摘要：本文選取我國(guó)2003-2013 年的季度農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過CensusX12 季節(jié)調(diào)整方法對(duì)序列X 進(jìn)行季節(jié)調(diào)整以去除季節(jié)變動(dòng)要素，再采取時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及建立誤差修正模型，從而達(dá)到更好研究農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：我國(guó)農(nóng)業(yè)對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的貢獻(xiàn)。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；CensusX12 季節(jié)調(diào)整；協(xié)整檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F30 文獻(xiàn)識(shí)別碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2016）010-00000-01

一、引言

農(nóng)業(yè)在我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中占據(jù)著重要的基礎(chǔ)地位，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)起著很大的推動(dòng)作用，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點(diǎn)。有些學(xué)者主張大力發(fā)展農(nóng)業(yè)，他們認(rèn)為農(nóng)業(yè)是我國(guó)工業(yè)化和經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的助推器。而農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，其是衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。在經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列分析中，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值常常會(huì)受到季節(jié)變動(dòng)因素以及不規(guī)則變動(dòng)因素的影響。這些因素往往會(huì)掩蓋經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的客觀變化，給研究和分析經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)和判斷目前經(jīng)濟(jì)所處的狀態(tài)帶來了困難。因此，本文在研究我國(guó)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系時(shí)，采用了CensusX12 季節(jié)調(diào)整方法對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值序列進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，剔除掉其包含的季節(jié)變動(dòng)因素和不規(guī)則因素。

二、模型的建立

（一）數(shù)據(jù)的選取與處理

本文選取的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（X）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）（單位：億元）樣本范圍是從2003年第一季度至2013 年第四季度分別是44 個(gè)數(shù)據(jù)。由于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值受季節(jié)變動(dòng)及不規(guī)則因素的影響比較明顯，因此利用CensusX12 方法對(duì)序列農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值序列X 具有明顯的季節(jié)變動(dòng)和周期循環(huán)變動(dòng)等影響，其通過折線圖呈現(xiàn)出來的是向上趨勢(shì)的“鋸齒”形狀。序列X_TC 是經(jīng)過CensusX12 季節(jié)調(diào)整消除季節(jié)變動(dòng)和不規(guī)則要素所得到的趨勢(shì)-循環(huán)序列，與原序列X 相比較，其折線圖比較光滑，其向上的趨勢(shì)非常明顯。

（二）模型的建立

對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整并剔除其所包含的季節(jié)變動(dòng)因素和不規(guī)則要素之后，我們令經(jīng)季節(jié)調(diào)整后的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值為X1，進(jìn)而對(duì)其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，從而建立如下模型：

三、模型的檢驗(yàn)與參數(shù)估計(jì)

（一）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

據(jù)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的序列折線圖可知，ADF 檢驗(yàn)中含有趨勢(shì)項(xiàng)與截距項(xiàng)。為嚴(yán)密起見，在進(jìn)行 ADF檢驗(yàn)時(shí)，取α=0.05的顯著性水平，原假設(shè) H 0 ∶θ=1，存在單位根，序列是非平穩(wěn)的；備擇假設(shè)H 1∶θ ≠ 1，不存在單位根，序列是平穩(wěn)的。

通過檢驗(yàn)結(jié)果顯示，X1 序列以較大的P 值，即97.79%的概率接受原假設(shè)，即存在單位根，序列是非平穩(wěn)的。一階差分序列的t 值為-4.103103，小于5%的顯著性水平下的臨界值-3.529758，大于1%的顯著性水平下的臨界值-4.211868。因此，X1 序列在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，表明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值X1 的一階差分序列不存在單位根，序列是平穩(wěn)序列，即X1序列是一階單整的。用同樣的方法，可以得到Y(jié) 序列也是一階單整的。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

為了分析國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（X1）之間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們先做兩變量之間的回歸，然后檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性。

以農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（X1）為解釋變量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）為被解釋變量，用OLS 回歸方法估計(jì)回歸模型，結(jié)果見表1。

為了檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，我們將上述的OLS 回歸得到的殘差序列命名為新序列et，用以上同樣的方法對(duì)序列et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得出其是平穩(wěn)的，說明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）和農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（X1）之間存在協(xié)整關(guān)系。

四、誤差修正模型

農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值（X1）和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）之間存在協(xié)整，表明兩者之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式（2）中et的誤差看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)系起來。

上述結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值變化不僅取決于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的變化，而且取決于上一期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的偏離，誤差項(xiàng)e t-1估計(jì)的系數(shù)-1.202908 體現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，上一期偏離越遠(yuǎn)，本期的修正量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制。同時(shí)，這也表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增加從非均衡向均衡狀態(tài)調(diào)整的速度較快，且我國(guó)近十多年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較為顯著的影響。

參考文獻(xiàn)

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作者簡(jiǎn)介：陳小清（1993-），女，漢族，廣東省湛江人，西北民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院2013 級(jí)本科生，研究方向：經(jīng)濟(jì)學(xué)。