黃文學(xué)，劉 凌，季 梅 ，澤桑梓

（1.習(xí)水縣林業(yè)局，貴州 習(xí)水 564600；2.云南省林業(yè)科學(xué)院，云南 昆明 650201）

林業(yè)是重要的公益事業(yè)和基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，也是保護(hù)生態(tài)環(huán)境、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)可持續(xù)發(fā)展的重要基礎(chǔ)[1]。目前，我國(guó)仍然是一個(gè)林業(yè)資源缺乏的國(guó)家，森林資源總量嚴(yán)重不足，森林生態(tài)系統(tǒng)的整體功能非常脆弱[2]?！笆晃濉币詠?lái)，國(guó)家通過一系列措施，加大對(duì)林業(yè)經(jīng)濟(jì)的支持，使得森林覆蓋率逐步提升，林業(yè)產(chǎn)值也逐漸提高，生態(tài)環(huán)境也開始改善[3]。

我國(guó)的林業(yè)投入包括很多方面，其中包括擴(kuò)大造林面積和發(fā)展林業(yè)產(chǎn)業(yè)等，擴(kuò)大造林面積對(duì)改善我國(guó)生態(tài)環(huán)境有直接的影響[4]。林業(yè)投入與造林面積的關(guān)系如何，研究通過提取我國(guó)林業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)我國(guó)歷年林業(yè)投入與造林面積的增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行協(xié)整分析，并對(duì)協(xié)整分析結(jié)果進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，為進(jìn)一步提高林業(yè)投入效益提供參考。

1 材料與方法

1.1 材料

采用1991～2009年我國(guó)歷年造林面積（AREA）和林業(yè)投入（INPUT）的年度數(shù)據(jù)為樣本。為消除數(shù)據(jù)中存在的異方差，分別對(duì)數(shù)據(jù)樣本取對(duì)數(shù)，即LOG AREA和LOGINPUT，數(shù)據(jù)見表1。歷年造林面積和林業(yè)投入原始數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2004、2010 等[5-7]。

1.2 方法

協(xié)整分析是用于檢驗(yàn)兩組隨時(shí)間波動(dòng)變化的非平穩(wěn)變量在長(zhǎng)期內(nèi)是否具有穩(wěn)定關(guān)系?？煞譃閮煞N：一種是基于回歸殘差的EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸系數(shù)的喬根森檢驗(yàn)[8]。

試驗(yàn)使用EG法對(duì)LAREA和LINPUT兩組變量間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。EG兩步法協(xié)整檢驗(yàn)是通過對(duì)同階單整變量用一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量進(jìn)行回歸求得殘差序列，然后檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，若殘差序列平穩(wěn)，說明變量間存在協(xié)整關(guān)系，否則，就不存在協(xié)整關(guān)系。如果具有協(xié)整關(guān)系，再對(duì)具有協(xié)整關(guān)系的時(shí)間變量序列的因果關(guān)系進(jìn)—步檢驗(yàn)分析。

表1 我國(guó)歷年造林面積（AREA）和林業(yè)投入量（INPUT）

試驗(yàn)利用EViews5.0分析軟件進(jìn)行協(xié)整分析[9]。

1.2.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn) 時(shí)間變量必須為平穩(wěn)序列，否則會(huì)出現(xiàn)“虛假回歸”。因此，在協(xié)整檢驗(yàn)之前，要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。用EViews5.0對(duì)變量LAREA和LINPUT進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，確定兩組變量是否是平穩(wěn)序列。

1.2.2 協(xié)整檢驗(yàn) 協(xié)整檢驗(yàn)是揭示兩組變量是否為長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系的方法，如果LAREA和LINPUT兩組變量存在平穩(wěn)性，用EViews5.0對(duì)序列進(jìn)行回歸分析，確定回歸方程；第二步是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差不存在單位根，那么所得到的回歸方程就是變量之間的協(xié)整方程，否則就不是。

1.2.3 誤差修正模型 假如LAREA和LINPUT兩組變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)，這些變量可以是不均衡的。Granger表述定理稱一組具有協(xié)整關(guān)系的變量短期非均衡關(guān)系一定有一個(gè)誤差修正模型來(lái)表述[10]。建立誤差修正模型可以分析它們之間的短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。筆者利用EG兩步法估計(jì)相應(yīng)參數(shù)，得到誤差修正模型。

1.2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn) Granger指出，如果變量X有助于預(yù)測(cè)變量Y，即根據(jù)Y的過去值對(duì)Y進(jìn)行自回歸時(shí)，如果再加上X的過去值，能顯著地增強(qiáng)回歸的解釋能力，則稱X是Y的格蘭杰原因，否則，稱為非格蘭杰原因[11]。協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)軌虼_定兩組變量的聯(lián)系程度，但不能體現(xiàn)兩組變量是否相互影響，因此需要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

如果LAREA和LINPUT兩組變量具有平穩(wěn)性，則利用EViews5.0軟件對(duì)這兩組變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

2 結(jié)果與分析

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

采取最常用的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)來(lái)判斷2組變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果見表2、表3、表4。從表2、表3中可以看出，在5%的置信區(qū)間下，2個(gè)變量的水平序列和其一階差分序列都是不平穩(wěn)的。從表4可以看出，在1%和5%的置信區(qū)間下，變量二階差分的ADF值都大于臨界值，因此2組變量的水平序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

表2 變量的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 變量一階差分的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表4 變量二階差分的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

