分析，找出低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響因素間的差異，并提出相關(guān)建議，從而為加快建立我國低碳農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式提供依據(jù)。

二、模型設(shè)計與指標(biāo)選取

本文選取1979～2008年間共30年我國農(nóng)業(yè)投入要素中的農(nóng)用化肥施用量（折純量 單位：萬噸）X1、農(nóng)業(yè)機械總動力（單位：萬千瓦）X2，以及1990～2009年共20年農(nóng)用塑料薄膜施用量（單位：萬噸）X3、農(nóng)藥施用量（單位：萬噸）X4作為解釋變量，對被解釋變量農(nóng)業(yè)增加值（單位：億元）Y進行多元線性回歸分析，找出對農(nóng)業(yè)增加值有顯著影響的因素。根據(jù)上述指標(biāo)，建立回歸模型如下：

式中C為回歸常數(shù)，β1～β5為非標(biāo)準(zhǔn)化條件下的偏回歸系數(shù)，ε為隨機誤差項，參數(shù)估計所使用的數(shù)據(jù)來源是《中國統(tǒng)計年鑒（1979～2008）》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒（1979～2009）》，農(nóng)用塑料薄膜和農(nóng)藥使用量數(shù)據(jù)因統(tǒng)計原因起始于1990年。

三、回歸分析

由于本研究所涉及的變量都是時間序列數(shù)據(jù)，而大多數(shù)經(jīng)濟時間序列是非平穩(wěn)的，如果直接將非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)當(dāng)作平穩(wěn)時間序列回歸進行回歸分析，則可能帶來不良后果，如偽回歸問題［2］。因此，在利用回歸分析討論經(jīng)濟變量有意義的經(jīng)濟關(guān)系之前，必須對經(jīng)濟變量時間序列的平穩(wěn)性與非平穩(wěn)性進行判斷，進行單位根檢驗。如果經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)的，則需要找到新的處理辦法，如20世紀80年代發(fā)展起來的協(xié)整理論。

（一）單位根檢驗

一般情況下，單位根檢驗方法有ADF檢驗、PP檢驗和KPS檢驗三種。表1報告了單位根檢驗的結(jié)果。由于ADF檢驗和PP檢驗對小樣本檢驗的效果不是很理想，而KPS檢驗在滯后截留屆數(shù)較低時，對小樣本較為有效，所以本文選取了KPS檢驗。KPS檢驗的原假設(shè)時間序列是平穩(wěn)的，被擇假設(shè)存在單位根：H0＝0，H1＝1。KPS檢驗結(jié)果表明，農(nóng)藥使用量和化肥用量是一階平穩(wěn)的，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、農(nóng)用機械總動力和農(nóng)用塑料薄膜使用量的對數(shù)項是一階平穩(wěn)的①。

表1 單位根檢驗結(jié)果

（二）協(xié)整關(guān)系的檢驗與分析

協(xié)整關(guān)系說明的是兩個以上非平穩(wěn)時間序列之間長期均衡關(guān)系。通常情況下，隨時間變化的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但這并不等于變量的所有線性組合也是非平穩(wěn)的。如果某些非平穩(wěn)序列的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱變量間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整揭示了這樣一個事實［3］：“包含非平穩(wěn)變量的均衡系統(tǒng)，必然意味著非平穩(wěn)變量的某種組合是平穩(wěn)的?！敝档米⒁獾氖牵@里的均衡并不是平常意義上的市場出清，而是指系統(tǒng)間的一種穩(wěn)定關(guān)系。這種長期穩(wěn)定關(guān)系依靠短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整得以實現(xiàn)。Eagle和Gange給出了協(xié)整的定義：

一般地，設(shè)有k（≥2）個序列｛y1t｝，｛y2t｝，…，｛ykt｝都是d 階單整序列，用Yt＝（y1t，y2t，…，ykt）′表示此k個序列構(gòu)成的k維向量序列。如果：

（1）每一個序列 ｛y1t｝，｛y2t｝，…，｛ykt｝都是D階單整序列，即yit～I（d）；

（2）存在非零向量a′＝（a1，a2，…，ak），使得a′Yt＝a1y1t＋a2y2t＋…＋akykt為（b－d）階單整序列，即a′Yt～CI（b－d），0＜b≤d，向量a＝（a1，a2，…，ak）′稱為協(xié)整向量。

協(xié)整概念的提出對于用非平穩(wěn)變量建立經(jīng)濟計量模型以及檢驗這些變量之間長期均衡關(guān)系非常重要：（1）如果多個非平穩(wěn)變量具有協(xié)整性，則這些變量可以合成一個平穩(wěn)序列。這個平穩(wěn)序列可以用來描述變量之間的均衡關(guān)系。（2）當(dāng)且僅當(dāng)多個非平穩(wěn)變量之間具有協(xié)整時，由這些變量建立的回歸模型才有意義。所以協(xié)整性檢驗也是區(qū)別真實回歸與偽回歸的有效方法。

