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1、， 2 （ 中国流通经济（ 2017 年 1 月，第 31 卷第 1 期） China Business And Market（ January 2017 Vol.31， No.1） 我国农业物流与农业经济发展互动关系研究 基于 19912014 年时间序列数据 张 建 军 1、 ，赵 启 兰1 （ 1.北京交通大学经济管理学院，北京市 100044； 2.内蒙古农业大学经济管理学院，内蒙古 呼和浩特 010010） 摘 要： 本文以 19912014 年我国农业物流与农业经济发展指标等时间序列数据为样本，采用协整分析、误 差修正模型等方法重点研究我国农业物流与农业经济发展的互动关系，同时分析
2、农业资本投入、农业技术投入等 因素对农业经济发展的影响。研究结果表明，我国农业物流发展水平对农业经济发展水平具有显著的正向影响， 农业物流是农业经济发展水平的格兰杰原因，农业物流发展水平短期波动对农业经济发展水平的影响较小，而其 长期波动对农业经济发展水平影响较大；农业资本投入与农业技术投入对农业经济发展水平具有正向影响，且农 业技术投入产出弹性大于农业资本投入产出弹性。 关键词： 农业物流；农业经济发展；物流需求系数；农业机械总动力；农业固定资产投资 中图分类号： F303 文献标识码： A 文章编号： 1007-8266（ 2017） 01-0031-10 一、引言 近年来我国农业物流取得
3、长足发展 ， 2014 年 全国社会物流总额为 213.5 万亿元，按可比价格计 算，同比增长 7.9%；其中，农产品物流总额为 3.3 万 亿元 ，同 比增长 5.4%。 随着我国国民经济和物流 业的快速发展 ，农 业物流在国民经济中的地位不 断攀升，逐渐成为我国农业经济的重要组成部分， 并促进了现代农业以及农业产业化的发展 ，农 业 物流合理高效化是农业现代化的必由之路 1 ，也 是实现农业经济快速发展的必然要求。 农业物流的发 展可提高农产品的附加值 、降 低农业物流成本、提高农业劳动生产率、增加农民 收入、提高农产品流通效率，为农业经济创造第三 利润空间，促进农业经济的整体发展。国家
4、“十三 五 ”发 展规划明确提出要推进农村三次产业的融 合发展，提高农业质量效益和竞争力，农业物流与 农业经济的融合发展 、协 调发展有助于加快农业 发展方式转变，推进农业经济结构调整。 二、文献综述 目前 ，国 内外学者对农业物流与农业经济发 展等问题的研究主要集中在以下几个方面： （一）关于农业经济发展问题的研究 张淑辉等 2 采用典型相关分析法 ，构 建了山 西省农业经济增长及其影响因素模型 ，分 析了各 收稿日期： 2016-10-25 基金项目： 内蒙古自治区自然科学基金 “内蒙古物流能力与区域经济发展耦合互动机理研究 ”(2016MS0712)；内蒙古畜牧业 经济研究基地项目 “内
5、蒙古绿色畜产品电子商务物流发展研究 ”(2015JDB055)；内蒙古哲学社会科学规划项目 “内 蒙古生产性服务业集聚对制造业转型升级的影响及对策研究 ”2015C023） 作者简介： 张建军（ 1982），男，山西省怀仁县人，北京交通大学经济管理学院博士生，内蒙古农业大学经济管理学院副教 授，主要研究方向为物流与供应链管理、产业经济学；赵启兰（ 1962），女，河南省新乡市人，北京交通大学经济 管理学院教授，博士生导师，主要研究方向为企业物流管理、物流服务能力研究。 31 万方数据 影响因素对农业经济影响的程度 ；马 明霞等 3 分 析了宁夏农业经济增长的主要影响因素 ，应 用典 型相关分析
