基于面板数据模型的中国农业生产用能与农业经济增长关系.pdf

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1、第27卷2011年第6期6月农业工程学报Transactions of the CSAEVr0127 No6Jun2011 1基于面板数据模型的中国农业生产用能与农业经济增长关系胡莉莉，牛叔文，马莉，张馨，丁永霞(兰州大学资源环境学院，兰州，730000)摘要：为揭示不同区域农业生产用能与农业经济增长的差异，该文以中国东中西地区为研究对象，利用19902008年农业生产用能与农业产值数据构筑面板数据模型进行分析。结果表明，各地区农业生产用能与农业产出增长均存在格兰杰因果关系，随着地区发达程度的降低，这种关系越发明显；同时，西部地区农业生产用能与农业产出增长还存在双向长期格兰杰因果关系。通过模型

2、分析，进一步定量揭示了各地区间农业生产用能与农业产出增长之间关系的差异，以及地区内部各省份之间也存在差异；详述了区域经济发展水平与农业经济增长关系的密切程度，以及继续增加农业投入与农业经济持续增长出现差异的原因。最后指出，在农业现代化普及地区，重点是提高农业物资利用效率和使用合理的种植结构，而在农业现代化中等及欠发达地区，应注重农业物资投入及效率提高。关键词：农业生产，模型，经济，区域，面板数据，关系doi103969jissn10026819201 106001中图分类号：S9 文献标志码：A 文章编号：10026819(2011)一06000106胡莉莉，牛叔文，马莉，等基于面板数据模型的

3、中国农业生产用能与农业经济增长关系J农业工程学报，201 1，27(6)：16Hu Lili，Niu Shuwen，Ma Li，et a1Relationship between agricultural energy consumption and economic growth based on paneldata model in ChinaJTransactions ofthe CSAE，2011，27(5)：1-6(in Chinese with English abstract)0引 言农业是人类社会发展的物质基础，人类生产生活离不开农产品的供给与支持。中国是一个农业大国，面临着人

4、多地少，资源匮乏，耕地破坏严重的现象，农业发展关乎十三亿人口温饱问题，对于国家的可持续发展举足轻重。随着工业发展，人工辅助能通过现代耕作方式投入大量的工业产品，其对农业生产增产作用已超过自然界能源循环作用。农业产出和生产效率的快速提高，越发依赖现代物质文明，农业产出增长与农业生产投入关系越来越紧密。为全面衡量农业生产用能投入情况，本文把各种农业投入物质统一折算为能源或生产其所需消耗的能源形式，因此，本文所研究的农业用能除人力、畜力、有机肥外，还包括机械、化肥、农药、薄膜等工业产品所需消耗的能源资源。虽然影响耕地产出的主要因素包括物质投入、科技进步和耕作制度1】，但这些因素最终都是通过耕地面积、

5、农用机械、工业生产品投入、劳动力数量等实物来表现的，而这些都能包含在农业生产用能中。农业生产用能投入一直是国内外研究热点，有关农业生产用能投入产出相关研究的文献也很多。国外在这方面具有代表性的研究有，Scott Kennedy11以美国收稿日期：2011-Ol一25 修订日期：2011-06-17基金项目：中国国际科技合作项目(项目编号：2008DFA62040)。作者简介：胡莉莉(1982-)，女，甘肃陇南人，博士研究生，主要研究方向为环境经济与区域发展。兰州兰州大学资源环境学院，730000。Email：hull06lzueducn；Tel：13919852069通信作者：牛叔文(1955

6、-)，男，甘肃榆中县人，教授，博士生导师，主要从事生态经济、区域发展等方面的研究。兰州兰州大学资源环境学院，730000。Email：shuwennlzueduca为例对农业生产用能利用效率、利用结构分类进行了详细研究。Selim Adem Hatirlit2J和Osman Karkacier掣3。5J以土耳其为例，利用经济学方法对农业生产用能投入产出进行了详细分析，定量阐述了土耳其农业生产用能投入产出变化情况，并得出农业政策对农业生产用能可持续利用和利用效率提高具有指导作用。Pervanchon，F等【6J对农业生产用能可持续利用进行了详细研究。中国对农业能源研究最早的是刘巽浩_71，他开辟

