趙一雪
(哈爾濱商業(yè)大學 計算機與信息工程學院,哈爾濱 150028)
當前,大氣中溫室氣體濃度的增加導致全球氣候的變化已經(jīng)嚴重威脅到農(nóng)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展,如何應對氣候變化則成為全球面臨的重大挑戰(zhàn)。中國作為人口大國,農(nóng)業(yè)是否能夠可持續(xù)發(fā)展,是關系到國計民生的重中之重。低碳農(nóng)業(yè)作為低碳經(jīng)濟背景下出現(xiàn)的新型農(nóng)業(yè)發(fā)展模式,對改變過去的“高碳“農(nóng)業(yè)模式,減緩溫室氣體排放具有重要作用。低碳農(nóng)業(yè)主要是通過增強農(nóng)業(yè)的碳匯能力,同時減弱其碳源能力,以使農(nóng)業(yè)溫室氣體凈排放不斷下降,最終實現(xiàn)大氣溫室氣體濃度下降的目標。農(nóng)業(yè)溫室氣體的產(chǎn)生主要來源于投入品使用、耕作、養(yǎng)殖業(yè)及廢棄物處理等途徑。農(nóng)業(yè)碳匯主要來源于耕地、林業(yè)、草地、濕地等資源,它們具有吸收存儲CO2、CH4等溫室氣體的能力。
黑龍江省作為中國的農(nóng)業(yè)大省,是中國最大的的商品糧食生產(chǎn)基地,主要農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量位于全國前列。目前,雖然節(jié)能減排和循環(huán)農(nóng)業(yè)技術已在黑龍江省各地廣泛應用,但是黑龍江省農(nóng)業(yè)為提高農(nóng)產(chǎn)產(chǎn)量,農(nóng)業(yè)生產(chǎn)嚴重依賴化肥、農(nóng)用塑料薄膜等石化產(chǎn)品,這些都是與能源消耗、溫室氣體排放密切相關的農(nóng)業(yè)投入要素。本文通過對農(nóng)業(yè)增加值與化肥使用量、農(nóng)用塑料薄膜使用量以及農(nóng)用柴油使用量等變量的回歸分析,試圖找到影響黑龍江農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展的制約因素,并提出相關建議,以促進黑龍江農(nóng)業(yè)的低碳發(fā)展。
本文選取x1農(nóng)用化肥使用量(折純量單位:萬噸);x2農(nóng)用塑料薄膜使用量(單位:萬噸);x3農(nóng)用柴油使用量(單位:萬噸);x4水稻播種面積(單位:萬公頃)作為解釋變量對被解釋變量農(nóng)業(yè)增加值y(單位:億元)進行多元線性回歸分析,找出影響對黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值有顯著影響的因素。其中農(nóng)業(yè)增加值,以1978年為基期的黑龍江省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)進行換算調(diào)整。選取農(nóng)用化肥作為解釋變量主要考慮中國是農(nóng)用化肥消耗量最大的國家,同時中國又是世界上唯一使用煤作為主要原料生產(chǎn)氮肥的國家,在生產(chǎn)和施用過程中均產(chǎn)生大量二氧化碳。選取水稻播種面積作為解釋變量主要原因在于水稻生產(chǎn)過程中產(chǎn)生大量的CH4,對碳減排影響較大,而水稻是黑龍江省三種主要農(nóng)作物之一。
本文選取的1990~2010年共21年的數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于《新中國農(nóng)業(yè)60年統(tǒng)計資料》,《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》《黑龍江統(tǒng)計年鑒1995、2010、2011》。
根據(jù)以上指標,建立多元回歸模型(1)如下:
式(1)中,b0為回歸常數(shù)項,b1~b4為非標準化條件下的偏回歸系數(shù),εt為隨機誤差項。
為了消除異方差性,以及使模型更具有實際意義,本文中農(nóng)業(yè)增加值數(shù)據(jù)與農(nóng)業(yè)投入數(shù)據(jù)均進行了對數(shù)變換,因而系數(shù)均表示農(nóng)業(yè)增加值與農(nóng)業(yè)投入要素之間的彈性關系。
由于在研究中所選擇的變量都屬于時間序列數(shù)據(jù),此類數(shù)據(jù)大多是非平穩(wěn)的,若直接將非平穩(wěn)時序列數(shù)據(jù)作為平穩(wěn)序列進行回歸分析,由于不滿足傳統(tǒng)估計及推斷技術所要求的條件,可能會帶來偽回歸或t檢驗、F檢驗失效等問題。因此在利用回歸分析各經(jīng)濟變量關系之前,需利用單位根檢驗對經(jīng)濟變量時間序列平穩(wěn)性進行判斷,如經(jīng)濟時間序列變量數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)的,可利用協(xié)整理論對其進行處理。
對經(jīng)濟時間序列變量數(shù)據(jù)進行協(xié)整前,需要對其平穩(wěn)性進行檢驗。當前廣泛采用的方法是單位根檢。本文采用ADF檢驗對各時間序列變量進行檢驗。
通過對時間序列變量水平值與一階差分值進行ADF單位根檢驗,檢驗結(jié)果如表1所示,各時間序列變量水平值未通過ADF單位根檢驗,為非平穩(wěn)序列。通過一階差分后,各時間序列變量通過ADF單位根檢驗,即lny、lnx1、lnx2、lnx3、lnx4為一階單整序列,需要進一步對各變量協(xié)整關系進行檢驗。
