郭 錦，陳 昭

（廣東外語外貿(mào)大學a.公開學院；b.國際經(jīng)貿(mào)學院，廣州 510420）

1 導言

農(nóng)業(yè)發(fā)展是國民經(jīng)濟的根本和基礎(chǔ)。從全球來看，糧食安全一直是很嚴峻的問題。中國是發(fā)展中的農(nóng)業(yè)大國，耕地面積僅占世界的7%，而人口卻占世界的22%，十幾億人的糧食問題始終是頭等大事。由于人口增長和人民生活水平的提高，今后每年糧食需求將以50億公斤左右的剛性速度增長。另一方面，工業(yè)化和城市化使得耕地面積不斷減少，到2020年即使能夠守住18億畝的紅線，也只能夠達到人均1.2畝。因此，高度重視、保護和提高糧食綜合生產(chǎn)能力，建立穩(wěn)定的商品糧生產(chǎn)基地，建立符合我國國情和社會主義市場經(jīng)濟要求的糧食安全體系，確保糧食供求基本平衡，這既是我國政府解決糧食安全問題的基本方針，也是實現(xiàn)糧食安全總的目標。

黑龍江省是我國的農(nóng)業(yè)大省，地理優(yōu)勢和自然資源得天獨厚，耕地面積占全國總量的十分之一。2009年，黑龍江省糧食產(chǎn)量達870.6億斤，連續(xù)6年奪取豐收，糧食總產(chǎn)居河南省之后列中國第二位。充分發(fā)揮黑龍江省在我國農(nóng)業(yè)發(fā)展中的重要作用，對于保障我國的糧食安全意義十分重大。

1 模型的建立

我們選取黑龍江省的哈爾濱、齊齊哈爾、雞西、鶴崗、雙鴨山、大慶、伊春、佳木斯、七臺河、牡丹江、黑河、綏化、大興安嶺作為面板模型的截面研究對象，原因是在我們選取的樣本區(qū)間內(nèi)，上述地區(qū)的GDP和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值分別占黑龍江省GDP和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的比重范圍在94%-99%，可見上述地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展能夠代表黑龍江省農(nóng)業(yè)發(fā)展問題。

變量名稱和符號界定如下：Yit表示糧食產(chǎn)量 （單位：萬噸），Lit表示農(nóng)村勞動力投入（單位：萬人），Hit表示農(nóng)業(yè)化肥投入量（單位：噸），Nit表示農(nóng)機總動力（單位：萬千瓦），Mit表示耕地面積（單位：萬公頃）。其中i表示截面?zhèn)€體，指上文的各個地區(qū)；t表示時間序列，文中為1995～2009年。

假設(shè)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出函數(shù)是柯布——道格拉斯型的，因此可以建立對數(shù)函數(shù)模型如下：

其中，ln 表示對變量取對數(shù)，Ci為非觀測效應，b0、b1、b2、b3為待估參數(shù)，u為特異誤差。

2 基于面板單位根和面板協(xié)整檢驗的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)的來源和說明

本文所用數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為1995～2009年，這是因為這一時間段黑龍江農(nóng)業(yè)發(fā)展穩(wěn)定，因此確定研究樣本區(qū)間為上述時間段。所有數(shù)據(jù)均來自于有關(guān)年度《黑龍江統(tǒng)計年鑒》等權(quán)威數(shù)據(jù)資料庫。本文所用軟件是Eviews5.1和Stata9.0。

2.2 面板模型與估計、檢驗方法

計量經(jīng)濟理論表明，眾多經(jīng)濟變量尤其是面板數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)變量，用非平穩(wěn)變量進行回歸分析結(jié)果很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。為避免偽回歸現(xiàn)象，需要對面板數(shù)據(jù)進行單位根和協(xié)整檢驗。

（1）面板單位根檢驗。面板模型進行回歸分析之前進行單位根檢驗，這是避免出現(xiàn)偽回歸的前提條件。面板單位根檢驗方法有別于時間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗，主要為：LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗是相同根的檢驗方法，IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗是不同根的檢驗方法；LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗原假設(shè)是含有單位根；Hadri檢驗原假設(shè)為不含有單位根。本文所用數(shù)據(jù)和變量的面板單位根檢驗結(jié)果如表1所示。

上述檢驗結(jié)果除了lnY、lnH、lnM一階差分值的Breitung檢驗顯著與眾不同外，其他四種或以上檢驗方法檢驗結(jié)論一致，均表明上述變量是I(1)的，也就是說本文模型所用變量是非平穩(wěn)變量。

