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基于協(xié)整回歸模型的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程監(jiān)控論文
針對(duì)包含多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)序數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，提出基于協(xié)整回歸模型進(jìn)行控制圖的應(yīng)用。以農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的過(guò)程監(jiān)控為例，確定農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出與各生產(chǎn)要素序列的協(xié)整關(guān)系后，進(jìn)行協(xié)整回歸模型的構(gòu)建，通過(guò)控制圖對(duì)協(xié)整回歸模型的殘差序列的過(guò)程監(jiān)控，此過(guò)程受控時(shí)計(jì)算的農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率更具說(shuō)服力。
由張公緒[1]提出的選控圖主要用來(lái)解決連續(xù)工業(yè)過(guò)程的統(tǒng)計(jì)質(zhì)量控制問(wèn)題。該圖的設(shè)計(jì)根據(jù)非控系統(tǒng)中因素的多少分為兩類，即單因素控制圖和多因素控制圖。其中多因素控制圖采用多元線性回歸模型進(jìn)行數(shù)據(jù)擬合后，再利用最小二乘法(LS)估計(jì)模型參數(shù)，因此該類控制圖也稱為回歸控制圖[2]。通常連續(xù)工業(yè)工程的數(shù)據(jù)被認(rèn)為是具有平穩(wěn)性的，所以基于一般回歸模型的控制圖設(shè)計(jì)是合理的。但經(jīng)濟(jì)金融過(guò)程產(chǎn)生的數(shù)據(jù)確大多呈現(xiàn)出顯著的非平穩(wěn)特性，若仍繼續(xù)沿用經(jīng)典回歸模型擬合數(shù)據(jù)，則會(huì)導(dǎo)致虛假回歸(即“偽回歸”)問(wèn)題的產(chǎn)生，基于該類模型進(jìn)行回歸控制圖的設(shè)計(jì)及應(yīng)用，顯然是不合理的。
差分法是用來(lái)克服“偽回歸”的常用方法，即通過(guò)差分運(yùn)算將非平穩(wěn)序列轉(zhuǎn)化為平穩(wěn)或近似平穩(wěn)序列，但該做法過(guò)程中出現(xiàn)的多變量間長(zhǎng)期關(guān)系的信息缺失比較嚴(yán)重。實(shí)際上雖然數(shù)據(jù)序列自身的變化是非平穩(wěn)的，但多個(gè)序列間卻存在非常密切的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，Engle等[3]提出了協(xié)整(Co-integration)理論，該理論可有效衡量序列間是否存在這種關(guān)系。由協(xié)整理論可知，如果兩個(gè)或更多序列變量具有相同的單整階數(shù)，且它們之間存在協(xié)整關(guān)系即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，則序列殘差平穩(wěn)，從而避免了“偽回歸”問(wèn)題。
改革開放30多年來(lái)，中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)日趨完善，農(nóng)民收入水平、生活條件均得到明顯提高和改善。農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步與創(chuàng)新作為農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原動(dòng)力，更是保證農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)良性發(fā)展的必要條件。農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的合理有效測(cè)定，不僅對(duì)總體把握中國(guó)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步水平有利，同時(shí)對(duì)于提高農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程的質(zhì)量具有重要的參考價(jià)值。對(duì)科技進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的深入系統(tǒng)研究國(guó)內(nèi)起步于上世紀(jì)80 年代，學(xué)者研究的焦點(diǎn)多集中在科技進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額的測(cè)算上，對(duì)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算較少且研究方法也相對(duì)單一[4，5]。
農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算方法多以C-D 生產(chǎn)函數(shù)[6-8]和索洛余值法為主[9-11]，但結(jié)果顯示，應(yīng)用不同的測(cè)算方法，同一時(shí)期農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的結(jié)論差異明顯[12-14]，這說(shuō)明目前采用的農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算方法有待完善和提高�？梢钥闯觯贑-D生產(chǎn)函數(shù)模型測(cè)算農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率時(shí)，大多文獻(xiàn)構(gòu)建回歸方程都沒(méi)有考慮農(nóng)業(yè)產(chǎn)出及其各生產(chǎn)要素序列的非平穩(wěn)性，這極易產(chǎn)生虛假回歸問(wèn)題。因此，本研究在改進(jìn)的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建農(nóng)業(yè)總支出、資本投入、就業(yè)人數(shù)和農(nóng)業(yè)用地等多要素間的協(xié)整回歸模型，并對(duì)協(xié)整回歸模型殘差序列進(jìn)行過(guò)程監(jiān)控，從而確保農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的有效測(cè)算，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程的有效監(jiān)控。
1 農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的過(guò)程監(jiān)控原理設(shè)計(jì)
為有效進(jìn)行農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的過(guò)程監(jiān)測(cè)，首先對(duì)時(shí)間序列變量自身的平穩(wěn)性、變量間協(xié)整關(guān)系的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，其次基于面板數(shù)據(jù)構(gòu)建序列間的協(xié)整回歸模型，最后對(duì)協(xié)整回歸模型的殘差序列采用控制圖進(jìn)行過(guò)程監(jiān)控，結(jié)果顯示序列間的均衡關(guān)系受控時(shí)，完成農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的有效性測(cè)算，這為監(jiān)測(cè)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過(guò)程的質(zhì)量提供重要參考。
2 實(shí)證分析——農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的過(guò)程監(jiān)控