7、了农业物资折算能源的先河，全面分析了中国农业能量转换效率。对农业生产用能研究比较全面的是闻大中8-10随后李连禄、黄育珠等对农业生态系统工业投能的折能系数进行了补充11】。李兰海121对农业生态系统能流分析指标进行了较为全面的研究。可以看出，国外研究范围虽然涉及区域，但也缺少对不同区域农业生产用能对比分析，以及一定时期内二者关系定量研究。而中国研究多集中于农田系统，且针对某一地区，这种研究具有局限性，不同区域农业生产条件不同，针对某一区域研究结果不一定能适用其他地区，现实意义较差。中国地域辽阔，地形复杂多样，不同地区农业发展特点多样，发展水平不均衡，经济发展呈现两极分化。地区经济越发达，投入人

8、工辅助能可能越大，持续的人工辅助能投入是否会带动农业产出的增长?而经济不发达地区其农业产出与农业生产投入又会是怎样关系?是否中国农业投入增长已达到饱和，为保持农业产出继续增长，该采取怎样的技术措施?这些问题将是本文要研究的主要内容。因此，本文以此为出发点，对中国各区域二者之间的关系以及存在差异进行系统分析，以期能够得出以上问题的答案。万方数据2 农业工程学报 2011年2变量选取与数据来源21 变量选取本文研究的农业生产用能只包括投入到种植业中的生产用能，所用农业产值也只表示种植业产出。农业生产用能包括投入到农业生产过程中的各种能源形式，有直接形式能源投入，也有间接形式能源投入，笔者统计了化肥

9、、农药、薄膜、电力、燃油、机械设备、人力、畜力、有机肥等数据，根据前人13-17】研究经验，统一折算成能源单位形式(表1)。区域之间耕地面积不同是影响能源投入和产出的重要因素，因此本文研究指标选取单位耕地面积农业生产用能和单位耕地面积农业产值来表示农业生产用能和农业产出水平。为研究方便，用NE表示单位耕地面积农业生产用能，用NV表示单位耕地面积农业产值，为消除二者数值之间差距，分别对2组数据取对数，取对数后分别记做LNE和LNV。表1折能系数统计Table 1 Transforming coefficient statistics指标 折能系数 指标 折能系数尿素(折纯)磷肥(折纯)钾肥(折纯

10、)复合肥(折纯)电力柴油农药薄膜劳动力畜力5167 MJkg 有机肥 102 MJkg121 1 MJkg 大拖拉机 5861665 MJ台422 MJkg 小拖拉机 2930832 MJ台2886 MJkg 联合收割机 5861665 MJ台36 MJkwh 机动脱粒机 1465416 MJ台435 MJkg 大中型拖拉机配套农具7327081 MJ台100 MJkg 小型拖拉机配套农具4396249 MJ台1047 MJkg 农用排灌电动机农具 1465416 MJ台13269 MJ人 农用水泵 1465416 MJ台688889 MJ头 农用排灌柴油机 1465416 MJ台22数据来源

11、文中涉及的各种农业物资数据来自中国及各省市统计年鉴(1991-2009)。“八五”前后农业地位得到提升，这一时期以后成为中国农业现代化发展的重要时期，因此本文收集到1990-2008年间各类数据用于相关分析，其中，农业产值是基于1990年不变价计算。3模型方法面板数据既包括时间序列又包括截面数据特征，为众多研究提供非常好的方法。本文正是基于面板数据模型的优点，按照单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验、模型估计步骤进行分析。31 面板数据单位根检验理论Levin and Lin(1993)很早就发现在非平稳的面板数据渐进过程中，估计量的极限分布是高斯分布，这些结果也被应用在有异方差的面板数据分析

12、中，并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin等的改进，提出了检验面板单位根的LLC法。Im、Pesaran和Shin在1997年建立了IPS法，但Breitung发现IPS法对限定性趋势的设定极为敏感。2003年Im、Pesaran和Shin在考虑异方差和残差自相关后，建立了面板数据单位根检验的w检验【博】。本文根据LLC检验、Breitung检验和ADF检验进行面板数据单位根检验，以消除单一方法可能存在的缺陷。32面板数据协整检验理论在对各地区面板数据单位根检验结果基础上，可进一步采用Kao(1999)提出的面板协整检验方法对各地区的单位耕地面积农业生产用能和单位耕地面积农

