1、湖北省農業綜合生產能力的實證分析基于面板模型的分析     摘要：本文以湖北省各市或區為研究對象，采用Panel Data模型對市或區之間的農業綜合生產能力差異進行分析，在模型分析中，本文運用Eviews軟件對樣本數據進行了面板單位根檢驗，并對平穩的面板數據作協整檢驗，采用變系數模型對數據進行估計。得出結論：不僅各市或區的農林牧漁業總產值顯著不同，而且各地方各要素投入的邊際產出也存在顯著的差異。關鍵詞：湖北農業綜合生產能力面板模型湖北作為農業大省，其農業綜合生產能力建設是發展湖北農村生產力的關鍵，研究該內容具有重要的實踐意義。國內外的農經專家學者圍繞農業

2、綜合生產能力的內涵、評價指標體系構建以及影響農業綜合生產能力的因素等課題展開的研究，對本文湖北省的農業綜合生產能力研究起到了良好的引導作用。本文擬采用Panel Dala模型將時間序列數據和截面數據結合起來對湖北省的農業綜合生產能力進行實證分析。一、模型及數據說明Panel Data模型能夠同時反映研究對象在時間和截面上的變化規律及不同時間、不同單元的特性，可以構造和檢驗比以往單獨使用截面數據或時間序列數據更為真實的行為方程。面板數據的一般模型：在式中，N表示個體截面成員的個數，T表示每個截面成員的觀測時期總數。僅it參數表示模型的常數項，i表示對應于解釋變量向量xit的kxl維系數向量，k表

3、示解釋變量個數。it隨機誤差項之間相互獨立，且滿足零均值、等方差it2為的假設。該面板模型考慮的k是個經濟指標在N個個體及個時間點上的變動關系。本文依據指標間的獨立性和數據可獲得性原則，借助于農業綜合能力的投入產出理論，構建了適合本文研究的農業綜合生產能力指標體系，包括農林牧漁業總產值y（億元）、農作物總播種面積x1（千公頃）、化肥施用量(折純量)X2(萬噸)、農業機械總動力X3(萬千瓦特)、農林牧漁業勞動力X4(萬人)、農村用電量X5(萬千瓦時)。對各序列數據取自然對數，對數處理后的變量分別記為yx、x2、x3、X4、X5。本文研究包括湖北省的17個市或區，時間跨度為1998-2009年，數

4、據來源于歷年湖北統計年鑒和湖北農村統計年鑒。二、面板單位根和協整檢驗（一）面板單位根檢驗在對面板數據進行回歸估計之前也要進行單位根檢驗。面板單位根檢驗方法同普通的單序列的單位根檢驗方法雖很類似，但建立在面板數據基礎上的單位根檢驗結果比單純的時間序列單位根檢驗結果更為可靠。對面板數據考慮下面的AR(1)過程： 式中，xit為模型中的外生變量向量，包括各個體截面的同定影響和時間趨勢。N表示個體截面成員的個數，T表示第i個截面成員的觀測時期數。參數p為自回歸的系數，隨機誤差項it滿足相互獨立同分布假設。對于上式表示的AR(1)過程，如果|pi|<1，則對應的序列yi為平穩序列；如果|

5、pi|=1，則對應的序列yi為非平穩序列（高鐵梅，2009）。本文選擇較常用的LLC檢驗.IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗4種方法來分析各個變量的平穩性情況，檢驗結果如表1所示。 可以看出，雖然IPS檢驗中的原始變量x3、y和Fish-er-PP檢驗中的都是不平穩的，但無論是針對相同根情形下的LLC檢驗還是不同根情形下的Fisher-ADF檢驗，都得出所有原始變量平穩的結論，因而本文認為各原始變量均為平穩序列。（二）面板協整檢驗通過面板單位根檢驗結果可知各變量都是平穩的，可以進行面板協整檢驗，即檢驗這些變量之間是否存在長期的穩定關系。面板數據的協整檢驗方法

6、分為兩大類，一類是建立在Engel-Granger兩步法檢驗基礎上的面板協整榆驗，具體方法主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗；另一類是建立在Johansen協整檢驗基礎E的面板協整檢驗（高鐵梅，2009） 由于本文的樣本量有限，因此不采用Johansen檢驗，只采用Kao檢驗與Pedroni檢驗進行面板的協整檢驗。由表2的協整檢驗結果可知，Kao檢驗中P=0.0005，在5%的臨界水平下，拒絕原假設，認為面板變量之間存在協整關系。在Pedroni檢驗中，雖然Panel v-Statistic的P=0.2361，在5%的臨界水平下，接受原假設，沒有通過檢驗，但是PaneIADF-Statist