表1 ADF單位根檢驗結(jié)果
當前,協(xié)整關系的檢驗方法有兩種:一種是Engle和Granger(1987)提出的兩步法,此種方法比較適合兩個變量間協(xié)整關系的檢驗;另一種是Johansen(1988)提出的最大似然檢驗法,它是一種進行多變量協(xié)整檢驗比較好的方法。本文采用Johansen檢驗法檢驗來驗證影響黑龍江省農(nóng)業(yè)低碳發(fā)展各因素的長期協(xié)整關系。
表2 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果
從表2協(xié)整檢驗結(jié)果看,根據(jù)最大特征值統(tǒng)計量,只存在唯一的協(xié)整關系:
方程(4)反映了黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值與農(nóng)用化肥使用量、農(nóng)用塑料薄膜、農(nóng)用柴油使用量及水稻播種面積的長期均衡關系。括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。從方程(4)可以看出:
首先,黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值對農(nóng)用化肥使用量的邊際效應值為2.11,t統(tǒng)計量為-3.27,這說明農(nóng)用化肥使用量對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的正向影響,表明黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對化肥的使用具有明顯的長期依賴關系,但這種對化肥的依賴已經(jīng)嚴重的污染了環(huán)境,引起了土壤的退化。因此,從發(fā)展低碳農(nóng)業(yè)的角度,我們應該改變這種依賴關系,尋找可替代的有機肥等,停止過度使用化肥。
其次,黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值對農(nóng)用塑料薄膜的邊際效應值為0.67,t統(tǒng)計量為-3.20,這說明農(nóng)用塑料薄膜使用量對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的正向影響,之所以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)對其有長期的依賴關系,主要原因在于黑龍江省屬中溫帶,寒溫帶大陸性季風氣候。黑龍江省全省無霜期僅有100~160天,為了保證農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的持續(xù)進行,所以在生產(chǎn)中大量投入農(nóng)用塑料薄膜,但是從低碳農(nóng)業(yè)角度,我們也需要盡量減少農(nóng)用塑料薄膜的使用,如果無法減少使用量,應該尋找可降解的農(nóng)用塑料薄膜來替代。
再次,黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值對農(nóng)用柴油使用量的邊際效應值為-0.99,t統(tǒng)計量為5.34,這說明農(nóng)用柴油使用量對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的負向影響。之所以具有顯著的負向影響,其原因可能在于黑龍江省地處北方,農(nóng)業(yè)排灌動力機械主要應用柴油機,當氣候干旱時,會增加使用農(nóng)業(yè)排灌動力機械,這時候農(nóng)用柴油使用量增加,而天氣干旱會引起農(nóng)業(yè)減產(chǎn),導致農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值下降。
最后,黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值對水稻播種面積的邊際效應值為-0.55,t統(tǒng)計量為8.96,這說明水稻播種面積對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的負向影響。之所以具有顯著的負向影響,其原因可能在于水稻作為黑龍江省的主要農(nóng)作物,其播種面積處于玉米、大豆之后,位列第三位的農(nóng)作物。雖然糧食的價格近年來上漲幅度較快,但國家對于糧食價格進行了適當?shù)恼{(diào)控,所以水稻播種面積對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加產(chǎn)生了顯著的負向影響。
根據(jù)表2最大特征根檢驗,黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加與各投入品變量間在5%顯著水平上存在協(xié)整關系,表明它們存在長期均衡關系,但并不能確定它們之間的因果關系,也就是說投入品增加使用并不一定必然引起農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加,而可能是來自于其他的因素,因此需通過格蘭杰因果關系檢驗來驗證因果關系。
各時間序列變量間存在協(xié)整關系,只是說明這些時間序列變量具有共同的變動趨勢。識別變量間的因果關系有很多種,目前應用最廣泛的方法就是格蘭杰因果關系檢驗。