13、业产值之间是否存在长期协整关系进行检验。此检验是基于Engle和Granger(1987)提出的两步检验法，在以上指标都是同阶单整的情况下，应用最小二乘法进行回归，得到残差序列，并建立回归方程e,=pe,一1+ (1)式中，s表示残差，P是残差系数，f为扰动项。对式(1)应用最小二乘法进行回归，得到系数P的估计值。最后利用面板单位根检验方法对残差序列进行检验，如果残差序列岛是平稳的，则说明长期均衡关系成立。33格兰杰因果检验理论面板数据的格兰杰因果检验是通过面板数据误差修正模型来实现的，在模型中包含协整关系，即用协整组合的均衡误差对模型进行修正，这类模型称为误差修正模型。在协整关系成立的前提下

14、可以建立如下面板数据误差修正模型址圪=alo+Z a11，fALNVf，f_f+ALNEi，f-f+彳qecmff+el，“7i-1 i-1ALNEff=a20+羔，ALNVi,_i+兰，址鸠卜，+五Pcm。+乞，3式中，a为变量系数，三y为解释变量，LNE为被解释变量，为一阶差分运算，旯为短期调整参数，ecru为长期均衡误差，沩扰动向量。误差修正模型为研究面板数据因果关系开辟了新的途径。在式(2)中，如果a】2显著异于0，则农业生产用能是农业产出增长的短期格兰杰原因；如果五。显著不为0，则农业生产用能是农业产出增长的长期格兰杰原因。反之，如果a，：显著等于0，则农业生产用能不是农业产出增长的

15、短期格兰杰原因；如果名。显著等于0，则农业生产用能不是农业产出增长的长期格兰杰原因。同理，根据式(3)可以检验农业产出是否是农业生产用能增长的长期或短期格兰杰原因。34面板数据的模型估计理论面板数据模型主要有3种类型，无个体影响的变系数模型(情形1)、变截距模型(情形2)和不变系数模型(情形3)。面板模型形式如式(4)Yit=an+孱+气 (4)式中，Y代表农业产出，x代表农业生产用能，t为时间标识。妇和的第i个分量代表f地区的农业产值和农业生产用能指标的时间序列。情形1 a，aj，屏，(变系数模型)情形2 a，aj,fl,=，(变截距模型)万方数据第6期 胡莉莉等：基于面板数据模型的中国农业

16、生产用能与农业经济增长关系 3情形3 ai=ay,屈=，(不变系数模型)实际应用中具体模型的选取需要通过检验来确定，经常使用的检验是协方差分析检验，主要检验如下2个假设H1届2厦_-2允H2 al=口2-an如果接受假设H2，则可以认为样本数据符合情形3，即模型为不变系数模型，无需进行进一步的检验。如果拒绝假设H2，则需检验假设H1。如果接受Hl，则认为样本数据符合情形2，即模型为变截距模型；反之拒绝H1，则认为样本数据符合情形1，即模型为变系数模型。4实证分析41 面板数据的单位根检验结果利用eviews60软件分别对各区域面板数据进行单位根检验，结果显示各区域LNV和LNE在经过一阶差分后

17、在1显著性水平下都拒绝原假设。即单位耕地面积农业生产用能和单位耕地面积农业产值经过一阶差分后都是平稳的，可以进行后续检验。表2各类区域面板单位根检验结果Table 2 Panel unit root test results of each region 水平值 一阶差分。LLC Breitung ADF LLC Breitung ADF东部区域 一0421209872 08999 -79283 50583 -47981I，NE 03368 01618 08159 00000 00000 00000东部区域 -7188421052-5666230357 55556-26833LNV 00000

18、 00176 00000 00012 00000 00036中部区域 12785 07465 04623 96249 44001 64512I，NE O1005 02277 03219 00000 00000 00000中部区域 52416 29945 33675 50879 43256 30889LNV 00000 00014 00004 00000 00000 00010西部区域E吾勰吾淌吾嬲一撬署盖劂孟篙西部区域 一74127-2021 1 4476658422 -56834-39592INV 00000 00216 00000 00000 00000 0000042面板数据的协整检验结

