（三）全国范围实证检验 首先对数据平稳性进行检验，为了避免因检验方法不同而带来的实证计算结果偏差，本文同时采用LLC、IPS、Breitung、ADF-Fisher四种不同的检验方法对lnY、lnK、lnW、lnL四个数列进行平稳性检
（三）全国范围实证检验
首先对数据平稳性进行检验，为了避免因检验方法不同而带来的实证计算结果偏差，本文同时采用LLC、IPS、Breitung、ADF-Fisher四种不同的检验方法对lnY、lnK、lnW、lnL四个数列进行平稳性检验。四种检验方法原假设均为“存在单位根”。四种检验方法下除了lnK、lnW、lnL在Breitung检验下没能拒绝原假设之外，其他所有假设均强烈拒绝原假设，综合判断得出lnY、lnK、lnW、lnL都是平稳的（见表1）。
在检验数据平稳性之后，进而我们需确定模型形式，豪斯曼检验（统计值：120011979，伴随概率：0.0074）表明采用固定效应模型更为适合。采用固定效应模型之后的实证结果如表2所示：
模型拟合系数为0902表明模型拟合效果很好，从F值可以看出模型整体效果显著，根据t值与p值可以看出各个变量所得系数值均显著。因此，就全国范围而言，资本投入对我国农业产出影响最大，其次是农村水利基础设施。资本投入对农业生产的正向作用符合实际预期，就我国而言，由于农业生产原始资本积累的不足，目前资本边际生产力处于递增阶段。农村水利基础设施弹性系数均值为029，表明有效灌溉面积增加1%时，农业产出增加029%。从中可见农村水利基础设施对农业产出增长的正向效应。至于劳动投入为何为负值，这是一个值得思考的问题，我们认为这与我国农业科技落后导致农业劳动力的劳动效率低下有关。
（四）六大经济区域实证检验
1．东北地区实证检验。由于东北土地肥沃所使用化肥量较少，而且是老工业基地，地势平坦，农业机械化程度较高，所以在东北地区的实证检验中，使用机械投入量来表示资本投入量。经过单位根检验以后，综合判断发现lnY、lnK、lnW、lnL都存在一阶单位根，需要对其进行协整检验，避免出现伪回归。协整检验结果发现四者之间存在着长期稳定关系。因此，模型设定依旧正确，继续根据模型进行参数估计，实证结果如表3。从表3中可以看出，模型拟合度较好，模型整体效果显著；农村水利基础设施对农业产出的正向作用大于全国水平，资本投入的正向作用则小于全国水平，劳动力投入变量在5%水平下检验并不显著，这与东北地区农林牧渔从业人数不能有效代替狭义农业从业人员有关。
2．黄河流域实证检验。经试验在利用模型2对黄河流域进行实证分析时，模型整体效果不好。因此我们考虑更换模型引入播种面积这一变量，其余变量的数据计算方式也相应改变，不再使用单位面积量值，而是使用总量值。经过单位根检验发现除了lnK之外其余变量都存在一阶单位根，且经过协整关系检验存在协整关系，即存在长期稳定关系。因此我们考虑对原模型进行修改模型设定为：
lnYi(t)=ln Ai(t)+ (χlnSi (t)+βlnLi(t)+ γlnWi(t)+ λ （3）
经过豪斯曼检验采用固定效应模型，实证检验结果如表3所示。从实证结果我们可以发现，模型拟合效果相对模型（2）来说更好，整体显著，且各解释变量也显著。从解释变量的系数来看，lnW的系数达到171，远远超过全国的平均水平，可见在黄河流域农村水利基础设施的作用也远远大于全国整体水平，劳动投入变量对农业产出的影响如同全国整体水平一样也是一个负值，而且低于全国整体水平，这也与现实情况颇为相符。
3．长江流域实证检验。经过豪斯曼检验，在分析该区域时采用随机效应模型，同时经过试验发现使用机械代替化肥来表示资本投入模型效果会更好，各解释变量均显著，考虑机械投入耗资量大，这可能也与该地区经济富裕程度有关（具体实证结果见表3）。从表3中可以看出，农村水利基础设施的系数值也同样大于全国范围内的整体水平，也为正效应。与全国范围实证检验不同的一点是，劳动投入对农业产出呈现正向效应，考虑到长江流域多为江南水乡，多为水田，人均水田数量有限，多为精耕细作，因此劳动力效率应该会高于全国整体水平。
4．南部沿海实证检验。经过豪斯曼检验，在分析该地区时采用固定效应模型，实证结果见表3。从表3中我们发现，在各变量系数值中，劳动投入变量的系数值在10%显著水平下并不显著。根据实际情况可知，该地区从事渔业的劳动投入比例相对其他地区来说更大一些，而从事种植业的劳动投入比例相对较小，因此不显著可能与劳动投入变量数据选择有关，农林牧渔从业人数并不能有效代表狭义农业的劳动投入量。从农村水利基础设施变量的系数值来看，在该地区农村水利基础设施对农业产出同样呈现正向效应，且大于全国范围内的平均水平。
5．西南地区实证检验。在利用模型2对该地区进行实证分析时，我们发现模型效果并不好，各解释变量存在一阶单位根且并不存在协整关系，因此我们考虑对模型2的设定进行一定的修改。我们考虑引入播种面积这一变量，同时其他变量数据采用总量值。那么模型就可以设定为：
ln Yi(t)=ln Ai(t)+αln Li(t)+βln Ki(t)+ γln Wi(t)+χlnSi(t)+λ （4）
在设定好新模型之后，我们再对数据进行单位根检验，结果显示除lnL是平稳数列之外，其余都是一阶单整数列，并且经过协整检验存在着协整关系。因此，在求解模型时我们考虑剔除劳动投入变量，最终模型设定为：
lnYi(t)=ln Ai(t)+χlnSi (t)+βln Ki(t)+ γln Wi(t)+ λ （5）
求解系数时采用固定效应模型，实证结果见表3。从表3中可以看出，农村水利基础设施的农业产出呈现正向效应，且大于全国范围内的平均水平，不过资本投入对农业产出的正向效应则小于全国整体水平，这与现实情况也颇为相似。
6．西北地区实证检验。经过豪斯曼检验，在对该地区进行实证检验过程中，采用固定效应模型进行系数的求解，实证结果如表3。从实证结果来看，该地区农村水利基础设施对农业产出的正向效应低于全国整体水平，此外由于西北地区资本基础较为薄弱，近年来逐年增加的农业资本投入正处于资本边际效益递增阶段，同时西北地区地形复杂，地域广袤，农业劳动密集度较低，农业劳动力的边际效率也处于一个正向阶段，因此资本、劳动投入变量的系数值均为正值。
综上所述，从全国范围和六大经济区域的实证检验来看，农村水利基础设施对我国农业产出有着正向效应，且呈现出各地区正向效应差异性特点，具体说来：黄河流域最大，长江流域次之，南部沿海、西南地区和东北地区分列第三、四、五，西北地区最小。此外，实证检验还系统地证明了从长期来看农村水利基础设施对农业产出增长的重要作用。 (责任编辑：南粤论文中心)转贴于南粤论文中心: http://www.nylw.net(代写代发论文_毕业论文带写_广州职称论文代发_广州论文网）
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