6、法构建模型 ，定 量分析各影响因素对 农业经济的促进作用 ，结 果表明农机总动力是促 进农业经济增长的主要因素；张红彦、刘迎洲 4 分 析了山东省农业经济增长的影响因素 ，认 为技术 进步 、农 业机械总动力是山东省农业经济增长的 主要来源，而农业劳动力、农作物播种面积等未能 有效促进山东省农业经济增长 ；张 霞 5 认为影响 我国农业经济发展的主要因素包括农业机械总动 力以及农业资本投入等；艾红娟、蒋和平 6 基于经 济增长的视角 ，从 农业投入水平 、农 业产出水平 、 农村经济及可持续发展水平等层面入手 ，借 用道 格拉斯生产函数对新疆现代农业发展的影响因素 进行系统研究 ，研 究结果表
7、明农业机械总动力对 农业经济发展的影响程度最大 ；郭 震 7 基于柯布 道格拉斯生产模型，分析了农村固定资产投资、 农业机械总动力 、农 村劳动力等要素对河南省农 业经济增长的影响，研究结果表明资本投入、科技 进步是河南省农业经济增长的主要动力 ，劳 动力 对河南省农业经济增长的贡献率较低；任维哲、叶 亮 8 对影响西部农业经济增长的因素进行分析， 结果表明资本 、技 术和制度是西部农业经济增长 的主要影响因素。 （二）关于农业物流的研究 姜阀 、李 玉华 9 对我国现代农业物流发展的 问题进行了客观分析 ，借 鉴国外现代农业物流发 展的成功经验 ，提 出了适合我国国情的现代农业 物流发展模式
8、 ，并 构建了我国现代农业物流发展 的评价指标体系；王翠敏 10 结合日本农业物流的 运作模式，提出了中国发展农业物流的具体措施； 任颖洁、马静 11 针对目前我国农业物流系统中存 在的诸如信息化程度差 、流 通渠道不畅以及农业 物流系统运行效率低的问题 ，提 出了提高农业物 流系统整体运行质量的方法；常颖 12 重点分析了 内蒙古农业物流存在的主要问题 ，进 而提出了相 应的解决对策；饶绍伦 13 研究了低碳环境下我国 农业物流的发展 ，认 为农业物流的发展促进了城 乡贸易流通的发展。 （三）关于农业物流与农业经济发展互动关系 的研究 李娟 14 对农产品物流与农业经济增长的互动 32 万方
9、数据 关系进行了分析 ，认 为农产品物流是影响农业经 济增长的重要因素 ，并 从农产品物流角度提出促 进农业经济增长的措施；孙良涛 15 研究了云南省 农产品物流与农业经济增长的互动关系 ，发 现农 产品物流与农业经济增长呈现出长期稳定的均衡 关系 ，其 中农产品物流对农业经济增长的拉动作 用较弱 ，而 农业经济增长对农产品物流发展有着 较强的推动作用；孙红梅 16 认为，农产品物流对于 农业经济发展具有巨大的推动作用 ，在 介绍国外 农产品物流发展经验的基础上 ，提 出依托农产品 物流促进农业经济发展的对策；徐汉柱、朱向平 17 认为 ，农 产品物流是我国农业 经济的重要组成部 分 ，阐 述
10、了农产品物流促进农业经济发展的作用 机理；张广胜 1 以 20032010 年我国农机化指标 时间序列为样本 ，系 统研究了农机化水平与农业 物流发展之间的关系 ，认 为我国农机化水平与农 业物流发展之间存在长期协整关系 ，农 机化进程 能够有效推动农业物流的发展；陈冬冬 18 应用灰 色关联度分析法 ，分 析了影响农业经济发展的主 要物流因素，认为农业物流、物流基础设施建设等 是影响农业经济发展的主要物流因 素；吴 伟杰 19 对比分析了浙江和江苏两个物流发展强省的物流 运输与农业经济之间的关系，认为两省的物流运输 与农业经济之间均存在长期和短期的均衡关系。 上述文献表明 ，国 内外学者对农
11、业物流与农 业经济发展的互动关系进行了初步探索 ，取 得了 部分研究成果 ，但 学者们仅针对某一地区进行分 析，缺乏对我国整体农业物流与农业经济发展互动 关系的系统性研究。本文结合国内外学者关于农业 物流与农业经济发展的相关研究成果 ，以 1991 2014 年我国农业物流以及农业经济发展情况时间 序列为样本，采用时间序列计量经济学研究方法，系 统研究我国农业物流与农业经济发展的互动关系。 三、我国农业物流与农业经济发展情况 分析 （一）我国农业物流发展现状分析 目前，学术界通常用农产品物流总额、农产品 物 流 增 加 值 、农 产 品 物 流 总 费 用 以 及 农 业 单 位 GDP 的物