19、果在各区域序列平稳的基础上，利用pedroni(1999)基于EG两步法协整检验方法继续检验各区域LNV和LNE协整关系，结果见表3。表3各区域协整检验结果Table 3 Cointegration test results of all regions从各区域LNV和LNE的协整检验结果可以看出，各区域二者在1水平上显著，则各区域农业产值与农业生产用能存在协整关系。通过这种检验，可以看出各区域农业生产用能与农业产出都具有内在联系，说明中国农业还处于产出增长靠投入阶段，只是这种状况在不同地区有差别。经济发达的东部地区在投入程度加大或规模优势下，农业产出增长已经不再显现高投入高增长的现象；而经济

20、发展相对落后的西部地区农业还表现为投入增长型。43格兰杰因果关系检验结果根据式(2)(3)分别估计东部、中部、西部地区误差修正模型见式(5)(10)。东部地区面板数据误差修正结果ALNV=00282+01807ALNE，+,01 1 14ALNV,+00742Aecm。1 r气、ALNE=0033 1+06083ALNE，+,01466越矿，+06166Aecm 6_1 ( )式中，ALNV为农业产值对数，LNE表示农业生产用能对数，ecm表示长期均衡误差。式(5)检验结果表明，址晒1系数明显不等于0，则农业生产用能是农业产出增长的短期格兰杰原因；Aecm系数显著等于0，则农业生产用能不是农业

21、产出增长的长期格兰杰原因；式(6)检验结果表明，址玩1系数明显不等于0，则农业产出是农业生产用能增长的短期格兰杰原因；Aecm系数显著不等于0，则农业产出是农业生产用能增长的长期格兰杰原因。中部地区面板数据误差修正结果 删矿=00162+00129ALIVE,一1一(7)00616ALNV,一107019Aecm址E=0065614946ALNE,一1+ (8)00877ALNV,一l+18932Aecm式中各参数含义同上，式(7)检验结果表明，址峨1系数明显等于0，则农业生产用能不是农业产出增长的短期格兰杰原因：Aecm系数显著不等于0，则农业生产用能是农业产出增长的长期格兰杰原因；式(8)

22、检验结果表明，址K1系数明显等于0，则农业产出不是农业生产用能增长的短期格兰杰原因；Aecm系数显著不等于0，则农业产出是农业生产用能增长的长期格兰杰原因。西部地区面板数据误差修正结果 必矿=0028606424ALNE,一l+(9)05104ALNK一1+23345Aecm址砸=0032600652ALNE,一l+ (1d)061 75ALNVt一1+12707Aecm式中各参数含义同上，式(9)检验结果表明，岫。系数明显不等于0，则农业生产用能是农业产出增长的短期格兰杰原因；Aecm系数显著不等于0，则农业生产用能是农业产出增长的长期格兰杰原因；式(10)检验结果表明，ALNCt_，系数明

23、显不等于0，则农业产出是农业生产用能增长的短期格兰杰原因；Aecm系数显著不等于0，则农业产出是农业生产用能增长的长期格兰杰原因。44面板数据的模型估计结果经过前文相关检验，各区域均存在协整关系，则可利用面板模型估计各地区二者之间关系。首先利用Hausman检验得出各区域模型均为固定效应模型，模型估计结果见式(11)(13)。同时在研究期内二者相万方数据4 农业工程学报 2011链关系数变化及各地区相关系数统计见表57。东部 矿=一00249NE+53478 (11)R2=09753(一0626 1，00000)中部 y=08567NE一40608 (12)R2=09003(35807，000

24、05)西部 矿=04187NE+04172 (13)R2=09664(49387，00000)模型估计结果显示，东部地区农业生产用能与农业产出增长呈负相关，中部和西部地区农业生产用能与农业产出增长呈正相关。模型(11)表明，东部地区在近期内追加农业投入，农业产出增长率却在下降，这种现象说明在东部地区增加农业投入不会持续引起产出增长，这与二者不具备长期格兰杰因果一致。结合表5分析，北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、广东等经济发达省市NV和NE相关系数相比其他东部省份较低，表示在同等投入条件下，这些省份农业经济增长速度也较低，农业生产投入增长速度已经超过合理需求。河北和辽宁省为中国小麦和玉米、水

