我國糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素的實證研究

1、  我國糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素的實證研究   摘要：在糧食綜合生產(chǎn)能力的影響因素中，選取灌溉面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)災(zāi)害成災(zāi)面積、第一產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)這六個因素建立模型，采用eviews軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，通過擬合情況、系數(shù)的顯著性、隨機干擾自相關(guān)性、異方差、多重共線性、時間序列平穩(wěn)生、單位根以及協(xié)整檢驗這八項檢驗，消除多重共線性，修正原回歸模型，最終得到關(guān)于糧食綜合生產(chǎn)能力影響因素的長期均衡和短期均衡模型。關(guān)鍵詞：生產(chǎn)能力  影響因素      

2、;  1 糧食綜合生產(chǎn)能力的概念        本文主要采用十六大報告輔導(dǎo)讀本里關(guān)于糧食綜合生產(chǎn)能力的定義，指一定時期一定地區(qū)，在一定的 經(jīng)濟(jì) 技術(shù)條件下，由各生產(chǎn)要素綜合投入所形成的，可以穩(wěn)定地達(dá)到一定產(chǎn)量的糧食產(chǎn)出能力。主要包括耕地保護(hù)能力、生產(chǎn)技術(shù)水平、科技服務(wù)能力、政策保障能力和抵御 自然 災(zāi)害能力這五個方面。從定義可以看出，糧食綜合生產(chǎn)能力主要抱括兩個方面，一方面，它是由土地、資本、物質(zhì)、勞動力等要素的投入所形成，另一方面，糧食綜合水平的高低，是由玉米、小麥、大豆、水稻等糧食

3、產(chǎn)品的產(chǎn)出量體現(xiàn)。        2 模型的建立        影響糧食綜合生產(chǎn)能力的因素有很多，本文選取了灌溉面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)災(zāi)害成災(zāi)面積、第一產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)這六個可以量化的因素建立模型。根據(jù)尹成杰發(fā)表于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題的關(guān)于我國糧食生產(chǎn)波動思考的建議，1985年取消了部分鼓勵糧食生產(chǎn)的優(yōu)惠政策，因此直接選取了1985年以后的數(shù)據(jù)指標(biāo)。根據(jù)國家統(tǒng)計局年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)、國家統(tǒng)計年鑒及 中國 糧食年

4、鑒的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，整理出了1985-2008年全國的農(nóng)業(yè)有效灌溉面積、化肥施用量、農(nóng)業(yè)機械總動力、糧食作物播種面積、農(nóng)業(yè)災(zāi)害成災(zāi)面積、第一產(chǎn)業(yè)勞動力等數(shù)據(jù)建立模型。        lny=a0+a1lnx1t+a2lnx2t+a3lnx3t+a4lnx4t+a5lnx5t+a6lnx6t+        式中：y：糧食產(chǎn)量（億公斤）；x1：有效灌溉面積（千公頃）；x2：化肥施用量（萬公斤）；x3：農(nóng)業(yè)機械總動力（萬千瓦）；x4：糧食作物播種

5、面積（千公頃）；x5：農(nóng)業(yè)災(zāi)害成災(zāi)面積（千公頃）；x6：第一產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)；t：表示年數(shù)；：表示隨機干擾項        方程的輸出方式：        lny=2.08002352+0.6859642336*lnx1+0.3307593023*lnx        2-0.1520786672*lnx3+1.182274229*lnx4-0.09209495

6、786*lnx5-0.1770989136*lnx6        lnx1、lnx2、lnx4的系數(shù)為正，說明有效灌溉面積、化肥施用量、糧食播種面積與糧食產(chǎn)量是正向相關(guān)的關(guān)系，每增加1單位的有效灌溉面積、化肥施用量、糧食播種面積可分別增加0.685、0.331、1.182單位的糧食產(chǎn)量。同理，lnx3、lnx5、lnx6的系數(shù)為負(fù)，說明農(nóng)業(yè)機械總動力、農(nóng)業(yè)災(zāi)害成災(zāi)面積、第一產(chǎn)業(yè)勞動力的人數(shù)與糧食產(chǎn)量呈負(fù)向相關(guān)的關(guān)系。但農(nóng)業(yè)機械總動力與糧食產(chǎn)量是弱負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與我們的實際定性分析不想符合。原因可能是方程式中存在著