12、流需求系数来反映一个国家或地区农业 物流发展情况。表 1 为我国 19912014 年农产品 亿元 注： 数据来源于中国物流年鉴（ 2015）。 注： 数据来源于对中国物流年鉴（ 2015）相关统计数据 物流总额及其增长率，从中可以看出，我国农产品 物流总额从 1991 年的 3 252 亿元增长到 2014 年的 33 101 亿元，增长了约 9.2 倍；农产品物流总额增长 率近几年在保持平稳发展的基础上有小幅下滑； 在此期间 ，我 国农产品物流总额平均年增长率约 为 11%，说明我国农产品物流需求旺盛，农业物流 发展具有较大空间。 我国 19912014 年农产品物流增加值与农产 品物流总
13、费用情况如表 2 所示。从表 2 可看出，我 国农产品物流增加值保持平稳增长 ， 2014 年达到 371 亿元 ；同 时 ，我 国农产品物流总费用有较大幅 度的提高 ，从 1991 年的 557.6 亿元增长到 2014 年 的 1 642.9 亿元。 我国农业单位 GDP 的物流需求系数如表 3 所 表 1 19912014 年我国农产品物流总额及其增长率 示。从表 3 可看出近几年我国农业单位 GDP 的物 流需求系数较平稳，但有一定的下滑趋势，反映出 我国农业物流社会化程度较低 ，农 业物流发展水 平有待提高。 2014 年我国农业单位 GDP 的物流需 求系数约为 0.57，说 明每
14、单位农业 GDP 产出需要 约 0.57 个单位的农产品物流总额来支撑。 （二）我国农业经济发展现状分析 本文以农业生产总值、农业资本投入（农业固 定资产投资）、农业劳动力投入（农业从业人员）以 及农业技术投入（农业机械总动力）等四个方面来 反映我国农业经济发展情况。 19912014 年我国农业生产总值及农业固定 资产投资情况如表 4 所示， 19912014 年我国农业 生产总值快速增长，从 1991 年的 5 288.6 亿元增加 表 2 19912014 年我国农产品物流增加值 与农产品物流总费用 的整理。 33 万方 数据 年份 农产品物流总额 /亿元 农产品物流总额增长率 /% 1
15、991 3 252 1992 3 335 2.6 1993 4 281 28.4 1994 6 104 42.6 1995 7 951 30.3 1996 8 618 8.4 1997 8 996 4.4 1998 9 160 1.8 1999 9 138 -0.2 2000 9 634 5.4 2001 10 291 6.8 2002 10 986 6.8 2003 11 261 2.5 2004 11 970 6.3 2005 12 748 6.5 2006 13 546 6.3 2007 15 849 17.0 2008 18 638 17.6 2009 19 340 3.8 2010
16、22 355 15.6 2011 26 312 17.7 2012 29 000 10.2 2013 31 405 8.3 2014 33 101 5.4 年份 农产品物流增加值 农产品物流总费用 1991 199.2 557.6 1992 185.5 523.4 1993 229.0 622.0 1994 281.5 795.5 1995 332.5 1 001.6 1996 390.4 1 166.6 1997 392.7 1 207.7 1998 416.8 1 191.0 1999 421.9 1 154.5 2000 389.0 1 073.4 2001 393.0 1 072.8
17、2002 374.4 1 038.5 2003 346.1 948.6 2004 336.1 935.6 2005 324.6 895.6 2006 320.9 873.1 2007 264.3 956.6 2008 413.9 1 130.8 2009 461.6 1 216.5 2010 486.8 1 265.3 2011 530.0 1 397.4 2012 572.5 1 537.5 2013 618.1 1 626.1 2014 371.0 1 642.9 亿元 注 ： 数据来源于 对中 国物流年 鉴（ 2015）相 关统计数据 表 3 19912014 年我国农业单位 GDP 的