協(xié)整檢驗方法有兩種：一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，這種檢驗也稱為單一方程的協(xié)整檢驗；另一種是基于回歸系數(shù)的完全信息檢驗，這種檢驗方法也稱為Johansen檢驗法。Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗的統(tǒng)計量有兩個：Trace統(tǒng)計量和Max－Eagin統(tǒng)計量。Trace統(tǒng)計量的原假設(shè)是存在r個協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)是存在k個協(xié)整關(guān)系，其計算公式為：

其中λi是矩陣∏按從小到大排列的第i個特征值。

Max－Eagin統(tǒng)計量原假設(shè)是存在r個協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)是存在r＋1個協(xié)整關(guān)系，其計算公式為：

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

表2的協(xié)整檢驗結(jié)果表明，根據(jù)Max－Eagin統(tǒng)計量判斷，只有一個協(xié)整關(guān)系：

方程4反映了農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與農(nóng)藥、化肥、農(nóng)用塑料薄膜使用量以及農(nóng)用機械總動力的長期均衡關(guān)系。括號內(nèi)為T統(tǒng)計值。協(xié)整估計的結(jié)果值得我們思考：

第一，從化肥的使用量來看。方程4顯示，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值代數(shù)值對化肥使用量的邊際效應(yīng)值為0.00034，t統(tǒng)計值為2.53，這表明，化肥對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有顯著的正的影響，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對化肥之使用有明顯的長期的依賴關(guān)系，正是這種原因，中國大陸在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中，大量使用了化肥，嚴重地污染了環(huán)境，這已經(jīng)引起學(xué)者們的廣泛關(guān)注。因此，從低碳經(jīng)濟角度去分析，我們應(yīng)該改變這種長期均衡關(guān)系，尋找可替代的有機肥等，停止過度使用化肥。

第二，從農(nóng)業(yè)機械總動力分析。方程4顯示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值代數(shù)值對農(nóng)業(yè)機械總動力的代數(shù)的邊際效應(yīng)為1.794588，T統(tǒng)計值為0.051，這表明，農(nóng)業(yè)機械動力的使用對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有正的影響，但不顯著。原因是多方面的：1）由于農(nóng)業(yè)機械在使用上具有規(guī)模經(jīng)濟的特點，但是總體而言，我國的地形復(fù)雜，限制了大規(guī)模使用機械的可能性；2）我國農(nóng)村地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施薄弱，也降低了農(nóng)業(yè)機械的使用效率。3）家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的影響?？陀^上，家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制提高了農(nóng)戶大規(guī)模使用機械的成本，降低了其大規(guī)模使用機械的動因，因而降低了農(nóng)業(yè)機械的使用效率。

第三，從農(nóng)藥使用量分析。方程4顯示，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值對農(nóng)藥使用量代數(shù)值的邊際效應(yīng)值為－0.1084，t統(tǒng)計值為4.82。這反映：農(nóng)藥使用量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的彈性為－0.1084，即從長期來看，農(nóng)藥使用量每增加1萬噸，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值將降低－0.1084億元。這與理論一致：短期而言，農(nóng)藥的使用能夠降低病蟲害的影響，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加，但從長期上看，農(nóng)藥的使用在降低病蟲害的同時，但也殺死了害蟲的天敵，病害蟲抗藥能力也會提高，病蟲害的長期風(fēng)險隨之上升，產(chǎn)量下降。

第四，從農(nóng)用塑料薄膜施用量分析。方程4表明，農(nóng)用塑料薄膜施用量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值代數(shù)值的邊際效應(yīng)為－0.02279，T統(tǒng)計值為－3.78，這意味著農(nóng)用塑料薄膜施用量對長期均衡農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值有顯著的負的影響。因此，無論是農(nóng)業(yè)發(fā)展本身，還是低碳經(jīng)濟，都要求降低農(nóng)用塑料薄膜施用量，提高其使用效率。

（三）Grange因果關(guān)系的檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與農(nóng)用化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)用塑料薄膜施用量和農(nóng)藥施用量存在長期的均衡關(guān)系，但這并不能證明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值與后四個因子存在穩(wěn)定的因果關(guān)系，故因果關(guān)系的識別是任何時間序列分析必不可少的一個環(huán)節(jié)。通常使用的識別方法是Granger因果關(guān)系的檢驗法。

Granger因果關(guān)系的檢驗法的思想是：變量X是否有助于預(yù)測Y，即根據(jù)Y的滯后項對Y進行回歸時，如果再加上X的滯后值，能夠顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的Granger原因，否則稱為非Granger原因［4］。其檢驗?zāi)Ｐ蜑椋?/p>

檢驗的零假設(shè)為：x是y的非Granger原因，即H0：β1＝β2＝…＝βq＝0。若零假設(shè)成立，則有：

令式（5）的殘差平方和為SSE1，式（6）的殘差平方和為SSE0，則：

應(yīng)服從自由度為（q，T－p－q－1）的F分布，其中T為樣本容量，p、q分別為y和x的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)的確定，可根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）來確定。比較F統(tǒng)計量與臨界值的大小即可得檢驗結(jié)果。如果F大于臨界值就拒絕零假設(shè)H0：x是y的Granger原因，若F小于臨界值，則不能拒絕零假設(shè)：這就意味著x不是y的“Granger原因”。表3報告了Granger檢驗的結(jié)果：