25、稻主产区，土地资源辽阔，农业生产资源投入丰富，但存在资源配置低，利用效率低或资源浪费的情况，虽然相关系数相对较高，但在全国范围内还是处于中等水平。东部地区福建和海南省二者相关系数较高，在现代耕作方式转变过程中农业产出增长速度加快，随着农业生产用能水平持续增长，农业产出也会持续增长。像北京、天津、广东等省市，经济发达，现代化耕作方式应用普遍，对农业投入相对较高，而农业产出增长已经达到一定水平，农业经济很难随农业生产投入持续增长，以投入促增长的农业生产模式需要调整。这种现象体现了经济发达地区普遍存在的问题。表5东部区域NE和NV相关系数统计结果Table 5 Correlation coefnci

26、ent statistical results between NE andNV in the eastern region模型(12)表明，中部地区农业生产用能增长1，农业产出增长08567。中部地区是中国重要粮食生产地区，包括几个农业大省，规模效益在这些地区表现显著，现代农业技术推广应用，如薄膜、大型农用机械、化肥的使用，普遍提高了地区的复种指数如一年两熟，使得在这些地区取得很好的效益。结合表6分析，安徽、江西、山西NV和NE相关系数较低，这些省份经济发展相对落后，农业耕作方式也比较落后，但相关系数也普遍高于东部地区，表明在这些地区农业增长潜力较大。而河南、湖北、黑龙江、吉林NV和NE相关

27、系数较高，属于高产地区，农业投入增长效果明显，属于欠发达地区高增长区，代表中国农业中等发展水平。模型(13)表明，西部地区农业生产用能增长1，农业产出增长04187。这些省份经济发展水平低，自然条件也较差，现代化耕作方式投入条件差，在适用方面受到一定限制，部分地区不适合种植业的发展，这些因素限制了农业的快速发展。而农业产出增长速度也低于中部地区，表明与中国平均水平还有一定差距，同时也证明提升潜力很大。结合表7分析，如贵州、西藏农业生产投入与农业产出增长相关系数相比其他省份相对较低，表明其农业发展比较落后。贵州没有平原耕地，机械化很难上规模实施，受地形限制，平整的土地面积小，且土层薄，土壤肥力很

28、低，受降雨影响，很容易发生水土流失，导致耕地生产力降低，如果加大现代耕作力度又会加剧土地肥力丧失。西藏农业属于高原农业，地形复杂，农业生产条件同样很难提高，不适宜大规模推广种植业。其他省份农业生产投入与农业产出增长相关系数较高，如新疆是中国重要的棉花生产区，机械化耕作水平很高；甘肃农业近几年才步入机械化，其他地区同样存在这样的情况。现代化耕作方式的应用，使得农业生产效率有了很大提高，农业产出增长速度也随之加快，在农业现代化初期，这种状况将持续一段时间。表6中部区域NE和NV相关系数统计结果Table 6 Correlation coe伍cient statistical results bet

29、ween NE andNV in the central region表7西部区域NE和NV相关系数统计结果Table 7 Correlation toefficient statistical results between NE andNV in the western region5讨论和结论51 讨论1)农业产出增长受到耕地生产能力制约，农业生产投入达到一定程度，要想继续实现农业产出增长的目的，就需要更多的投入，造成农业投入的浪费。为实现科学合理的农业生产模式，需要积极提高农业生产用能效率，万方数据第6期 胡莉莉等：基于面板数据模型的中国农业生产用能与农业经济增长关系 5针对不同土壤、

30、气候和地形条件，科学施肥、因地制宜使用农业机械，挖掘单位耕地面积最大生产力；同时，转变种植结构，选择产量高、产品附加值高的农作物，寻求耕地产出的最大效益。2)在一些发达地区，诸如天津、上海、浙江、广东等省市，其农业发展过于依赖机械，使得农业机械投入过剩，以化肥为代表的人工辅助能投入量也很大，单位耕地面积农业生产用能过高，从而导致农业生产用能的浪费。诚然，农业机械及其他物资的大量投入，虽然解放了劳动力，普及了农业机械化，也体现了农业现代化耕作方式，但盲目以数量求增长的方式有悖科学发展思想。3)在中国农业生产低水平地区，诸如广西、云南、甘肃、内蒙等，受自然因素影响，这类地区单位耕地面积农业生产用能