18、物流需求系数 表 4 19912014 年我国农业生产总值及 农业固定资产投资 的整理。 到 2014 年的 58 336.1 亿元，增长了约 10 倍，年均增 速约为 11%；与此同时，农业固定资产投资也保持 较快增长， 2014 年达到 14 574 亿元，年均增长约为 30%。 19912014 年我国农业从业人员及农业机械 总动力情况如表 5 所示， 19912012 年我国农业从 业人员平稳增长 ，从 1991 年的 43 092.5 万人增长 到 2012 年的 53 857.9 万人；同时，我国农业机械总 动力增长强劲 ，从 1991 年的 29 388.6 万千瓦增长 到 20
19、14 年的 108 056.6 万千瓦，增长约 2.7 倍。 从以上关于我国农业经济发展情况的分析可 以看出，不论是农业从业人员、农业固定资产投资 还是农业机械总动力等均得到较快发展 ，即 农业 劳动力投入、资本投入以及技术投入等均有较快发 展，由此决定了我国农业经济发展整体向好。 34 万方数据 年份 农业生产总值 农业固定资产投资 1991 5 288.6 33.5 1992 5 800.0 43.5 1993 6 887.3 46.2 1994 9 471.4 56.8 1995 12 020.0 76.6 1996 13 877.8 109.4 1997 14 264.6 153.9
20、1998 14 618.0 225.4 1999 14 548.1 299.0 2000 14 716.2 360.9 2001 15 501.2 434.6 2002 16 188.6 587.8 2003 16 968.3 535.0 2004 20 901.8 645.1 2005 21 803.5 842.8 2006 23 313.0 1 118.2 2007 27 783.0 1 460.0 2008 32 747.0 2 250.4 2009 34 154.0 3 356.4 2010 39 354.6 3 926.2 2011 46 153.3 6 819.2 2012 50
21、892.7 8 772.4 2013 55 321.7 11 401.2 2014 58 336.1 14 574.0 年份 农业单位 GDP 的物流需求系数 1991 0.615 1992 0.575 1993 0.622 1994 0.644 1995 0.661 1996 0.621 1997 0.631 1998 0.627 1999 0.628 2000 0.655 2001 0.664 2002 0.679 2003 0.664 2004 0.573 2005 0.585 2006 0.581 2007 0.570 2008 0.569 2009 0.566 2010 0.568
22、2011 0.570 2012 0.570 2013 0.568 2014 0.567 注： 数据来源于中国统计年鉴（ 2015）。 7， 四、我国农业物流与农业经济发展互动 关系 （一）变量选取与数据来源 1. 变量选取 农业物 流（解 释变 量）：反 映我国农业物流发 展情况的变量主要有农产品物流总额以及农产品 物流增加值，但孙良涛 15 以客运量来反映农业物 流的发展情况 。 综合而言 ，农 产品物流总额只能 反映农业物流的发展总量 ，而 农产品物流增加值 可反映农业物流的发展程度 ，因 此本文用农产品 物流增加值来反映我国农业物流发展情况。 农业经济发 展（被 解释变 量）：国 内大部
