投入品對我國農業生產影響的實證分析

胡新良，卿樹濤

（湖南大學 經貿學院，湖南 長沙 410006）＊

一、引言

眾所周知，高碳農業雖然大幅度增加了糧食等農產品供給，但卻嚴重依賴于化肥、農藥等石化產品的投入，農業生產的產前、產中、產后的各個環節也都與能源消耗、溫室氣體排放具有緊密的關聯。為促進低碳農業的健康發展，就需要區分不同農業投入品對農業生產影響的差異，主要是區分農藥、化肥、農用機械和農用薄膜等生產技術因子對低碳農業生產的影響程度［1］。為此，我們選擇回歸分析法進行實證分析，找出低碳農業生產影響因素間的差異，并提出相關建議，從而為加快建立我國低碳農業生產模式提供依據。

二、模型設計與指標選取

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

式中C為回歸常數，β1～β5為非標準化條件下的偏回歸系數，ε為隨機誤差項，參數估計所使用的數據來源是《中國統計年鑒（1979～2008）》和《中國農村統計年鑒（1979～2009）》，農用塑料薄膜和農藥使用量數據因統計原因起始于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據，而大多數經濟時間序列是非平穩的，如果直接將非平穩時間序列數據當作平穩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濟變量有意義的經濟關系之前，必須對經濟變量時間序列的平穩性與非平穩性進行判斷，進行單位根檢驗。如果經濟變量是非平穩的，則需要找到新的處理辦法，如20世紀80年代發展起來的協整理論。

（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檢驗的原假設時間序列是平穩的，被擇假設存在單位根：H0＝0，H1＝1。KPS檢驗結果表明，農藥使用量和化肥用量是一階平穩的，而農業生產總值、農用機械總動力和農用塑料薄膜使用量的對數項是一階平穩的①。

表1 單位根檢驗結果

（二）協整關系的檢驗與分析

協整關系說明的是兩個以上非平穩時間序列之間長期均衡關系。通常情況下，隨時間變化的時間序列變量是非平穩的，但這并不等于變量的所有線性組合也是非平穩的。如果某些非平穩序列的某種線性組合是平穩的，則稱變量間存在協整關系。協整揭示了這樣一個事實［3］：“包含非平穩變量的均衡系統，必然意味著非平穩變量的某種組合是平穩的。”值得注意的是，這里的均衡并不是平常意義上的市場出清，而是指系統間的一種穩定關系。這種長期穩定關系依靠短期動態過程的不斷調整得以實現。Eagle和Gange給出了協整的定義：

一般地，設有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）′稱為協整向量。

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

協整檢驗方法有兩種：一種是基于回歸殘差的協整檢驗，這種檢驗也稱為單一方程的協整檢驗；另一種是基于回歸系數的完全信息檢驗，這種檢驗方法也稱為Johansen檢驗法。Johansen協整關系檢驗的統計量有兩個：Trace統計量和Max－Eagin統計量。Trace統計量的原假設是存在r個協整關系，備擇假設是存在k個協整關系，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統計量原假設是存在r個協整關系，備擇假設是存在r＋1個協整關系，其計算公式為：

表2 協整檢驗結果

表2的協整檢驗結果表明，根據Max－Eagin統計量判斷，只有一個協整關系：

方程4反映了農業總產值與農藥、化肥、農用塑料薄膜使用量以及農用機械總動力的長期均衡關系。括號內為T統計值。協整估計的結果值得我們思考：

第一，從化肥的使用量來看。方程4顯示，農業總產值代數值對化肥使用量的邊際效應值為0.00034，t統計值為2.53，這表明，化肥對農業生產總值有顯著的正的影響，農業生產對化肥之使用有明顯的長期的依賴關系，正是這種原因，中國大陸在農業生產過程中，大量使用了化肥，嚴重地污染了環境，這已經引起學者們的廣泛關注。因此，從低碳經濟角度去分析，我們應該改變這種長期均衡關系，尋找可替代的有機肥等，停止過度使用化肥。

第二，從農業機械總動力分析。方程4顯示，農業生產總值代數值對農業機械總動力的代數的邊際效應為1.794588，T統計值為0.051，這表明，農業機械動力的使用對農業生產總值有正的影響，但不顯著。原因是多方面的：1）由于農業機械在使用上具有規模經濟的特點，但是總體而言，我國的地形復雜，限制了大規模使用機械的可能性；2）我國農村地區基礎設施薄弱，也降低了農業機械的使用效率。3）家庭聯產承包責任制的影響。客觀上，家庭聯產承包責任制提高了農戶大規模使用機械的成本，降低了其大規模使用機械的動因，因而降低了農業機械的使用效率。