通過2.1的變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)，認(rèn)為兩變量LAREA和LINPUT的水平序列是平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。

用EG兩步法對(duì)LAREA和LINPUT兩變量進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，即計(jì)算兩變量的回歸方程和檢驗(yàn)回歸殘差項(xiàng)e是否為平穩(wěn)序列?；貧w殘差項(xiàng)e的ADF檢驗(yàn)值－4.171 276小于顯著性水平為1%、5%時(shí)的臨界值（－3.920 350和－3.065 585），拒絕原假設(shè)，即殘差序列e是平穩(wěn)，見表4。結(jié)果顯示變量LAREA和LINPUT之間存在（2，2）階協(xié)整關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

通過建立誤差修正模型來(lái)研究各變量之間關(guān)系的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整與長(zhǎng)期特征。誤差修正模型分析結(jié)果見表5。

表5 誤差修正模型結(jié)果表

其誤差修正模型為：

DLAREA=－0.283 6148 393+1.261 372 341×DLINPUT－0.198 421 123 5×E（-1）

由表5可知，LAREA和LINPUT的誤差修正模型的誤差修正系數(shù)（－0.198 421）小于零，符合反向修正原則。LAREA和LINPUT的誤差修正系數(shù)的絕對(duì)值較小，說明當(dāng)它們偏離均衡趨勢(shì)后的回調(diào)速度較小，這2個(gè)變量的波動(dòng)也較小。

2.4 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，歷年造林面積和林業(yè)投入之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否是因果關(guān)系還需進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

借助Eviews5.0軟件，進(jìn)一步研究變量LAREA和LINPUT是否具有格蘭杰因果關(guān)系。結(jié)果見表6。根據(jù)表6的檢驗(yàn)結(jié)果，由于p值小于0.05就是有因果關(guān)系，因此，從2階滯后的情況來(lái)看，LAREA和LINPUT之間只存在單方面的因果關(guān)系：LINPUT在1%的顯著水平上不是LAREA的原因，LAREA在1%的顯著水平上是LINPUT的原因。由此可知，在樣本區(qū)間內(nèi)，林業(yè)投入影響歷年造林面積的程度較小，歷年造林面積的增長(zhǎng)能促使林業(yè)投入的增長(zhǎng)。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié) 論

對(duì)1991～2009年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析可知，從長(zhǎng)期關(guān)系來(lái)看，我國(guó)歷年造林面積和林業(yè)投入之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，歷年造林面積的增長(zhǎng)促使了林業(yè)投入的增加，歷年造林面積和林業(yè)投入之間只存在單向的Granger因果關(guān)系，我國(guó)歷年造林面積的增長(zhǎng)是林業(yè)投入增長(zhǎng)的原因。從短期關(guān)系來(lái)看，林業(yè)投入的變化可以引起歷年造林面積的同方向變化[12]。林業(yè)投入對(duì)歷年造林面積的增長(zhǎng)有顯著推動(dòng)作用，我國(guó)應(yīng)加大林業(yè)投入，以推動(dòng)歷年造林面積的增長(zhǎng)，加快我國(guó)的國(guó)土綠化工程，改善我國(guó)生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)林業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

試驗(yàn)只是簡(jiǎn)要分析了我國(guó)歷年造林面積和林業(yè)投入之間的關(guān)系，對(duì)影響我國(guó)歷年造林面積的其它因素未作分析，在下一步研究中，應(yīng)該將國(guó)家退耕還林的成果、防護(hù)林的建設(shè)等因素結(jié)合起來(lái)，定量研究各種因素與歷年造林面積的關(guān)系，更好地掌握我國(guó)林業(yè)的發(fā)展動(dòng)態(tài)。

[1]國(guó)家林業(yè)局.中國(guó)林業(yè)年鑒2009[M].北京：中國(guó)林業(yè)出版社，2010.

[2]張文濤，嚴(yán) 耕.中國(guó)林業(yè)史學(xué)發(fā)展史研究述論[J].安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2011，39（17）：10291-10293.

[3]彭行榮.現(xiàn)代林業(yè)與我國(guó)林業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略[J].湖北農(nóng)業(yè)科學(xué)，2010，49（7）：1783-1786.

[4]劉 燕.市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)下增加林業(yè)投入的對(duì)策[J].西北農(nóng)林科技大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2001，1（3）：50-52.

[5]國(guó)家林業(yè)局.中國(guó)林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2004[M].北京：中國(guó)林業(yè)出版社，2005.

[6]國(guó)家林業(yè)局.中國(guó)林業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2010[M].北京：中國(guó)林業(yè)出版社，2011.

[7]張煜星.人工造林對(duì)森林覆蓋率的貢獻(xiàn)分析[J].東北林業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007，35（3）：76-79.

[8]楊丹萍.寧波對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析[J].寧波大學(xué)學(xué)報(bào)（理工版），21（3）：438-441.

[9]樊歡歡.Eviews統(tǒng)計(jì)分析與應(yīng)用 [M].北京：機(jī)械工業(yè)出版社，2009.

[10]李亞明，佟仁城.中國(guó)房地產(chǎn)財(cái)富效應(yīng)的協(xié)整分析和誤差修正模型[J].系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2007，（11）：1-6，33.

[11]朱慧明，韓玉啟.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析[J].運(yùn)籌與管理，2003，12（2）：68-72.

[12]梅付春.河南省林業(yè)生態(tài)建設(shè)模式探討[J].內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)科技，2011，（5）：4-6.