7、多重共線性的問題，需要進(jìn)一步修正檢驗。        2.1 擬合情況檢驗 從回歸結(jié)果中，可以看到方程的各變量對糧食產(chǎn)量的解釋程度很高，高達(dá)0.991975，剔除了變量之間的相互影響后調(diào)整的r2也高達(dá)0.98143。作為時間序列數(shù)據(jù)來說，這種高的擬合水平是正常的。         2.2 系數(shù)的顯著性檢驗 從回歸圖中可以看到lnx1、lnx2、lnx3、lnx4、lnx5、lnx6的t值

8、都均大于t0.05(28-6)=1.717，均能通過了檢驗。但由于lnx3、lnx6的系數(shù)符號出現(xiàn)了異常，可以推測因為存在著多重共線性，使得t檢驗的結(jié)果失效。        2.3 隨機干擾項自相關(guān)檢驗 自相關(guān)現(xiàn)象大多出現(xiàn)在時間序列數(shù)據(jù)中，而經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)行為都具有時間上的慣性。 轉(zhuǎn)貼于         自相關(guān)的檢驗一般有兩種方法，一種是圖示法，一種是dw檢驗法。eviews軟件中直接提供了dw值，通過其觀察可以判斷

9、方程是否存在自相關(guān)的問題。        dw=2.015997。dl=0.951，du=1.958，4-du=2.042。dw剛好落在（du，4-du）的區(qū)間中，說明本方程的隨機擾動項不存在自相關(guān)關(guān)系，時間上的滯后效應(yīng)不明顯，隨機擾動項依然服從于正態(tài)分布。        2.4 異方差的檢驗 本文中采用white檢驗和arch檢驗兩種方法相結(jié)合來進(jìn)行異方差檢驗。進(jìn)行white檢驗時可得tr2=11.71093<

10、;20.05 (12)=28.8693。使用arch檢驗時可得：(n-p)r2=0.073600<20.05 (12)=3.84146。由此可以看出：方程不存在異方差。這也說明了該方程的結(jié)構(gòu)較好，不存在把重要的解釋變量遺落在隨機擾動項中，方程轉(zhuǎn)變了數(shù)學(xué)表述的形式不影響方程的結(jié)果。        2.5 多重共線性檢驗 通過直接觀察單個解釋變量的相關(guān)系數(shù)，易發(fā)現(xiàn)lnx1、lnx2、lnx3的系數(shù)相關(guān)性較高，說明這三個變量存在嚴(yán)重的多重共線性。因此采用逐步回歸的辦法，去檢驗

11、和解決多重共線性問題。分別作y對lnx1、lnx2、lnx3、lnx4、lnx5、lnx6的一元回歸        按r2的大小排序為：lnx2、lnx1、lnx3、lnx6、lnx4、lnx5。        以lnx2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸最終可得消除多重共線性的結(jié)果：         這說明，在其他因素不變的情況下，當(dāng)化肥施用量、糧

12、食作物播種面積增加1個單位，糧食產(chǎn)量將分別增加0.3315、1.3506單位；當(dāng)農(nóng)業(yè)災(zāi)害成災(zāi)面積、第一產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)增加1個單位時，糧食產(chǎn)量將分別減少0.0845、0.0859單位。        2.6 時間序列平穩(wěn)性、單位根以及協(xié)整檢驗 為了避免時間序列數(shù)據(jù)存在偽回歸的問題，我們要用檢驗來探究到底是真回歸還是偽回歸。通過單位根檢驗可得，在1、5、10三個顯著性水平下，單位根檢驗的mackinnon臨界值分別為-3.7343、-2.9907、-2.6348，t檢驗統(tǒng)計量值為-3.807394，小

13、于相應(yīng)臨界值，從而拒絕h0，表明糧食產(chǎn)量的差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。即糧食產(chǎn)量序列是二階單整的，lnyi（2）。采用同樣方法，可檢驗得到lnx2、lnx4、lnx5、lnx6序列也是二階單整的，即lnx2、lnx4、lnx5、lnx6i（2）。為了分析糧食產(chǎn)量（lny）和各解釋變量（lnx2、lnx4、lnx5、lnx6）之間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們先作兩變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。        以糧食產(chǎn)量（lny）為被解釋變量，（lnx2、lnx4、lnx5、lnx6）為解釋變量，用ols回