第三，從農藥使用量分析。方程4顯示，農業生產總值對農藥使用量代數值的邊際效應值為－0.1084，t統計值為4.82。這反映：農藥使用量對農業生產總值的彈性為－0.1084，即從長期來看，農藥使用量每增加1萬噸，農業生產總值將降低－0.1084億元。這與理論一致：短期而言，農藥的使用能夠降低病蟲害的影響，農業產值增加，但從長期上看，農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，病蟲害的長期風險隨之上升，產量下降。

第四，從農用塑料薄膜施用量分析。方程4表明，農用塑料薄膜施用量對農業生產總值代數值的邊際效應為－0.02279，T統計值為－3.78，這意味著農用塑料薄膜施用量對長期均衡農業生產總值有顯著的負的影響。因此，無論是農業發展本身，還是低碳經濟，都要求降低農用塑料薄膜施用量，提高其使用效率。

（三）Grange因果關系的檢驗

協整檢驗結果表明，農業生產總值與農用化肥施用量、農業機械總動力、農用塑料薄膜施用量和農藥施用量存在長期的均衡關系，但這并不能證明農業生產總值與后四個因子存在穩定的因果關系，故因果關系的識別是任何時間序列分析必不可少的一個環節。通常使用的識別方法是Granger因果關系的檢驗法。

Granger因果關系的檢驗法的思想是：變量X是否有助于預測Y，即根據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］。其檢驗模型為：

檢驗的零假設為：x是y的非Granger原因，即H0：β1＝β2＝…＝βq＝0。若零假設成立，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，滯后階數的確定，可根據赤池信息準則（AIC）來確定。比較F統計量與臨界值的大小即可得檢驗結果。如果F大于臨界值就拒絕零假設H0：x是y的Granger原因，若F小于臨界值，則不能拒絕零假設：這就意味著x不是y的“Granger原因”。表3報告了Granger檢驗的結果：

表3 Granger檢驗結果

表3表明，化肥施用量、農藥施用量、塑料薄膜施用量和農業機械總動力是引導農業生產總值的原因，但農業生產總值不是引導化肥施用量、農藥施用量、塑料薄膜施用量和農業機械總動力的原因。這也說明了我們將農業生產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濟發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，這種增長方式引導了對投入品的迅速增長，而農藥、化肥、塑料薄膜和農業機械總動力是主要的投入。這種Granger因果關系的檢驗是符合預期的。

四、結論與建議

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

一是制定低碳農業發展規劃。從氣候變化對生態環境的影響入手，盡快明確今后一個時期我國低碳農業發展的目標，規劃好每個階段低碳農業發展的重點領域和環節，計算好各階段低碳農業發展所需減少的投入品數額，并規范好相關扶持措施。

二是提高農業投入品的使用效率。農用塑料薄膜對我國農業增加值起負作用，因此，當務之急是停止或盡量減少使用農用塑料薄膜；為進一步提高化肥利用效率，應加強土壤肥力和肥料效益監測等基礎性工作，建立科學的有機－無機相結合的施肥體系；同時，要合理地使用高效、低毒、低殘留農藥，建立多元化、社會化病蟲害防治專業服務組織，運用農業生物防治技術，減少農藥使用頻率和數量，提高防治效果和農藥利用率；此外，要推廣農機節能減排技術，加快農機節能減排新產品的研發，進一步優化農機裝備結構，發揮出農業機械的更大作用和貢獻。

三是提供相關制度安排。面對由于農藥、化肥等的使用而導致農業生態環境不斷惡化的局勢［5］，我國應盡快制定和完善農業投入品對生態環境影響的相關標準體系，加快農產品低碳標準的出臺，控制過量的化學品的投入引起的食品安全和環境安全問題，規范低碳農業發展。

注釋：

① 所有數據均來源于《中國統計年鑒》。其中農藥使用量和農用塑料薄膜使用量1980～1991年數據缺省（沒有統計），故我們利用方程式y＝c＋βt（t：年份，c：常數項）分別進行回歸，對它們進行預測，然后以預測值代替缺省值。

［1］漆雁斌，陳衛洪.低碳農業發展影響因素的回歸分析［J］.農村經濟，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.計量經濟學［M］.上海：上海三聯書店，上海人民出版社.

［4］龐浩.計量經濟學［M］.成都：西南財經大學出版社，2002.

［5］賀順奎.低碳農業：農業現代化的必然選擇［J］.貴陽學院學報，2010，（9）：39－41.