格蘭杰因果檢驗是Granger(1969)提出的檢驗方法,其基本思想是:如果x是y的因,但y不是x的因,則x的過去值可以幫助預測y的未來值,但y的過去值卻不能幫助預測x的未來值。其模型為式(3):
其中滯后階數(shù)可根據(jù)“信息準則”或“由大道小的序貫t規(guī)則”來確定。檢驗原假設為:
H0:β1=β2=…=βP=0若干拒絕H0,則稱x是y的“格蘭杰因”
運用格蘭杰因果方法對黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值與各投入品變量間進行檢驗如表3所示。
表3 變量間格蘭杰因果關系檢驗
從各變量格蘭杰因果關系看,在95%置信水平下,黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值是農(nóng)用化肥施用量增加的格蘭杰原因,即農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加導致農(nóng)民耕作中大量使用化肥,但是黑龍江省農(nóng)用化肥施用量增加卻不是農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加的格蘭杰原因,說明化肥的大量使用并不能帶來農(nóng)業(yè)產(chǎn)值持續(xù)的增加。
黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值不是農(nóng)用塑料薄膜使用量增加的原因,但黑龍江省農(nóng)用塑料薄膜使用量卻是農(nóng)業(yè)增加值的格蘭杰原因,這說明黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加并不會引起農(nóng)用塑料薄膜的大規(guī)模使用,但增加農(nóng)用塑料薄膜使用量,會帶來黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高,主要原因在于黑龍江省地處高寒地帶,冬季漫長,利用農(nóng)用塑料薄膜開展冬季農(nóng)業(yè)生產(chǎn)會帶來更多的農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加。黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值是農(nóng)用柴油使用量的格蘭杰原因,但農(nóng)用柴油使用量不是黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值的格蘭杰原因,這說明柴油作為農(nóng)業(yè)機械的主要動力能源,由于黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的提高伴隨著柴油這種能源消耗的大量增加,但柴油的消耗增加卻不能有效的解釋黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的增加,說明黑龍江省農(nóng)業(yè)是一種粗放型的農(nóng)業(yè),能源的利用率較低。黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值提高帶來了水稻播種面積的增加,是水稻播種面積的格蘭杰原因,但水稻播種面積不是黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值的格蘭杰原因,這說明水稻作為黑龍江省農(nóng)業(yè)主要作物其播種面積對黑龍江省農(nóng)業(yè)產(chǎn)值增加影響并不是很大,可能黑龍江省農(nóng)業(yè)的發(fā)展是多元化的,不會受某種單一作物面積增加的影響。
通過對1990~2010年影響黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值變化的投入要素進行實證分析,可以看出,農(nóng)用化肥使用量對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有最顯著的正向影響,農(nóng)用塑料薄膜使用量對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的正向影響,農(nóng)用柴油使用量、水稻播種面積對黑龍江省農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有顯著的負向影響。黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值是農(nóng)用化肥使用量增加、農(nóng)用柴油使用量、水稻播種面積的格蘭杰原因,僅農(nóng)用塑料薄膜是黑龍江省農(nóng)業(yè)增加值的格蘭杰原因。
[1]胡新良,卿樹濤.投入品對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響的實證分析[J].財經(jīng)理論與實踐,2011,(6).
[2]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).
[3]張曉峒.應用計量經(jīng)濟學[M].北京:機械工業(yè)出版社,2009.
[4]陳強.高級計量經(jīng)濟學及Stata應用[M].北京:高等教育出版社,2010.
[5]A.H.Studenmund.應用計量經(jīng)濟學[M].北京:機械工業(yè)出版社,2011.