23、分学 者 2-3，15,18-19 均以农业生产总值来反映一国或地区 农业经济发展情况 ，本 文也采 用该指标来反映农 注： 数据来源于中国统计年鉴（ 2015）。 7 7 7 表 5 19912014 年我国农业从业人员及 农业机械总动力情况 业经济发展情况。 控制变量：除农业物流外，其他一些因素如农 业机械总动力、农业劳动力、农业固定资产投资均 对农业经济发展具有一定程度的影响。 农业机械总动力是现代农业的重要技术基 础，农业技术和农业机械设备投入有助于推动农业 机械化发展，对提高农业劳动生产率和农业总产值 作用巨大。众多国内学者 3-5， 认为农业机械总动力 对农业经济发展具有较大影响。
24、理论上来讲，农业 劳动力对农业经济发展有一定的影响，但由于很多 学者 3-5， 在实证研究中发现农业劳动力不是影响农 业经济发展的主要因素，因此本文不考虑农业劳动 力对农业经济发展的影响。部分学者 5， 研究发现， 农业固定资产投资对农业经济发展影响较大。 综上所述 ，本 文重点考虑农业机械总动力以 万方数据 及农业固定资产投资两个控制变量对农业经济发 展的影响 ，其 中农业固定资产投资用农林牧渔业 固定资产投资指标来反映。农业机械总动力可以 反映农业技术投入对农业经济发展的影响 ，而 农 业固定资产投资可以反映农业资本投入对农业经 济发展的影响。 2. 数据来源 本文以 19912014 年
25、我国农业物流与农业经 济发展等时间序列数据为样本 ，系 统研究农业物 流对农业经济发展的影响 ，所 有数据均来源于中 国物流年鉴和中国统计年鉴。 （二）相关性分析 本文以 Stata12.0 软件分析农产品物流增加值 （ ALOG_VALUE）、农 业 机 械 总 动 力（ AGR_MAC）以 及农业固定资产投 资（ AGR_FC）等 三个指标与农 业生产总值（ AGR_GDP）之间的相关性。结果显示 农产品物流增加值与农业生产总值的相关系数为 0.734，表 明农产品物流增加值与农业生产总值之 间具有较强的相关性；农业机械总动力与农业生产 总值之间的相关系数为 0.966，表明农业机械总动力
26、 与农业生产总值之间具有高度正相关性；农业固定 资产投资与农业生产总值之间的相关系数为 0.928， 表明两者之间同样具有高度正相关性（参见表 6）。 （三）模型构建 为详细分析农产品物流增加值与农业生产总值 之间的关系，本文构建计量经济学模型，以农业生产 总值作为被解释变量，农产品物流增加值作为解释变 量，农业机械总动力以及农业固定资产投资作为控制 变量。为减少数据的波动以及变量间的多重共线性 问题，本文对各变量求对数，构建计量模型如下： ln AGR_GDPt = 0 + 1 ln ALOG_VALUEt + 2 ln AGR_FCt + 3 ln AGR_MACt + t （ 1） 为保
27、证分析的有效性 ，在 进行回归分析之前 需对各变量的平稳性进行检验。 1. 单位根检验 为直观反映各时间变量的平稳性 ，本 文拟采 用自相关图法来形象分析。表 7 显示的是农业固 定资产投资（ lnAGR_FC）的自相关和偏相关图及 Q 统计量和 P 值，从中可看出，此时间序列不平稳；对 农业固定资产投资变量进行 一阶差分后 ，再 分析 其自相关和偏相关图，如表 8 所示，从中可看出，一 阶差分序列 D（ LNAGR_FC）是 平稳的 。 同理也可 35 年份 农业从业人员 /万人 农业机械总动力 /万千瓦 1991 43 092.5 29 388.6 1992 43 801.6 30 308
28、.4 1993 44 255.7 31 816.6 1994 44 654.1 33 802.5 1995 45 041.8 36 118.1 1996 45 288.0 38 546.9 1997 46 234.3 42 015.6 1998 46 432.3 45 207.7 1999 46 896.5 48 996.1 2000 47 962.1 52 573.6 2001 48 228.9 55 172.1 2002 48 526.9 57 929.9 2003 48 971.0 60 386.5 2004 49 695.3 64 027.9 2005 50 387.3 68 397.