14、歸方法估計回歸模型，提取殘差項序列，進(jìn)行單位根檢驗可得在1、5、10三個顯著性水平下，單位根檢驗的mackinnon臨界值分別為-2.6700、-1.9566、-1.6235，t檢驗統(tǒng)計量值為-4.315431，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕h0，表表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明糧食產(chǎn)量（lny）和（lnx2、lnx4、lnx5、lnx6）之間存在協(xié)整關(guān)系。         經(jīng)濟(jì) 意義上講，表明兩者之間有長期均衡關(guān)系。但從短期來看，可能會出現(xiàn)失衡，為了增強模型的精度，可以把協(xié)整回歸式中的誤差項ut看作均衡誤差

15、，通過建立誤差修正模型把糧食產(chǎn)量的短期行為與長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型后的方程式為：        dlny=0.004139719932+0.2588237257*dlnx2+1.509282242*dlnx4-0.08553366034*dlnx5-0.01707417616*dlnx6-1.012819466*ut(-1)-0.3313845987*ut(-2) 轉(zhuǎn)貼于         該方程式表明了糧食產(chǎn)量與化肥施用量、糧食

16、播種面積、農(nóng)業(yè)災(zāi)害面積以及第一產(chǎn)業(yè)勞動力數(shù)的一個短期均衡關(guān)系。并且說明了糧食產(chǎn)量的變化不僅取決于上述解釋變量的變化，而且還取決于上年或者是前年的糧食產(chǎn)量對均衡水平的偏離，ut(-1)、ut(-2)的估計系數(shù)- 1.012819466、- 0.3313845987是對偏離的修正。        總之，通過上述8個檢驗，我們得到了關(guān)于糧食產(chǎn)量影響因素的回歸模型。即：        lny=0.3315135283*lnx

17、2-0.08592825984*lnx6+1.350633211*ln        x4-0.08454105226*lnx5+4.891456164（長期均衡模型）        dlny=0.004139719932+0.2588237257*dlnx2+1.509282242*dlnx4-0.08553366034*dlnx5-0.01707417616*dlnx6-1.012819466*ut(-1)-0.3313845987

18、*ut(-2)（短期均衡模型）        3 結(jié)論及政策含義        3.1 保護(hù)耕地資源，穩(wěn)定糧食播種面積 通過本文的分析可知，在影響糧食綜合生產(chǎn)能力的因素中，糧食作物播種面積是最主要的影響因素。但由于受農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、生態(tài)退耕、 自然 災(zāi)害損毀和非農(nóng)業(yè)建設(shè)占用等多種因素的影響，耕地資源逐年減少，目前僅為世界平均水平的40%。實現(xiàn)綱要所確定的目標(biāo)面臨的困難重重，因此我國必須穩(wěn)定耕地面積，緊守18億

19、畝基本耕地底線，優(yōu)化結(jié)構(gòu)與布局、加快開發(fā)后備資源、改造中低產(chǎn)田，切實提高糧食生產(chǎn)能力。        3.2 合理施用化肥，提高化肥利用率 化肥施用量與糧食產(chǎn)量呈正向相關(guān)關(guān)系，說明國我通過施用化肥來提高糧食產(chǎn)量還有一定空間，化肥是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中起到重要作用的物質(zhì)要素投入，歐美等發(fā)達(dá)國家目前的糧食產(chǎn)量中有近一半是通過化肥投入取得。然而我國的化肥施用不合理，浪費現(xiàn)象嚴(yán)重，部分地區(qū)已引起環(huán)境污染。我們必須優(yōu)化化肥施用比例和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，改進(jìn)化肥施用技術(shù)，推廣 科學(xué) 施肥，提高化肥利用率，進(jìn)行區(qū)域化肥優(yōu)化配置。        3.3 加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，減少成災(zāi)面積 由上文分析可知成災(zāi)面積對我國農(nóng)業(yè)的影響呈弱負(fù)相關(guān)，并不代表自然災(zāi)害對我國