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摘 要： 這篇農業副高晉升正高論文發表了土壤環境與農業經濟增長關系，農村環境問題越來越突出，越來越多的專家學者開始研究農業生產關系和經濟增長之間的關系，企圖達到更和諧的發展模式，為此論文進行了如下數據分析。
這篇農業副高晉升正高論文發表了土壤環境與農業經濟增長關系，農村環境問題越來越突出，越來越多的專家學者開始研究農業生產關系和經濟增長之間的關系，企圖達到更和諧的發展模式，為此論文進行了如下數據分析。
【摘要】本文基于1994～2014年間的省級面板數據，通過構建土壤環境與農業經濟增長的VAR模型，在區域層面檢驗與分析了我國土壤環境與農業經濟增長之間的相互關系。研究結果表明：農業經濟增長對土壤環境的影響以及土壤環境對農業經濟增長的影響都存在明顯的區域差異，對于前者而言，西北、東北地區所受影響最大，西南地區所受影響最小，驗證了西北、東北地區的農業經濟增長對土壤環境的破壞力度相對較高，西南地區破壞力度相對較小。對于后者而言，西南地區所受影響最大，華中、華南地區所受影響較小，這說明西南地區目前土壤環境比較優良，對農業經濟可持續發展能帶來更大的增長空間，而華中、華南地區土壤環境已經欠佳，能為地區農業經濟增長提供的動力較小。
【關鍵詞】農業副高晉升正高論文,土壤環境,農業經濟增長,VAR,模型
一、引言
隨著農村環境問題越來越嚴峻，關于農業生產環境與農業經濟增長之間的關系，學術界已經展開了較為深入的研究，目前主要有以下幾類，一類是沿用Grossman和Krueger(1993)等研究經濟增長與工業污染之間關系所運用的環境庫茲涅茲曲線(EKC)驗證方法，來探究農業面源污染與農業經濟增長之間的關系，如張暉、胡浩(2009)通過建立江蘇省經濟發展水平與過剩氮污染的經濟計量模型，對二者的關系進行了環境庫茲涅茲曲線驗證，研究結果表明，人均過剩氮排放量和經濟增長之間存在顯著的“倒U型”曲線關系。[1]還有一類是借鑒Islam的研究思路，通過構建農業面源污染影響因素分解的理論模型，進行實證研究。如梁流濤、曲福天等(2013)利用計量經濟模型在農業面源污染影響因素分解理論模型的基礎上探尋了農業面源污染演變的內在驅動機制，得出經濟作物比重提高和畜禽養殖業產值比重的提高都會導致農業面源污染加劇等結論。[2]第三類是以沈霞林(2011)為代表，選取多個因素作為農業經濟發展指標，采用多元回歸分析法，測算區域農業面源污染水平與區域農業經濟發展水平之間的關系，以給出區域農業面源污染差異的經濟解釋。[3]本文正是在包含以上這些文獻的基礎上，展開了對農業生產環境與農業經濟增長之間關系的實證研究。
二、研究方法與數據說明
研究方法上，本文運用的是VAR模型，數據方面，以1994～2014年這20年間的中國省級面板數據為依托，以農業一項的產值作為農業經濟增長的指標，以化肥、農藥及地膜的投入密度為基礎計算出的土壤環境污染綜合值[4]作為土壤污染測算指標，基礎數據來源于《中國統計年鑒》與《中國農村統計年鑒》。另外，考慮到我國國土面積廣大，不同區域經濟發展狀況與農業發展水平都有所不同，所以本文對所研究的區域進行了劃分。依據經濟社會發展程度以及地理方位的不同，將研究的31個省(市、自治區)劃分為東北、西北、華北、華中、華東、華南、西南一共七個區域進行對比研究[5]。在基礎數據處理上，為避免物價波動的干擾，本文將每年農業總產值都折算為1994年可比價，同時，為消除數據中存在的異方差，將代表各地區農業經濟增長的農業總產值以及代表土壤環境的土壤環境污染綜合值再分別進行對數化處理，其對應形式分別為lngdp、lnsoil，而下文中的Dlngdp、Dlnsoil與D(lngdp，2)、D(lnsoil，2)分別表示一階和二階差分序列。
三、實證分析
(一)單位根檢驗
對時間序列進行分析的前提是保證序列的平穩性，因此一般情況下進行分析之前，需要對原變量序列進行單位根檢驗，判斷序列的平穩性。[6]本文選取較為常用的ADF單位根檢驗方法對處理過的數據進行檢驗。通過檢驗結果可以看出七個地區中，除了華東地區的lngdp與lnsoil是在二階差分形式下同時平穩外，其他地區的lngdp與lnsoil都是在一階差分形式下同時平穩，所以，華東地區是二階單整序列，其他地區都是一階單整序列，滿足協整檢驗的前提。
(二)協整檢驗