29、9 2006 50 976.8 72 522.1 2007 51 435.7 76 589.6 2008 52 025.6 82 190.4 2009 52 599.3 87 496.1 2010 53 243.9 92 780.5 2011 53 685.4 97 734.7 2012 53 857.9 102 559.0 2013 103 906.8 2014 108 056.6 199820022010199419962004200820001992200620122014采用 ADF 单位根检验方法对四个变量及其 如表 9 所示 。 从表 9 可看出 ，四 个变量均为 Q 表 6 相关
30、分析结果 表 7 农业固定资产投资（ lnAGR_FC）的自相关和偏相关情况 自相关图 偏相关图 序号 自相关值 偏相关值 Q 统计值 P 值 通过自相关图来描述其他时间序列变量的 平稳性。 为详细分析各时间变量的平稳性，本文 一阶差分变量的平稳性进行检验，检验结果 非平稳时间序列 ，具 有单位根 ；而 其一阶差 分值均是平稳的。因此，四个变量属于一阶 单整序列，满足进行协整检验和因果关系检 验的条件。 2. 协整检验 协整检验是分析非平稳的单整序列变 量之间存在长期均衡关系的方法。其经济 含义是如果两个变量的变动在长期内存在 协整关系，则说明它们之间存在长期均衡的 关系。图 1 为四个变量的
31、发展变化趋势图， 1 2 3 4 5 6 7 8 0.871 0.743 0.607 0.470 0.349 0.234 0.135 0.054 0.871 -0.070 -0.103 -0.091 -0.020 -0.066 -0.033 -0.012 20.602 36.242 47.183 54.062 58.069 59.973 60.637 60.750 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 说明四个变量之间存在长期的均衡关系。 为深入分析变量之间的协整关系是否成立， 本文采用 EG 两步法。 第一步：采用 OLS 法估计模型
32、（ 1），估计 结果如表 10 所示，得到的协整方程如下： ln AGR_GDPt = 1.58 + 0.35 ln ALOG_VALUEt + 0.22 ln AGR_FCt + 0.44 ln AGR_MACt 9 -0.016 -0.036 60.760 0.000 10 -0.079 -0.056 61.035 0.000 11 -0.135 -0.054 61.909 0.000 12 -0.182 -0.040 63.640 0.000 表 8 农业固定资产投资（ lnAGR_FC）一阶差分序列的 自相关和偏相关情况 为避免伪回归现象，需对协整关系进行 检验，即对上述回归分析的残差
33、进行 ADF 单 位根检验 ，若 残差平稳 ，则 说明四 个变量间 存在协整关系。对残差进行 ADF 单位根检验 结果如表 11 所示，残差的自相关、偏相关图、 统计量和 P 值如表 12所示。 自相关图 偏相关图 序号 自相关值 偏相关值 Q 统计值 P 值 1 0.059 0.059 0.091 8 0.762 2 0.102 0.099 0.377 6 0.828 3 0.107 0.097 0.708 4 0.871 4 -0.126 -0.150 1.192 0 0.879 5 -0.400 -0.425 6.314 8 0.277 6 -0.201 -0.207 7.684 9 0
34、.262 7 -0.025 0.128 7.707 0 0.359 8 -0.366 -0.284 12.844 0.117 12 11 10 9 8 7 6 5 4 3 年份 9 10 11 12 0.081 0.244 0.081 0.048 -0.003 0.159 0.017 -0.135 13.111 15.752 16.067 16.189 0.158 0.107 0.139 0.183 LNAGR_FC LNAGR_GDP LNAGR_MAC LNAGR_VALUE 图 1 变量发展变化趋势 36 万方数据 农业 生产总值 （ AGR_GDP） 农产品 物流增加值 （ ALOG_