表1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

對于面板模型，如果變量是非平穩(wěn)的，進行回歸分析之前需要進行協(xié)整檢驗，以判斷是否可能屬于偽回歸。

（2）面板協(xié)整檢驗。Pedroni(1999，2001)以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出7個統(tǒng)計量進行面板協(xié)整檢驗，其中除了Panelνstat為右尾檢驗之外，其余統(tǒng)計檢驗量均為左尾檢驗。4個是用 聯(lián) 合 組 內(nèi) 尺 度 描 述 即 Panel v-Stat、Panel ρ-Stat、Panel ADF-Stat、Panel PP-Stat；另外3個是用組間尺度來描述即Group ρ-Stat、 Group ADF-Stat、 Group PP-Stat。 如果各統(tǒng)計量均在1%(或5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，表明非平穩(wěn)的時間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。

Pedroni(1999，2001)基于殘差的協(xié)整檢驗量最關(guān)鍵的是計算所假設(shè)協(xié)整方程的殘差。

對于如下的協(xié)整方程：

其中，β1=（β1i，β2i，…，βMi），xit=(x1i,t,x2i,t，…，xMi,t)，M 為獨立變量的個數(shù)。

為了得到相關(guān)的面板協(xié)整統(tǒng)計量，首先要估計協(xié)整方程。為了得到兩個組內(nèi)統(tǒng)計量 （panel rho-stat、panel t-stat）值，對原序列進行差分運算并估計如下差分方程：

Pedroni對于相關(guān)的面板協(xié)整檢驗量作了如下的表示：

對于每個面板模型利用近似的均值和方差既可以進行標準化。

對于面板協(xié)整檢驗而言其原假設(shè)H0：對?i,γi=1，即不存在協(xié)整關(guān)系；而對于組間統(tǒng)計量而言其備擇假設(shè)為：H1：對?i，γi＜1：而對于組內(nèi)統(tǒng)計量而言其備擇假設(shè)為：H1：對?i,γi=γ＜1。

本文所用變量的面板協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 本文所用變量的面板協(xié)整檢驗

模型變量的Pedroni協(xié)整檢驗的組內(nèi)和組間統(tǒng)計量在1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明前文模型存在協(xié)整關(guān)系，可以直接進行回歸分析，不存在偽回歸。

（3）實證結(jié)果。按照協(xié)整檢驗的結(jié)果，我們對模型進行了回歸分析，模型檢驗表明應該采用隨機效應模型，方法為SUR（似不相關(guān)回歸），回歸結(jié)果如下。

Ci的結(jié)果如表3所示（由于取了對數(shù)，因此結(jié)果出現(xiàn)負數(shù)，數(shù)越小表明農(nóng)業(yè)自主產(chǎn)量越小，反之則反是）。

回歸方程的系數(shù)表明的是彈性，按照數(shù)值大小順序排列，解釋變量對于農(nóng)業(yè)增長的貢獻分別是農(nóng)機總動力、化肥施用量、農(nóng)作物耕作面積和農(nóng)業(yè)勞動力投入。如果把農(nóng)業(yè)勞動力投入對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻度設(shè)定為1，則農(nóng)作物耕作面積對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻度為1.32，化肥施用量的貢獻度為2，農(nóng)機總動力的貢獻度為5.6。

表3 各地區(qū)農(nóng)業(yè)自主產(chǎn)量的對數(shù)值 單位：萬噸

按照回歸模型計算各地區(qū)解釋變量的系數(shù)，即彈性，結(jié)果如表4所示。

從勞動力投入彈性來看，齊齊哈爾和鶴崗為正數(shù)，其他地區(qū)不顯著或者為負數(shù)；而化肥施用量彈性除了鶴崗、大興安嶺為負數(shù)以外，其余地區(qū)均為正數(shù)，以雙鴨山、牡丹江彈性為最大；哈爾濱、伊春、七臺河、黑河、大興安嶺的農(nóng)機總動力彈性系數(shù)為正數(shù)，綏化的彈性系數(shù)不顯著，其余地區(qū)系數(shù)均為負；齊齊哈爾、雞西、鶴崗、綏化、大興安嶺的農(nóng)作物耕作面積彈性大于0，其他地區(qū)或者不顯著或者小于0。

表4 各地區(qū)解釋變量的系數(shù)