表3 Granger檢驗結(jié)果

表3表明，化肥施用量、農(nóng)藥施用量、塑料薄膜施用量和農(nóng)業(yè)機械總動力是引導(dǎo)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的原因，但農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值不是引導(dǎo)化肥施用量、農(nóng)藥施用量、塑料薄膜施用量和農(nóng)業(yè)機械總動力的原因。這也說明了我們將農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為被解釋變量的合理性。對于中國大陸而言，改革開放以來中國大陸的經(jīng)濟發(fā)展是一種粗放型的增長方式，高投入、高排放是其增長的主要特點之一，這種增長方式引導(dǎo)了對投入品的迅速增長，而農(nóng)藥、化肥、塑料薄膜和農(nóng)業(yè)機械總動力是主要的投入。這種Granger因果關(guān)系的檢驗是符合預(yù)期的。

四、結(jié)論與建議

通過對1980～2009年我國農(nóng)業(yè)增加值與主要投入要素的實證分析，可以看出，在我國農(nóng)業(yè)發(fā)展過程中，不同投入要素對農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻并不相同，化肥施用量對農(nóng)業(yè)增加值的貢獻最為顯著，農(nóng)用機械總動力有不顯著的正的影響，農(nóng)藥使用量在短期而言可促進農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加，但從長期看，農(nóng)藥的使用還會導(dǎo)致農(nóng)業(yè)產(chǎn)值下降，相反，農(nóng)用塑料薄膜施用量對我國長期均衡農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值則有顯著的負的影響。為此，建議如下：

一是制定低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展規(guī)劃。從氣候變化對生態(tài)環(huán)境的影響入手，盡快明確今后一個時期我國低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的目標(biāo)，規(guī)劃好每個階段低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展的重點領(lǐng)域和環(huán)節(jié)，計算好各階段低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展所需減少的投入品數(shù)額，并規(guī)范好相關(guān)扶持措施。

二是提高農(nóng)業(yè)投入品的使用效率。農(nóng)用塑料薄膜對我國農(nóng)業(yè)增加值起負作用，因此，當(dāng)務(wù)之急是停止或盡量減少使用農(nóng)用塑料薄膜；為進一步提高化肥利用效率，應(yīng)加強土壤肥力和肥料效益監(jiān)測等基礎(chǔ)性工作，建立科學(xué)的有機－無機相結(jié)合的施肥體系；同時，要合理地使用高效、低毒、低殘留農(nóng)藥，建立多元化、社會化病蟲害防治專業(yè)服務(wù)組織，運用農(nóng)業(yè)生物防治技術(shù)，減少農(nóng)藥使用頻率和數(shù)量，提高防治效果和農(nóng)藥利用率；此外，要推廣農(nóng)機節(jié)能減排技術(shù)，加快農(nóng)機節(jié)能減排新產(chǎn)品的研發(fā)，進一步優(yōu)化農(nóng)機裝備結(jié)構(gòu)，發(fā)揮出農(nóng)業(yè)機械的更大作用和貢獻。

三是提供相關(guān)制度安排。面對由于農(nóng)藥、化肥等的使用而導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境不斷惡化的局勢［5］，我國應(yīng)盡快制定和完善農(nóng)業(yè)投入品對生態(tài)環(huán)境影響的相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)體系，加快農(nóng)產(chǎn)品低碳標(biāo)準(zhǔn)的出臺，控制過量的化學(xué)品的投入引起的食品安全和環(huán)境安全問題，規(guī)范低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展。

注釋：

① 所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。其中農(nóng)藥使用量和農(nóng)用塑料薄膜使用量1980～1991年數(shù)據(jù)缺?。]有統(tǒng)計），故我們利用方程式y(tǒng)＝c＋βt（t：年份，c：常數(shù)項）分別進行回歸，對它們進行預(yù)測，然后以預(yù)測值代替缺省值。

［1］漆雁斌，陳衛(wèi)洪.低碳農(nóng)業(yè)發(fā)展影響因素的回歸分析［J］.農(nóng)村經(jīng)濟，2010，（2）：19－23.

［2］Granger，Clive W.J.Investing casual relation by ecnomitric models and cross－spectral models［J］.Ecnomitrica，1969，37（3）：424－438.

［3］詹姆斯.H.斯托克 馬克.W.沃森.計量經(jīng)濟學(xué)［M］.上海：上海三聯(lián)書店，上海人民出版社.

［4］龐浩.計量經(jīng)濟學(xué)［M］.成都：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2002.

［5］賀順奎.低碳農(nóng)業(yè)：農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必然選擇［J］.貴陽學(xué)院學(xué)報，2010，（9）：39－41.