35、VALUE） 农业机械 总动力 （ AGR_MAC） 农业固定 资产投资 （ AGR_FC） 农业生产总值 （ AGR_GDP） 1 0.734 0.966 0.928 农产品物流 增加值 （ ALOG_VALUE） 0.734 1 0.707 0.599 农业机械 总动力 （ AGR_MAC） 0.966 0.707 1 0.827 农业固定 资产投资 （ AGR_FC） 0.928 0.599 0.827 1 * D 注： 表示 5%的显著性水平下的取值， *表示 1%的显著性水平下的取值， 表示对变量 0.44，说 明农业技术投入产出弹 性为 0.44，显著高于农业资本投 每提高 1 个
36、百分点，则农业经济 发展水平将提高 0.44 个百分点， 表 10 回归分析结果表 注： 被解释变量为 ln AGR_GDP 。 P 明农业资本投入每提高 1 个百分点， 表 11 回归方程残差的 ADF 检验结果 注： *表示临界值是 1%的显著性水平下的取值。 表 9 单位根检验结果 的一阶差分。 百分点。由于农业资本投入对 农业经济增长的影响具有一定 的滞后效应，且农业资本需要长 期的积累过程，因此农业资本要 素投入产出弹性并不高，这与郭 震 7 的研究结论类似。 变量 lnAGR_MAC 的系数为 入产出弹性，说明农业技术投入 表 11 显示 ，由 于残差的 ADF 检验值小于临界 值
37、 ，所 以残差通过平稳性检验 ，同 样 ，表 12 也说明 残差序列是平稳序列，与表 11 的结论一致，说明模 型（ 1）中的变量存在长期稳定的均衡关系，因此模 型（ 1）的回归结果是有效的。 根据模 型（ 1）的 回归分析结果可知 ，变 量 lnA- LOG_VALUE 的系数为 0.35， 值为 0.01，即在 1%的 显著性水平下，表明农业物流发展水平每提高 1 个 百分点 ，则 农业经济发展水平将提高 0.35 个百分 点，说明农业物流发展水平对农业经 农业经济发展对农业机械化水 平等技术投入的依赖度较高。 3. 因果关系检验 因果关系是指原因变量与结果变量之间的 相互依赖关系 ，反
38、映作为原因的变量发生变化 时引起作为结果的变量所发生变化的情况。格 兰杰检验的基本原理是将来不能预测过去。如 果变量 Y 的变化是由变量 X 引起的，则 X 的变化 就应该发生在 Y 的变化之前。由于本文重点分 析农业物流对农业经济发展的影响 ，因 此在因 果关系检验中，重点考虑变量 lnAGR_GDP 和 lnA- LOG_VALUE 的格兰杰因果关系（参见表 13）。 从表 13 可以看出，在显著性水平 a=0.05 下， 在滞后一阶的情况下拒绝了 lnALOG_VALUE 不 是 lnAGR_GDP 的 格 兰 杰 原 因 。 因 此 ， lnA- LOG_VALUE 是 lnAGR_G
39、DP 的 格 兰 杰 原 因 ，而 lnAGR_GDP 却不是 lnALOG_VALUE 的格兰杰原因， 说明变量 lnAGR_GDP 和 lnALOG_VALUE 之间存在 单向的格兰杰因果关系 ，表 明农业物流发展水平 可以促进农业经济的发展 ，而 农业经济的发展对 农业物流发展的带动作用却不明显。 4. 脉冲响应分析 从上面的分析可知 ，农 业物流与农业经济发 展之间有长期均衡的关系 ，且 有单向的格兰杰因 济发展水平的影响程度较大，政府应 重视农业物流的发展。 变量 lnAGR_FC 的系数为 0.22，表 则农业经济发展水平将提高 0.22 个 37 万方数据 变量 系数 标准误 T
40、 统计量 P 值 lnALOG_VALUE 0.353 419 0.126 659 2.790 330 0.011 3 lnAGR_MAC 0.436 832 0.502 680 0.869 006 0.395 2 lnAGR_FC 0.219 837 0.117 976 1.863 408 0.077 2 C 1.582 029 4.941 991 0.320 120 0.752 2 2 R 0.971 856 被解释变量均值 9.862 337 2 调整的 R 0.967 634 被解释变量标准差 0.684 452 回归标准误 0.123 137 AIC 信息准则 -1.200 029