31、小，种植结构比较单一，而在这些地区农业发展潜力大，是我农业现代化重点发展地区。4)因地制宜，灵活应用农业生产用能。农业生产用能内涵丰富，根据生产条件差异选择合适的用能类型，土壤贫瘠则考虑化肥投入，土地平坦则考虑机械耕作的实施，水利设施能够实现的地区则考虑扩大灌溉面积，以及这些生产用能的综合应用，以追求更高的生产效率和更高的效益。5)由于数据来源的局限性，本文考虑了主要的人工辅助用能投入。农业机械仅涵盖了主要的农业机械设备，种子投入也未能在有机能投入中得到折算。此外，自然能(自然环境中的光能、热能、自然肥力等)、灌溉用能等未列入本文研究范畴。52结论1)在中国农业发展的不同阶段，农业生产用能与农

32、业产出增长关系表现不同。中部和西部地区农业生产用能代表中国中下水平，耕地生产力有一定提升潜力，特别是西部地区，在分析过程中也表现出农业生产用能对农业产出增长具有长期促进作用。而东部地区总体代表了中国农业现代化最高水平，农业生产用能已经接近饱和，耕地生产力提升潜力小，单纯依靠农业投入带动产出增长的已不再现实，对各地区农业生产用能与农业产出增长相关系数的分析表明了这种情况。2)东部地区农业生产用能在短期内会促进农业经济的增长，这种作用不具有长期性，而农业产出对农业生产用能投入增加却具有持续的带动作用；中部地区农业生产用能短期内对农业产出增长作用不明显，农业产出对农业生产用能增长的刺激作用也不明显，

33、却表现出长期促进作用；西部地区农业生产用能和农业产出短期和长期相互之间都具有促进作用。3)通过模型估计，各地区农业生产用能对农业产出促进作用存在差别。中部地区农业生产用能增长1，农业产出增长08567；西部地区农业生产用能同样增长1，农业产出增长04187；而东部地区农业生产用能增长l，农业产出却下降00249。4)地区内部表现迥异。在东部地区，山东、广东农业生产用能与农业产出增长相关系数较低，河北、福建、海南农业生产用能与农业产出增长相关系数较高；在中部和西部地区内部省份之间也存在相关系数的分化现象。表明在经济水平接近的省份在其农业生产用能条件相差不大的情况下，农业产出还受其他因素的较大影响

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44、ese with English abstract)17】刘绍民，吴文良县域农业生态经济系统的分析(II)功能和效率J农业环境科学学报，2003，22(1)：7881Liu Shaomin,Wu WenliangAnalysis on agro-economicsystem at county level(II卜一function and efficiencyJJournal of Agro-Environment Science，2003，22(1)：7881(in Chinese with English abstract)18高铁梅计量经济分析方法与建模Eviews应用及实例(第二版)M

45、北京：清华大学出版社，2009Relationship between agricultural energy consumption and economicgrowth based on panel data model in ChinaHu Lili，Niu Shuwen，Ma Li，Zhang Xin，Ding Yongxia(College ofEarth and Environment Science Lanzhou University,Lanzhou Gansu 730000，China)Abstract：It IS of great practical significanc

46、e to reveal the differences of agricultural energy consumption and economicgrowth in regions of ChinaBy taking three regions in China as the research object，the paper built the panel data modelto analyze the relationship between agricultural energy consumption and economic growth based on the panel

47、data of 30provinces from 1 990 to 2008The results showed that Granger causality existed in each region and made differentchanges along with the level of economic developmentMeanwhile，the bidirectional and long-term Granger causalityexisted in westem regionThe differences of the relationship between

48、agricultural energy consumption and economicgrowth were revealed quantitatively by model analysis for three regions of China and also for provinces of each regionThe close degree of the relationship between agricultural energy consumption and economic growth was analyzed indetail，and the difference in agricultural output of different regions caused by increasi