資源描述：
《中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系研究》由會員上傳分享，免費在線閱讀，更多相關(guān)內(nèi)容在工程資料-天天文庫。
1、中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長關(guān)系研究通過構(gòu)建水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的面板VAR模型，利用1998-2009年中國省級面板數(shù)據(jù)，檢驗與分析了水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的內(nèi)在依存和因果關(guān)系。研究結(jié)果表明：①東部、中部和西部地區(qū)水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系;②無論在短期內(nèi)，還是在長期內(nèi)，東部、中部和西部地區(qū)的水資源均是推動農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的重要因素，并且隨著時間的推移，水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響逐步加強;③農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對水資源的影響存在明顯的區(qū)域差異。中部地區(qū)所受影響最大，東部次之，西部相對較小。因此，為實現(xiàn)水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)發(fā)展，中國應(yīng)該提高
2、農(nóng)業(yè)水資源的利用效率，根據(jù)各區(qū)域水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的不同因果關(guān)系因地制宜地制定水資源政策。水資源是農(nóng)業(yè)發(fā)展的基礎(chǔ)資源，在中國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中處于戰(zhàn)略地位。作為一種日益稀缺的戰(zhàn)略性資源，其對國家糧食安全和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟發(fā)展具有全局性和長遠性影響[1]。近年來，中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的關(guān)系已受到政府和學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，尤其是在美國學(xué)者LesterR.Broer。他將自然資源引入到索洛模型中，提出了“GroonteCarlo模擬實驗結(jié)果表明，在小樣本條件下，PanelADF和GroupADF統(tǒng)計量較其他統(tǒng)計量有著更好的性質(zhì)，PanelPP和Group
3、PP統(tǒng)計量次之，其他則最差，所以Panelv和Panelrho統(tǒng)計量沒有通過顯著性檢驗對中部和西部地區(qū)的lngdp和ln項系數(shù)在1%水平上顯著為負，這說明反向誤差修正機制成立，水資源是農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的長期原因;模型(3)的ECM項系數(shù)盡管為正，但未能通過顯著性檢驗，這表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長并不是水資源變化的長期原因。因此，在長期內(nèi)，東部地區(qū)僅存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系?？疾炱渌兞康姆柡惋@著性，可以發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)，東部地區(qū)水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在著雙向因果關(guān)系。同理，在中部地區(qū)，短期內(nèi)存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系，長期
4、內(nèi)存在水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的雙向因果關(guān)系;在西部地區(qū)，無論在短期內(nèi)，還是在長期內(nèi)，均只存在從水資源到農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的單向因果關(guān)系。2.4面板VAR估計面板VAR主要由三個部分組成：第一是面板矩估計(GMM)，說明變量之間的回歸關(guān)系;第二是誤差項的方差分析，說明誤差項的影響因素大小;第三是沖擊反應(yīng)圖，觀察變量對沖擊的反應(yīng)情況[11]。由于本文重點在于定量把握水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的相互關(guān)系，因此，著重分析前兩個部分。(1)面板矩估計。面板矩估計系數(shù)的有效性要求去除面板VAR模型中的地區(qū)固定效應(yīng)和時間效應(yīng)。本研究采用橫截面上的均值差分法去除時
5、間效應(yīng)，前向均值差分法去除地區(qū)固定效應(yīng)。估計結(jié)果如表4所示。從以上回歸結(jié)果可以看出：①無論是東部地區(qū)，還是中部地區(qū)，抑或是西部地區(qū)，滯后一期和滯后二期的水資源系數(shù)均高于0，且通過了5%的顯著性檢驗，這說明水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有顯著的正向影響。同時，比較滯后一期和滯后二期的水資源系數(shù)大小，可以發(fā)現(xiàn)水資源系數(shù)隨著滯后期的推移而不斷增大，這表明我國水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響是一個逐步加強的過程;②農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對水資源的影響存在明顯的區(qū)域差異。在東部地區(qū)，滯后一期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對水資源的影響顯著為正，滯后二期的影響不顯著;在中部地區(qū)，滯后一期和滯后
6、二期的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長均表現(xiàn)出對水資源的顯著影響，并且在滯后一期的影響為正，滯后二期的影響為負，這說明中部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展初期會帶來水資源的大量消耗，但隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變以及技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，中部地區(qū)的水資源耗費量將逐步得到控制;在西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對水資源無顯著影響。(2)面板方差分解。為了更清楚地刻畫和度量水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)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(yīng)對各個變量波動的方差貢獻率構(gòu)成。表5給出了第10個預(yù)測期和第20個預(yù)測期的方差分解結(jié)果。綜合方差分解的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：①10個預(yù)測期
7、與20個預(yù)測期對方程分析的結(jié)果影響變化不大，說明經(jīng)過10個預(yù)測期以后，系統(tǒng)已基本穩(wěn)定;②水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的波動均主要來自于自身，兩者對自身波動的貢獻比率均在70%以上;③水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的影響在20%-30%之間，其中西部地區(qū)所受影響最大，其次為中部，再次為東部;④農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長對水資源的影響在12%-20%之間，其中中部地區(qū)所受影響最大，東部次之，西部相對較小。3結(jié)論與啟示本文通過建立水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的面板VAR模型，在省級層面檢驗與分析了中國水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間的相互影響關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：(1)東部、中部和西部
8、地區(qū)的水資源和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系。這說明在長期內(nèi)，水資源對農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長有促進作用，并且可以通過誤差糾正機制，保持水資源與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長間的長期協(xié)整關(guān)系。