41、残差平方和 0.303 254 SC 准则 -1.003 687 似然比统计量 18.400 35 HQ 统计量 -1.147 940 F 统计量 230.206 9 DW 统计量 0.631 925 P 值 0.000 000 变量 ADF 检验值 临界值 AIC 信息准则 SC 准则 DW 统计量 结论 lnAGR_GDP -1.18 -2.998* -3.753 -1.99 1.08 不平稳 D lnAGR_GDP -2.697 -2.674* -2.318 -2.268 1.76 平稳 lnALOG_VALUE -2.25 -3.753* -0.720 -0.622 1.59 不平稳
42、D lnALOG_VALUE -3.30 -3.00* -0.467 -0.368 1.46 平稳 lnAGR_FC 0.747 -3.753* -1.159 -1.06 1.95 不平稳 D lnAGR_FC -4.212 -3.77* -1.084 -0.985 1.898 平稳 lnAGR_MAC -1.55 -3.753* -5.38 -5.28 0.86 不平稳 D lnAGR_MAC -2.17 -1.96* -5.76 -5.71 1.90 平稳 变量 ADF 检验值 临界值 AIC 信息准则 SC 准则 DW 统计量 结论 Resid（残差） -3.86 -3.83* -2.4
43、7 -2.17 1.83 平稳 表 13 格兰杰因果关系检验结果 注： 滞后阶数为 1 阶滞后。 表 12 残差的自相关和偏相关情况 经济发展水平的冲击后，一直保持负 向冲击作用 ，且 随着时间的推 移，冲 自相关图 偏相关图 序号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 自相关值 0.621 0.195 -0.142 -0.471 -0.648 -0.463 -0.184 -0.037 0.185 0.327 0.247 0.112 偏相关值 0.621 -0.310 -0.194 -0.401 -0.293 0.099 -0.043 -0.302 -0.001 -0.056
44、-0.021 -0.102 Q 统计值 10.460 11.539 12.134 19.065 32.837 40.273 41.520 41.572 42.989 47.764 50.686 51.333 P 值 0.001 0.003 0.007 0.001 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 0.000 击作用基本保持平稳，这与前文的格兰 杰因果检验结果是一致的，即农业经济 发展水平不是农业物流发展的格兰杰 原因。 但这种观点与理论预期不符，可 能是由于目前我国农业物流发展水 平较低，当农业经济发展水平达到一 定程度后，农业物流成为农业经济
45、发 展的瓶颈 ，两 者之间的差距越来越 大，农业经济发展对农业物流发展的 带动作用不显著。 5. 误差修正模型 误差修正模 型（ ECM）可 将短期 果关系 ，而 两者之间的短期动态关系可以通过脉 冲响应函数来实现。从图 2 可以看出，农业经济发 展水平受到农业物流发展水平的正向冲击后从第 一期开始上升，在第三期达到最高值，连续两期基 本保持稳定，在第五期开始下降，但一直保持正向 冲击作用 ，说 明农业物流发展水平对农业经济的 发展有正向推动作用 ，这 与之前的 回归分析结果 一致。 从图 3 可以看出，农业物流发展水平受到农业 2 1 0 波动和长期均衡结合在一个模型中， 实质上是含协整约束
46、的 VAR 模型，允 许变量间存在短期波动，适用于具有 协整关系的非平稳时间序列。为详 细分析农业物流发展水平等因素的 短期波动对农业经济发展的影响，构 建如下的 ECM 模型： D ln AGR_GDPt = 0 + 1D ln ALOG_VALUEt + 2D ln AGR_FCt + 3D ln AGR_MACt + 4D ln AGR_GDPt - 1 + 5D ln ALOG_VALUEt - 1 + 6D ln AGR_FCt - 1 + 7D ln AGR_MACt - 1 + 8ECM + t （ 2） ECM = ln AGR_GDPt - 1 - 2 1 0 -1 -2 -1 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 图 2 农业经济对农业物流发展的脉冲响应 -3 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 图 3 农业物流对农业经济发展的脉冲响应