摘要：本文選取我國2003-2013 年的季度農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的時間序列數(shù)據(jù)，通過CensusX12 季節(jié)調(diào)整方法對序列X 進行季節(jié)調(diào)整以去除季節(jié)變動要素，再采取時間序列平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗以及建立誤差修正模型，從而達到更好研究農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：我國農(nóng)業(yè)對我國的經(jīng)濟增長有很大的貢獻。

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

中圖分類號：F30 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2016）010-00000-01

一、引言

農(nóng)業(yè)在我國國民經(jīng)濟發(fā)展的過程中占據(jù)著重要的基礎(chǔ)地位，對我國經(jīng)濟的增長起著很大的推動作用，其對經(jīng)濟增長的貢獻一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的重點。有些學(xué)者主張大力發(fā)展農(nóng)業(yè)，他們認為農(nóng)業(yè)是我國工業(yè)化和經(jīng)濟快速增長的助推器。而農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值作為一個經(jīng)濟變量，其是衡量經(jīng)濟增長的重要因素。在經(jīng)濟時間序列分析中，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值常常會受到季節(jié)變動因素以及不規(guī)則變動因素的影響。這些因素往往會掩蓋經(jīng)濟發(fā)展中的客觀變化，給研究和分析經(jīng)濟發(fā)展趨勢和判斷目前經(jīng)濟所處的狀態(tài)帶來了困難。因此，本文在研究我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系時，采用了CensusX12 季節(jié)調(diào)整方法對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值序列進行了季節(jié)調(diào)整，剔除掉其包含的季節(jié)變動因素和不規(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 個數(shù)據(jù)。由于農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值受季節(jié)變動及不規(guī)則因素的影響比較明顯，因此利用CensusX12 方法對序列農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值進行了季節(jié)調(diào)整。

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

（二）模型的建立

對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值序列進行季節(jié)調(diào)整并剔除其所包含的季節(jié)變動因素和不規(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，進而對其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行研究，從而建立如下模型：

三、模型的檢驗與參數(shù)估計

（一）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

據(jù)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和國內(nèi)生產(chǎn)總值的序列折線圖可知，ADF 檢驗中含有趨勢項與截距項。為嚴密起見，在進行 ADF檢驗時，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

為了分析國內(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，國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）為被解釋變量，用OLS 回歸方法估計回歸模型，結(jié)果見表1。

為了檢驗回歸殘差的平穩(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序列et進行平穩(wěn)性檢驗，得出其是平穩(wěn)的，說明國內(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）和國內(nèi)生產(chǎn)總值（Y）之間存在協(xié)整，表明兩者之間有長期均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強模型的精度，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內(nèi)生產(chǎn)總值的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。

上述結(jié)果表明，國內(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內(nèi)生產(chǎn)總值對農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的偏離，誤差項e t-1估計的系數(shù)-1.202908 體現(xiàn)了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期的修正量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機制。同時，這也表明經(jīng)濟增長對于農(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，且我國近十多年的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值對經(jīng)濟增長有較為顯著的影響。

參考文獻

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作者簡介：陳小清（1993-），女，漢族，廣東省湛江人，西北民族大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院2013 級本科生，研究方向：經(jīng)濟學(xué)。