中國(guó)糧食產(chǎn)量問(wèn)題分析

1、 中國(guó)糧食產(chǎn)量問(wèn)題分析 一、問(wèn)題的提出我國(guó)是一個(gè)有著13億人口的國(guó)家，占世界總?cè)丝跀?shù)的21%，但我國(guó)的可耕地面積僅為世界可耕地面積的7%，糧食問(wèn)題是關(guān)系經(jīng)濟(jì)安全和國(guó)計(jì)民生的重大戰(zhàn)略問(wèn)題，任何時(shí)候都不能有絲毫的松懈。我國(guó)糧食產(chǎn)量從1998年突破5億噸大關(guān)、人均占有水平達(dá)到420公斤后，糧食耕種面積連年調(diào)減，產(chǎn)量一路走低。在充分肯定農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整取得成績(jī)的同時(shí)，人們必須清醒地認(rèn)識(shí)到，近年來(lái)糧食播種面積連年下降，糧食連續(xù)減產(chǎn)，糧食安全潛伏一定隱患。導(dǎo)致糧食產(chǎn)量連年下降的重要原因是一些地方對(duì)調(diào)整農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)片面理解，大幅壓縮糧食種植面積，造成耕地大量減少。而隨著基礎(chǔ)建設(shè)的擴(kuò)大、城市建設(shè)的發(fā)展、各種園區(qū)的興起

2、，耕地還會(huì)減少。據(jù)國(guó)土資源部最新調(diào)查顯示，中國(guó)的耕地面積已從年的.億畝，減少到年的.億畝。面對(duì)眼前糧價(jià)上漲和耕地減少的新情況，專家指出，從中長(zhǎng)期看，由于人口增加，耕地減少，城市化加快，人民生活水平提高，中國(guó)糧食需求將呈剛性增長(zhǎng)，糧食供求關(guān)系將是偏緊的。糧食是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的特殊商品，確保糧食安全是中國(guó)一項(xiàng)長(zhǎng)期的戰(zhàn)略任務(wù)。二、分析過(guò)程為了在更高層次上發(fā)展我國(guó)的經(jīng)濟(jì)，真正實(shí)現(xiàn)全民共同富裕的偉大目標(biāo)，保證糧食安全，解決糧食問(wèn)題是當(dāng)務(wù)之急。而影響到糧食產(chǎn)量的因素是多方面的。因此，我們提取了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、糧食播種面積、化肥施用量這三個(gè)對(duì)糧食產(chǎn)量有較大影響的因素的時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行分析，希望通過(guò)建立一個(gè)合適的

3、經(jīng)濟(jì)模型來(lái)從理論上找出提高糧食產(chǎn)量的方法。具體數(shù)據(jù)如下：糧食產(chǎn)量（y）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（l）農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（m）化肥施用量（k）1979284522756112106255000019802863127965120743597000198128273281241204006790001982304772837312058788400019833321228692119263108600019843205629181117234126900019853250229836114958133500019863545030917113463151300019873872831209114047166000019

4、884073130927112884174000019893791131187108845177600019903915131311110933193100019914029831720111268199900019923940832308110123214150019934075533284112205235740019944462433336.4113466259030019954352934186.3112314280510019964426634037110560293020019974564933258.2110509315190019984451032690.31095443317

5、90019994666232334.5110060359370020004045432260.41100603827900我們對(duì)上述數(shù)據(jù)作圖，進(jìn)行分析：雖然圖中沒(méi)有顯示出糧食產(chǎn)量y、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力l、糧食播種面積m、化肥施用量k之間的任何相關(guān)關(guān)系，那是因?yàn)槿狈λ鼈兊耐攘恳蛩?。但我們可以猜測(cè)模型可能是線形的，即解釋變量和被解釋變量是線形關(guān)系，具體型如： 我們首先對(duì)上表中的數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘法估計(jì)，得到以下輸出框：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/22/03 time: 20:51sample: 1979 2000included o

6、bservations: 22variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c2928.12432496.490.0901060.9292l1.5673430.4571193.4287390.0030k0.0020930.0008722.3998510.0274m-0.1570650.200727-0.7824810.4441r-squared0.919178 mean dependent var37987.68adjusted r-squared0.905708 s.d. dependent var5956.028s.e. of regressi

7、on1828.920 akaike info criterion18.02380sum squared resid60209088 schwarz criterion18.22218log likelihood-194.2619 f-statistic68.23727durbin-watson stat2.034106 prob(f-statistic)0.000000很明顯可以看到，m的系數(shù)為負(fù)，首先從經(jīng)濟(jì)意義上是說(shuō)不通的，糧食產(chǎn)量決不可能與糧食播種面積成負(fù)相關(guān)關(guān)系；另外，結(jié)合中國(guó)當(dāng)前實(shí)際情況，糧食的播種面積正在逐年減少，出于我們的分析目的，我們認(rèn)為在我國(guó)極為有限的耕地面積條件下，提高糧食產(chǎn)

