胡新良，卿树涛

（湖南大学 经贸学院，湖南 长沙 410006）＊

一、引言

众所周知，高碳农业虽然大幅度增加了粮食等农产品供给，但却严重依赖于化肥、农药等石化产品的投入，农业生产的产前、产中、产后的各个环节也都与能源消耗、温室气体排放具有紧密的关联。为促进低碳农业的健康发展，就需要区分不同农业投入品对农业生产影响的差异，主要是区分农药、化肥、农用机械和农用薄膜等生产技术因子对低碳农业生产的影响程度［1］。为此，我们选择回归分析法进行实证分析，找出低碳农业生产影响因素间的差异，并提出相关建议，从而为加快建立我国低碳农业生产模式提供依据。

二、模型设计与指标选取

本文选取1979～2008年间共30年我国农业投入要素中的农用化肥施用量（折纯量 单位：万吨）X1、农业机械总动力（单位：万千瓦）X2，以及1990～2009年共20年农用塑料薄膜施用量（单位：万吨）X3、农药施用量（单位：万吨）X4作为解释变量，对被解释变量农业增加值（单位：亿元）Y进行多元线性回归分析，找出对农业增加值有显著影响的因素。根据上述指标，建立回归模型如下：

式中C为回归常数，β1～β5为非标准化条件下的偏回归系数，ε为随机误差项，参数估计所使用的数据来源是《中国统计年鉴（1979～2008）》和《中国农村统计年鉴（1979～2009）》，农用塑料薄膜和农药使用量数据因统计原因起始于1990年。

三、回归分析

由于本研究所涉及的变量都是时间序列数据，而大多数经济时间序列是非平稳的，如果直接将非平稳时间序列数据当作平稳时间序列回归进行回归分析，则可能带来不良后果，如伪回归问题［2］。因此，在利用回归分析讨论经济变量有意义的经济关系之前，必须对经济变量时间序列的平稳性与非平稳性进行判断，进行单位根检验。如果经济变量是非平稳的，则需要找到新的处理办法，如20世纪80年代发展起来的协整理论。

（一）单位根检验

一般情况下，单位根检验方法有ADF检验、PP检验和KPS检验三种。表1报告了单位根检验的结果。由于ADF检验和PP检验对小样本检验的效果不是很理想，而KPS检验在滞后截留届数较低时，对小样本较为有效，所以本文选取了KPS检验。KPS检验的原假设时间序列是平稳的，被择假设存在单位根：H0＝0，H1＝1。KPS检验结果表明，农药使用量和化肥用量是一阶平稳的，而农业生产总值、农用机械总动力和农用塑料薄膜使用量的对数项是一阶平稳的①。

表1 单位根检验结果

（二）协整关系的检验与分析

协整关系说明的是两个以上非平稳时间序列之间长期均衡关系。通常情况下，随时间变化的时间序列变量是非平稳的，但这并不等于变量的所有线性组合也是非平稳的。如果某些非平稳序列的某种线性组合是平稳的，则称变量间存在协整关系。协整揭示了这样一个事实［3］：“包含非平稳变量的均衡系统，必然意味着非平稳变量的某种组合是平稳的。”值得注意的是，这里的均衡并不是平常意义上的市场出清，而是指系统间的一种稳定关系。这种长期稳定关系依靠短期动态过程的不断调整得以实现。Eagle和Gange给出了协整的定义：

一般地，设有k（≥2）个序列｛y1t｝，｛y2t｝，…，｛ykt｝都是d 阶单整序列，用Yt＝（y1t，y2t，…，ykt）′表示此k个序列构成的k维向量序列。如果：

（1）每一个序列 ｛y1t｝，｛y2t｝，…，｛ykt｝都是D阶单整序列，即yit～I（d）；

（2）存在非零向量a′＝（a1，a2，…，ak），使得a′Yt＝a1y1t＋a2y2t＋…＋akykt为（b－d）阶单整序列，即a′Yt～CI（b－d），0＜b≤d，向量a＝（a1，a2，…，ak）′称为协整向量。