3 結(jié)論和政策建議

理論和實證分析結(jié)果表明，四種投入要素與黑龍江農(nóng)業(yè)產(chǎn)出正相關(guān)。黑龍江省農(nóng)業(yè)勞動力投入和化肥施用量的增加、農(nóng)機總動力的提高、農(nóng)作物耕作面積的擴大顯著的提高黑龍江農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，并且農(nóng)機總動力對黑龍江農(nóng)業(yè)產(chǎn)出貢獻度最大，其次是化肥施用量和農(nóng)作物耕作面積的提高，貢獻最小的是農(nóng)業(yè)勞動力投入。農(nóng)機總動力對農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻是居第二位貢獻的化肥施用量的2.8倍。從各地區(qū)來看，各要素投入對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻明顯不同，差異顯著。哈爾濱、七臺河和黑河農(nóng)業(yè)產(chǎn)出貢獻大的投入要素是化肥施用量和農(nóng)機總動力；齊齊哈爾農(nóng)業(yè)產(chǎn)出貢獻度大的要素是耕作面積、勞動力投入和化肥施用量；雞西和綏化為耕作面積和化肥施用量；鶴崗是耕作面積和勞動力投入；雙鴨山、大慶、佳木斯和牡丹江則是化肥施用量；伊春是農(nóng)機總動力和化肥施用量；大興安嶺是農(nóng)機總動力和耕作面積。

上述分析結(jié)果表明，要素投入的增加能夠促進黑龍江農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的提高，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出彈性約為1.1（0.11+0.22+0.62+0.145），表現(xiàn)為規(guī)模報酬遞增，也就是從理論上說，各種要素投入平均增加1%，黑龍江農(nóng)業(yè)產(chǎn)出將增加1.1%。但是從不同地區(qū)來看，由于各地區(qū)的要素彈性不同，采用不同的要素投入組合能夠有效提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出水平，并且能夠使資源得到合理有效的利用。比如，哈爾濱的耕地面積2719萬畝，人均耕地2.76畝，是全國人均耕地的2倍，土地粗放型耕種面積大；黑河地區(qū)耕地總面積為1883萬畝，85%的耕地種植大豆；這兩個地區(qū)糧食播種面積占農(nóng)作物總播種面積的比重超過了90%，農(nóng)業(yè)基本情況更適合集約化經(jīng)營，增加農(nóng)機投入和化肥施用量，會更有效提高該地區(qū)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出，這和理論模型的分析是一致的。

糧食播種面積增量占黑龍江省增量比重較大的有綏化（14.8%）、齊齊哈爾（14.7%）。齊齊哈爾和綏化兩個地區(qū)耕作面積彈性對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的貢獻度最大，適合擴大面積提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出類型的農(nóng)業(yè)發(fā)展模式；其他地區(qū)耕作面積對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)出彈性則很小、不顯著或者負相關(guān)，因此這些地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展實事和理論分析一致。農(nóng)機總動力彈性以大興安嶺最高，為3.337。由此可見黑龍江各地區(qū)農(nóng)業(yè)發(fā)展是很有績效的，合理的資源分配和恰當?shù)囊亟M合促進農(nóng)業(yè)得到較好的發(fā)展。

我們總的結(jié)論和建議是，由于各地區(qū)自然條件和資源稟賦不同，不同地區(qū)的農(nóng)業(yè)發(fā)展應該采用不同的措施和辦法，要因地制宜，通過要素投入組合的合理配置，才能有效提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)量。否則，無效的配置是對資源的浪費。不同問題采取不同的處理方法，而不應該搞一刀切，發(fā)揮地區(qū)的優(yōu)勢，回避劣勢，揚長避短，則能促進經(jīng)濟和社會整體績效的提高。

[1]喬榛，李白.結(jié)構(gòu)、制度與觀念：黑龍江省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的瓶頸[J].學術(shù)交流,2006，(8).

[2]劉玉銘，劉偉.土地制度、科技進步與農(nóng)業(yè)增長——以1952—2005年黑龍江墾區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)為例[J].經(jīng)濟科學，2007，（2）.

[3]Levin,A.,C.Lin，C.Chu.Unit Root Tests in Panel Data:Asymptotic and Finite-Sample Properties[J].Journal of Econometrics,2002,108.

[4]Im,Kzing So，M.Hashem Pesaran，Yong cheo Shin.Testing for U-nit Roots in Heterogeneous Panels[J].Journal of Econometrics,2003,115.

[5]Pedroni P.Panel Cointegration Asymptotic and Finite Sample Properties of Pooled Time Series Tests，With an Application to the PPP Hypothesis[C].Revised Working paper,Indiana University.2001.

[6]Pedroni P.Panel Cointegration Asymptotic and Finite Sample Properties of Pooled Time Series Tests,With an Application to the PPP Hypothesis[C].New Results.Working Paper,IndianaUniversity,1997.