7、ic的P=00002，GroupADF-Statis-tic的P=0.0009，在5%的臨界水平下都拒絕了原假設，通過了檢驗且顯著。在小樣本情況下Panel ADF-Statistic和Croup ADF-Statistic較其他統計量有著更好的性質，所以本文采用Panel ADF-Statistic和Group ADF-Statistic的檢驗結果，認為本文中面板變量v與xI、X2、X3、X4、X5之間存在協整關系，這樣建立面板回歸模型來估計各參數就不會產生偽回歸現象。 三、面板模型估計常用的面板模型有不變系數模型、變截距模型和變系數模型。在做面板回歸之前需對模型進行選擇，檢驗樣本

8、數據究竟符合哪種面板模型形式，即檢驗被解釋變量的參數i和Bi是否對所有的個體界面都是一樣的，從而避免模型設定的偏差，使得建立的模型更加符合實際。對于模型的選擇經常采用協方差分析檢驗，主要檢驗以下兩個假設：Hl：1=2=NH2：1=2=N1=2=N基于一般面板數據模型，如果接受H2則可以認為樣本數據符合不變系數模型，無需進行進一步的檢驗。如果拒絕H：，則需要檢驗H1。如果接受假設H1，則認為符合變截距模型，反之認為樣本數據符合變系數模型。下面分別構建F1和F2兩個統計量來檢驗上述兩個假設，其中F1對應假設H1，F2對應假沒H2，都服從相應自由度下的分布： 其中，S1為變系數模型估計的殘

9、差平方和，S2為變截距模型估計的殘差平方和，S3為不變系數模型估汁的殘差平方和，N為截面數目，T為時期數目，k為解釋變量數目。這里N=17、T=12、k=5。由Eviews運行結果可知S1=0.1133，S2=0.4902，SF15479，計算得F2=13.4489，F1=4.2402，均大于95%置性水平下的相應臨界值F2 (96，102 )=0.71652和F(80，102)=0.7022。可以得出結論，認為拒絕假設和假設，樣本數據符合變系數模型。變系數模型的具體形式如下： 式中，為17個市或區的平均農林牧漁業總產值，i為i地區農林牧漁業總產值對平均農林牧漁業總產值的偏離，i為邊

10、際產出，僅i和Bi一起刻畫了市或區間的總產值差異。由于這各個市或區的農林牧漁業勞動力、用電量等都會在不同程度上影響他們全體，故允許模型中存在橫截面異方差和同期相關，用相應的GLS法對該面板模型進行估計，估計結果如下：其中，=1.4970，反映各地區農林牧漁業產值差異的i和i的估計結果由表3給出。回歸結果顯示，調整的R2=0.9952，說明模型擬合較好，絕大部分也都通過了檢驗。統計量F=385.2094其P值為0.0000，達到了極其顯著的水平。  四、結論通過面板模型分析，本文得出結論：從1998-2009年，不僅各市或區的農林牧漁業總產值顯著不同，而且各地方各要素投入的邊

11、際產出也存在顯著的差異。總體來說，荊州市的自發總產值最高，達到9.346億元，其次是襄樊市，而自發總產值最低地區是咸寧市為-6.248億元，其次是鄂州和神農架林區。從各要素投入的邊際產值來分析：（一）神農架林區每千公頃農作物總播種面積的邊際產出是1.202億元，天門市、孝感市居其次，邊際產出最低的則是荊門市-2.944；（二）荊州市和潛江市的每萬噸化肥施用量的邊際產值分別為1.999、1.087億元，十堰市最低為-3,006;（三）黃石、十堰的農業機械總動力的邊際產值是最高的，每萬千瓦特的邊際產值分別為3.436、2.344億元，荊州市的則最低為-0.748；（四）咸寧的農林牧漁業勞動力的邊際產值是最高的，為2.395億元萬人，黃石、荊門次之，分別為1.986、1.826億元；（五）農村用電量對于農林牧漁業總產值的影響不大，邊際產值最高的地區也只有0,930，屬荊門市，黃石市的每萬千瓦時農村用電量的邊際產值為最低-1.086，說明該地區用于農業生產的電量投入過剩。做進一步分析，可知荊州市化肥施用量對產值增加的影響最大，而神農架林區主要的投入要素是作物面積。另外，要想增加十堰和咸寧兩地的產值，農村機械動力和農林牧漁業勞動力則需為其主要的投入要素。參考文獻：高鐵梅，計量經濟學分析方法與