8、量關(guān)鍵是提高糧食單位面積產(chǎn)量，所以我們用單位面積產(chǎn)量、單位面積勞動(dòng)力投入量、單位面積化肥施用量作為變量重新進(jìn)行分析。模型變更為： 下表是單位面積產(chǎn)量、單位面積勞動(dòng)力投入量、單位面積化肥施用量的數(shù)據(jù)：y1l1k11979 0.235020 0.227660 4.5431271980 0.237123 0.231608 4.9443861981 0.234826 0.233588 5.6395351982 0.252739 0.235291 7.3308071983 0.278477 0.240578 9.1059261984 0.273436 0.248912 10.824501985 0.28

9、2729 0.259538 11.612941986 0.312437 0.272485 13.334741987 0.339579 0.273650 14.555401988 0.360822 0.273972 15.414051989 0.348303 0.286527 16.316781990 0.352925 0.282251 17.406901991 0.362171 0.285077 17.965631992 0.357854 0.293381 19.446441993 0.363219 0.296636 21.009761994 0.393281 0.293801 22.8288

10、71995 0.387565 0.304381 24.975521996 0.400380 0.307860 26.503261997 0.413079 0.300955 28.521661998 0.406321 0.298422 30.288291999 0.423969 0.293790 32.652192000 0.367563 0.293116 34.78012 用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，得到如下結(jié)果框：dependent variable: y1method: least squaresdate: 12/22/03 time: 20:59sample: 1979 2000include

11、d observations: 22variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-0.1398000.065916-2.1208900.0473l11.5987220.2869125.5721650.0000k10.0020860.0008362.4955690.0219r-squared0.940586 mean dependent var0.335628adjusted r-squared0.934332 s.d. dependent var0.061887s.e. of regression0.015859 akaike info cri

12、terion-5.324019sum squared resid0.004779 schwarz criterion-5.175240log likelihood61.56421 f-statistic150.3954durbin-watson stat2.027706 prob(f-statistic)0.000000進(jìn)而得出估計(jì)模型y1 = -0.139799757 + 1.598721608l1 + 0.002086043539k1代入2001年單位面積勞動(dòng)力投入量、單位面積化肥施用量進(jìn)行預(yù)測(cè)得：=0.392989031（萬(wàn)噸/千公頃） 經(jīng)查相關(guān)資料得2001年實(shí)際糧食單位面積產(chǎn)量為0.

13、4823萬(wàn)噸/千公頃。我們發(fā)現(xiàn)從該模型計(jì)算的預(yù)測(cè)值與實(shí)際值相差較大，可能是因?yàn)榉匠虜M和存在缺陷。因此，我們重新對(duì)方程進(jìn)行擬和，以期得到更好的模型來(lái)解釋該問(wèn)題。借鑒我們學(xué)過(guò)的生產(chǎn)技術(shù)方程式 我們分別對(duì)y1、l1、k1取對(duì)數(shù)得到下面的方程： 并對(duì)該模型進(jìn)行用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，得到如下結(jié)果框：dependent variable: lnymethod: least squaresdate: 12/22/03 time: 21:00sample: 1979 2000included observations: 22variablecoefficientstd. errort-statisticpro

14、b. c-0.1676070.569135-0.2944950.7716lnl1.0345530.3286573.1478190.0053lnk0.1476030.0540452.7310940.0133r-squared0.955084 mean dependent var-1.109320adjusted r-squared0.950356 s.d. dependent var0.195809s.e. of regression0.043628 akaike info criterion-3.300105sum squared resid0.036165 schwarz criterion

15、-3.151327log likelihood39.30116 f-statistic202.0062durbin-watson stat1.866888 prob(f-statistic)0.000000進(jìn)而得出估計(jì)模型的形式為：對(duì)2001年單位面積勞動(dòng)力投入量、單位面積化肥施用量求自然對(duì)數(shù)后，代入上模型形式進(jìn)行預(yù)測(cè)得：=0.4636747382001年實(shí)際糧食單位面積產(chǎn)量為0.4823萬(wàn)噸/千公頃。 三、小結(jié)從預(yù)測(cè)值結(jié)果比較得出，第二個(gè)模型的預(yù)測(cè)值與真實(shí)值更接近，且更符合經(jīng)濟(jì)學(xué)原理。所以我們選用第二個(gè)模型作為解決該問(wèn)題的擬和模型。從擬和結(jié)果分析系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義：在單位面積化肥施用量不變的情況下，勞動(dòng)力投入量每變動(dòng)1%時(shí)，糧食產(chǎn)量平均變動(dòng)1.034553227%；在單位面積勞動(dòng)力投入量不變的情況下，化肥施用量每變動(dòng)1%