2.1 樣本數(shù)據(jù)的收集及預(yù)處理
為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)的多重共線性，選取中國(guó)1990-2009年全國(guó)30個(gè)(后因重慶市的數(shù)據(jù)被納入采用了31個(gè)省市的數(shù)據(jù))省市的年度面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來(lái)自于《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》�？紤]數(shù)據(jù)的可獲得性，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出采用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值(單位：億元)的年度數(shù)據(jù)，為剔除物價(jià)因素的影響和干擾，折算為以起始年1990年為基期的不變價(jià)格。資本投入采用農(nóng)村固定資產(chǎn)投資中的農(nóng)業(yè)固定投資數(shù)據(jù)(單位：億元)，為排除通貨膨脹的影響，利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算為以起始年1990 年為基期的不變價(jià)格。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力投入采用農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人員人數(shù)(單位：萬(wàn)人/年)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的土地投入量采用農(nóng)作物播種面積(單位：103 hm2)的數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)相對(duì)于耕地面積而言更能說(shuō)明土地的實(shí)際投入使用情況。
2.2 樣本過(guò)程的模型構(gòu)建
采用ADF(Augmented dickey-fuller)檢對(duì)選取的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，故接受原假設(shè)，即認(rèn)為各地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值和農(nóng)業(yè)各生產(chǎn)要素的面板數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的;通過(guò)對(duì)序列數(shù)據(jù)一階差分的檢驗(yàn)，在10%顯著性水平下均拒絕原假設(shè)。由此，可認(rèn)定樣本序列均為非平穩(wěn)的一階單整過(guò)程，即I(1)過(guò)程。
樣本序列的同階單整特性是進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)，基于此進(jìn)一步檢驗(yàn)各非平穩(wěn)序列之間是否存在協(xié)整關(guān)系，從而有效避免偽回歸問(wèn)題。面板數(shù)據(jù)的主要協(xié)整檢驗(yàn)方法有：Kao檢驗(yàn)、基于LM檢驗(yàn)的殘差檢驗(yàn)法、基于似然的協(xié)整檢驗(yàn)以及Pedroni 檢驗(yàn)等。其中Pedroni檢驗(yàn)在模型殘差的基礎(chǔ)上構(gòu)造出7 個(gè)統(tǒng)計(jì)量，采用這7個(gè)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。
根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，獲取模型的具體形式。進(jìn)行面板協(xié)整模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)之前，首先選擇效應(yīng)模型的種類，如果選用固定效應(yīng)模型，則利用虛擬變量最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì);如果選用隨機(jī)效應(yīng)模型，則利用廣義最小二乘法進(jìn)行估計(jì)。用yit、kit、lit、mit分別表示農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值、農(nóng)業(yè)固定投資、農(nóng)林牧漁業(yè)從業(yè)人數(shù)和農(nóng)作物播種面積的序列數(shù)據(jù)，利用模型(4)構(gòu)建固定效應(yīng)協(xié)整回歸模型。
2.4 控制圖應(yīng)用結(jié)果分析
由于回歸方程的殘差通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明時(shí)序變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即變量間具有協(xié)整關(guān)系，從而避免了虛假回歸問(wèn)題，基于協(xié)整回歸模型，對(duì)其殘差項(xiàng)序列采用修正Shewhart型控制圖進(jìn)行過(guò)程監(jiān)控(圖2)，由圖2可以看出，中國(guó)1990 — 2009年間的相關(guān)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)擬合協(xié)整回歸模型的殘差序列均處于受控態(tài)，即無(wú)異常點(diǎn)出現(xiàn)。這說(shuō)明農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出與農(nóng)業(yè)資本投入、人力投入以及土地投入等因素具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且整個(gè)發(fā)展過(guò)程均處于受控過(guò)程，無(wú)任何異常發(fā)生。這也說(shuō)明基于協(xié)整回歸模型得到的參數(shù)是有效的，進(jìn)而利用式(3) 計(jì)算該期間中國(guó)農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率是合理有效的。
3 結(jié)論
針對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行過(guò)程質(zhì)量監(jiān)控問(wèn)題，提出在改進(jìn)的C-D生產(chǎn)函數(shù)模型基礎(chǔ)上，構(gòu)建農(nóng)業(yè)總支出、農(nóng)業(yè)資本投入、農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)和農(nóng)業(yè)用地等要素間的協(xié)整回歸模型，通過(guò)對(duì)協(xié)整回歸模型殘差序列的過(guò)程監(jiān)控實(shí)現(xiàn)對(duì)期間農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的監(jiān)測(cè)，同時(shí)證明動(dòng)態(tài)回歸模型和農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的有效性。選取面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析以消除時(shí)序數(shù)據(jù)的多重共線性，從而保證回歸系數(shù)估計(jì)值的一致性。結(jié)果顯示1990-2009年中國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展均衡，無(wú)較大異常波動(dòng)現(xiàn)象發(fā)生，在此基礎(chǔ)上還可認(rèn)定，通過(guò)擬合的協(xié)整回歸模型計(jì)算的農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率更具說(shuō)服性。
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