协整概念的提出对于用非平稳变量建立经济计量模型以及检验这些变量之间长期均衡关系非常重要：（1）如果多个非平稳变量具有协整性，则这些变量可以合成一个平稳序列。这个平稳序列可以用来描述变量之间的均衡关系。（2）当且仅当多个非平稳变量之间具有协整时，由这些变量建立的回归模型才有意义。所以协整性检验也是区别真实回归与伪回归的有效方法。

协整检验方法有两种：一种是基于回归残差的协整检验，这种检验也称为单一方程的协整检验；另一种是基于回归系数的完全信息检验，这种检验方法也称为Johansen检验法。Johansen协整关系检验的统计量有两个：Trace统计量和Max－Eagin统计量。Trace统计量的原假设是存在r个协整关系，备择假设是存在k个协整关系，其计算公式为：

其中λi是矩阵∏按从小到大排列的第i个特征值。

Max－Eagin统计量原假设是存在r个协整关系，备择假设是存在r＋1个协整关系，其计算公式为：

表2 协整检验结果

表2的协整检验结果表明，根据Max－Eagin统计量判断，只有一个协整关系：

方程4反映了农业总产值与农药、化肥、农用塑料薄膜使用量以及农用机械总动力的长期均衡关系。括号内为T统计值。协整估计的结果值得我们思考：

第一，从化肥的使用量来看。方程4显示，农业总产值代数值对化肥使用量的边际效应值为0.00034，t统计值为2.53，这表明，化肥对农业生产总值有显著的正的影响，农业生产对化肥之使用有明显的长期的依赖关系，正是这种原因，中国大陆在农业生产过程中，大量使用了化肥，严重地污染了环境，这已经引起学者们的广泛关注。因此，从低碳经济角度去分析，我们应该改变这种长期均衡关系，寻找可替代的有机肥等，停止过度使用化肥。

第二，从农业机械总动力分析。方程4显示，农业生产总值代数值对农业机械总动力的代数的边际效应为1.794588，T统计值为0.051，这表明，农业机械动力的使用对农业生产总值有正的影响，但不显著。原因是多方面的：1）由于农业机械在使用上具有规模经济的特点，但是总体而言，我国的地形复杂，限制了大规模使用机械的可能性；2）我国农村地区基础设施薄弱，也降低了农业机械的使用效率。3）家庭联产承包责任制的影响。客观上，家庭联产承包责任制提高了农户大规模使用机械的成本，降低了其大规模使用机械的动因，因而降低了农业机械的使用效率。

第三，从农药使用量分析。方程4显示，农业生产总值对农药使用量代数值的边际效应值为－0.1084，t统计值为4.82。这反映：农药使用量对农业生产总值的弹性为－0.1084，即从长期来看，农药使用量每增加1万吨，农业生产总值将降低－0.1084亿元。这与理论一致：短期而言，农药的使用能够降低病虫害的影响，农业产值增加，但从长期上看，农药的使用在降低病虫害的同时，但也杀死了害虫的天敌，病害虫抗药能力也会提高，病虫害的长期风险随之上升，产量下降。

第四，从农用塑料薄膜施用量分析。方程4表明，农用塑料薄膜施用量对农业生产总值代数值的边际效应为－0.02279，T统计值为－3.78，这意味着农用塑料薄膜施用量对长期均衡农业生产总值有显著的负的影响。因此，无论是农业发展本身，还是低碳经济，都要求降低农用塑料薄膜施用量，提高其使用效率。

（三）Grange因果关系的检验

协整检验结果表明，农业生产总值与农用化肥施用量、农业机械总动力、农用塑料薄膜施用量和农药施用量存在长期的均衡关系，但这并不能证明农业生产总值与后四个因子存在稳定的因果关系，故因果关系的识别是任何时间序列分析必不可少的一个环节。通常使用的识别方法是Granger因果关系的检验法。