協整檢驗是為了進一步判斷土壤環境與農業經濟增長之間是否存在長期的均衡關系，為此本文采取常用的協整檢驗方法Jo-hansen協整檢驗，做進一步探究。協整檢驗結果表明，在最佳滯后期，華東、西南、華北、東北地區的lngdp與lnsoil之間有協整關系，而華中、華南以及西北地區lngdp與lnsoil之間沒有協整關系。這說明，前者的土壤環境與農業經濟增長具有長期協整關系，而后者兩者之間的長期協整關系在最佳滯后期并不顯著。不顯著的原因可能是因為這三個地區的土壤環境或農業經濟增長已經基本達到了飽和，因此造成土壤環境的變化對農業經濟增長或農業經濟增長對土壤環境的變化沒有顯著的反應。
(三)Granger因果關系檢驗
協整檢驗只反映了變量之間存在長期因果關系，并不能明確兩者之間因果關系的具體方向。為了進一步明確二者之間的關系，需要在此基礎上進行Granger因果關系檢驗。因為之前的協整檢驗結果表明，華北、東北、西南地區的土壤環境與農業經濟增長之間都具有長期的協整關系，所以在此使用原序列進行長短期的Granger因果檢驗，而華中、華南與西北地區沒有長期協整關系，所以外，華東地區因為是二階單整，所以也用一階差分形式來做Granger因果關系檢驗。檢驗結果顯示，在最佳滯后期，華北、東北地區存在lnsoil到lngdp的單項因果關系，西北也存在Dlnsoil到Dlngdp的單項因果關系，而西南地區存在lngdp在此用一階差分形式來做Granger因果關系檢驗，此到lnsoil的單項因果關系，華東也存在Dlngdp到Dlnsoil的單項因果關系，但華中、華南地區的Dlngdp和Dlnsoil并不存在Granger因果關系。這說明，華北、東北、西北地區前期土壤環境的變化對隨后的農業經濟增長的程度有較大影響，而西南地區和華東地區則是前期的農業經濟增長的程度對隨后的土壤環境變化有較大影響，華中、華南地區土壤環境與農業經濟增長之間并不存在顯著的Granger因果關系。
(四)方差分解
為了更清楚地刻畫和度量土壤環境與農業經濟增長的相互影響程度，本文進一步采用方差分解的方法，獲得不同方程的沖擊反應對各個變量波動的方差貢獻率構成。下表1-1、表1-2給出了各個地區預測期的方差分解結果。表1-1、表1-2的方差結果表明，(1)各地區經過5個預測期以后，系統就已經基本穩定。(2)土壤環境與農業經濟增長的波動均主要來自于自身，農業經濟增長對自身波動的貢獻比率都在80%以上，土壤環境對自身波動的貢獻比率除了西南地區外也都在60%以上。(3)農業經濟增長對土壤環境的影響在2%-15%之間，其中西北、東北地區所受影響最大占到了15%左右，其次為華北、華南、華東、華中，影響最小的是西南地區，僅為2%。(4)土壤環境對農業經濟增長的影響方面，西南地區影響最大，達到了60%，其次是華東、東北、華北、西北地區，影響程度在30%左右，而華中、華南地區土壤環境對農業經濟增長的影響較小，分別為13%何9%左右。
四、結論
華北、東北、華東以及西南地區的土壤環境與農業經濟增長之間在各自的最佳滯后期內具有長期協整關系，而華中、華南以及西北三個地區長期協整關系在最佳滯后期內并不顯著。華北、東北、西北地區土壤環境前期的變化對隨后的農業經濟增長程度有較大影響，而西南地區和華東地區則是前期的農業經濟增長的程度對隨后的土壤環境變化有較大影響，華中、華南地區土壤環境與農業經濟增長之間并不存在明顯的Granger因果關系。方差分解的檢驗結果更進一步表明，基本上經過5個預測期后，各地區的系統基本趨于穩定，土壤環境與農業經濟增長的波動均主要來自于自身，農業經濟增長對土壤環境的影響僅在2%-15%之間，其中西北、東北地區所受影響最大，其次為華北、華南、華東、華中，影響最小的是西南地區。這說明西北、東北地區的農業經濟增長對土壤環境的破壞力度相對較高，西南地區破壞力度相對較小。土壤環境對農業經濟增長的影響方面，西南地區最大，其次是華東、東北、華北、西北地區，而華中、華南地區土壤環境對農業經濟增長的影響較小。這也側面反映了西南地區目前土壤環境比較優良，對農業經濟可持續發展而言能帶來更大的增長空間，而華中、華南地區土壤環境已經欠佳，能為地區農業經濟增長提供的動力較小。
作者：馬鑫然 單位：貴州大學
推薦期刊：北方農業學報面向全國，體現內蒙古自治區農業特色，主要報道農業科技成果、學術論文、研究報告、調查報告、農業綜述、豐產經驗、先進技術、現代農業科技知識和國內外科技新動態、新成果等。