Granger因果关系的检验法的思想是：变量X是否有助于预测Y，即根据Y的滞后项对Y进行回归时，如果再加上X的滞后值，能够显著地增强回归的解释能力，则称X是Y的Granger原因，否则称为非Granger原因［4］。其检验模型为：

检验的零假设为：x是y的非Granger原因，即H0：β1＝β2＝…＝βq＝0。若零假设成立，则有：

令式（5）的残差平方和为SSE1，式（6）的残差平方和为SSE0，则：

应服从自由度为（q，T－p－q－1）的F分布，其中T为样本容量，p、q分别为y和x的滞后阶数，滞后阶数的确定，可根据赤池信息准则（AIC）来确定。比较F统计量与临界值的大小即可得检验结果。如果F大于临界值就拒绝零假设H0：x是y的Granger原因，若F小于临界值，则不能拒绝零假设：这就意味着x不是y的“Granger原因”。表3报告了Granger检验的结果：

表3 Granger检验结果

表3表明，化肥施用量、农药施用量、塑料薄膜施用量和农业机械总动力是引导农业生产总值的原因，但农业生产总值不是引导化肥施用量、农药施用量、塑料薄膜施用量和农业机械总动力的原因。这也说明了我们将农业生产总值作为被解释变量的合理性。对于中国大陆而言，改革开放以来中国大陆的经济发展是一种粗放型的增长方式，高投入、高排放是其增长的主要特点之一，这种增长方式引导了对投入品的迅速增长，而农药、化肥、塑料薄膜和农业机械总动力是主要的投入。这种Granger因果关系的检验是符合预期的。

四、结论与建议

通过对1980～2009年我国农业增加值与主要投入要素的实证分析，可以看出，在我国农业发展过程中，不同投入要素对农业发展的贡献并不相同，化肥施用量对农业增加值的贡献最为显著，农用机械总动力有不显著的正的影响，农药使用量在短期而言可促进农业产值增加，但从长期看，农药的使用还会导致农业产值下降，相反，农用塑料薄膜施用量对我国长期均衡农业生产总值则有显著的负的影响。为此，建议如下：

一是制定低碳农业发展规划。从气候变化对生态环境的影响入手，尽快明确今后一个时期我国低碳农业发展的目标，规划好每个阶段低碳农业发展的重点领域和环节，计算好各阶段低碳农业发展所需减少的投入品数额，并规范好相关扶持措施。

二是提高农业投入品的使用效率。农用塑料薄膜对我国农业增加值起负作用，因此，当务之急是停止或尽量减少使用农用塑料薄膜；为进一步提高化肥利用效率，应加强土壤肥力和肥料效益监测等基础性工作，建立科学的有机－无机相结合的施肥体系；同时，要合理地使用高效、低毒、低残留农药，建立多元化、社会化病虫害防治专业服务组织，运用农业生物防治技术，减少农药使用频率和数量，提高防治效果和农药利用率；此外，要推广农机节能减排技术，加快农机节能减排新产品的研发，进一步优化农机装备结构，发挥出农业机械的更大作用和贡献。

三是提供相关制度安排。面对由于农药、化肥等的使用而导致农业生态环境不断恶化的局势［5］，我国应尽快制定和完善农业投入品对生态环境影响的相关标准体系，加快农产品低碳标准的出台，控制过量的化学品的投入引起的食品安全和环境安全问题，规范低碳农业发展。

注释：

① 所有数据均来源于《中国统计年鉴》。其中农药使用量和农用塑料薄膜使用量1980～1991年数据缺省（没有统计），故我们利用方程式y＝c＋βt（t：年份，c：常数项）分别进行回归，对它们进行预测，然后以预测值代替缺省值。

［1］漆雁斌，陈卫洪.低碳农业发展影响因素的回归分析［J］.农村经济，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 马克.W.沃森.计量经济学［M］.上海：上海三联书店，上海人民出版社.

［4］庞浩.计量经济学［M］.成都：西南财经大学出版社，2002.

［5］贺顺奎.低碳农业：农业现代化的必然选择［J］.贵阳学院学报，2010，（9）：39－41.