1、西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2002屆計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文中國(guó)糧食總產(chǎn)量多因素分析摘要 本文根據(jù)中國(guó)農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)在建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的基礎(chǔ)上，分析探討了中國(guó)糧食總產(chǎn)量的影響因素，進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析和經(jīng)濟(jì)意義分析，并提出了一些政策建議。關(guān)鍵詞 因素分析 參數(shù)檢驗(yàn) 糧食總產(chǎn)量一、導(dǎo)論糧食生產(chǎn)是關(guān)系國(guó)計(jì)民生的戰(zhàn)略物資，尤其在我國(guó)具有特別重要的意義。中國(guó)歷史上，因?yàn)轲嚮亩l(fā)的戰(zhàn)亂是不勝枚舉的，所以大凡出色的皇帝都有強(qiáng)烈的民本農(nóng)耕思想。直到現(xiàn)代社會(huì)，糧食依然是不可或缺的戰(zhàn)略物資。世界各國(guó)，無論是發(fā)達(dá)國(guó)家還是發(fā)展中國(guó)家，都對(duì)糧食生產(chǎn)十分重視。依照戰(zhàn)略的眼光，糧食和石油對(duì)一個(gè)國(guó)家特別是大國(guó)具有十分重要的制約作用，缺

2、乏這兩種物資，就會(huì)在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中處于被動(dòng)地位，受制于人。我國(guó)是世界人口第一大國(guó)，來自人口的壓力直接作用到糧食生產(chǎn)上。西方國(guó)家某些學(xué)者所講的中國(guó)威脅論，很大一部分來源于對(duì)我國(guó)糧食生產(chǎn)的擔(dān)心。鑒于農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中有如此重要的作用，我們想通過計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法來分析一下影響糧食總產(chǎn)量的因素和我國(guó)農(nóng)業(yè)現(xiàn)狀。糧食生產(chǎn)量是一個(gè)變量，其增減和播種面積的多少有著很大的相關(guān)性。而施用化肥提高單位面積的農(nóng)作物產(chǎn)量，就等于變相擴(kuò)大了耕地面積。中國(guó)農(nóng)村人口占總中國(guó)總?cè)丝诘?/3，是個(gè)相當(dāng)龐大的數(shù)目。人多地少，是中國(guó)農(nóng)業(yè)的一個(gè)特點(diǎn)，在中國(guó)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以勞動(dòng)密集型為主的現(xiàn)在，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力對(duì)糧食產(chǎn)量的影響是不可忽視的。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展

3、，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件顯著改善，農(nóng)業(yè)機(jī)械擁有量快速增長(zhǎng)，農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平不斷提高。現(xiàn)階段，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中由農(nóng)業(yè)機(jī)械承擔(dān)的勞動(dòng)已占到40%以上，對(duì)糧食產(chǎn)量的影響力同樣不容小覷。再則，水旱災(zāi)害是農(nóng)業(yè)主要的自然災(zāi)害，對(duì)農(nóng)業(yè)來說，不可抗拒的自然力對(duì)糧食產(chǎn)量的影響也非常大。二、模型設(shè)定據(jù)此，我們將“糧食總產(chǎn)量”設(shè)為應(yīng)變量，“播種面積”、“化肥施用量”、“農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力”、“農(nóng)業(yè)機(jī)械勞動(dòng)力”以及“受災(zāi)面積”設(shè)為因變量，設(shè)定了以下經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：其中：農(nóng)業(yè)化肥施用量（萬公斤） ：糧食播種面積（千公頃） ：受災(zāi)面積（公頃） ：農(nóng)業(yè)機(jī)械勞動(dòng)力（萬千克） ：農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力（萬人）數(shù)據(jù)如下：（表1）obsYX5X4X3X2X11983387

4、28.0018022.1034710.0031645.00.01660.000198440731.0019497.2031890.0031685.00.01740.000198537911.0020912.5044370.0030352.00.01776.000198639151.0022950.0047140.0030468.00.01931.000198740298.0024836.0042090.0030870.00.01999.000198839408.0026575.0050870.0031456.00.02142.000198940755.0028067.0046990.00321

5、14.00.02357.000199044624.0028707.7038470.0033336.00.02590.000199143529.0029388.6055470.0034186.00.02805.000199244266.0030308.4051330.0034037.00.02930.000199345649.0031816.6048830.0033258.00.03152.000199444510.0033744.0055040.0032690.00.03318.000199546662.0036118.1045874.0032335.00.03594.000199650454

6、.0038546.9046989.0032260.00.03828.000199749417.0042015.6053429.0032435.00.03981.000199851230.0045208.0050145.0032626.00.04086.000199950839.0048996.1049981.0032912.00.04124.000200046218.0052573.6054688.0032998.00.04146.000200145264.0055172.1052215.0032451.00.04254.000200245706.0057929.9047120.0031991

7、.00.04339.000200343070.0060386.5054386.0031260.0099410.004412.000資料來源：中國(guó)農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)/sjzl/baipsh/2004.htm以下是根據(jù)上表所作出的趨勢(shì)圖：從上圖我們可以直觀的看出，糧食總產(chǎn)量與農(nóng)業(yè)化肥施用量、糧食播種面積以及農(nóng)村勞動(dòng)力的走勢(shì)相仿，可能存在一定的線性關(guān)系，但是與受災(zāi)面積的關(guān)系似乎不大。但具體它們之間存在一種怎樣的關(guān)系，還需要通過計(jì)量模型進(jìn)行進(jìn)一步的分析。三、參數(shù)估計(jì)1、對(duì)原模型，用EVIEW估計(jì)結(jié)果如下：（表2）Dependent Variable: YMethod:

8、 Least SquaresDate: 06/05/05 Time: 11:53Sample: 1983 2003Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X5-0.0.-2.0.0138X4-0.0.-1.0.0678X3-0.0.-0.0.6717X.0000X.0000C-20485.3610285.35-1.0.0649R-squared0. Mean dependent var44210.48Adjusted R-squared0. S.D. depen

9、dent var4089.884S.E. of regression769.3957 Akaike info criterion16.36404Sum squared resid. Schwarz criterion16.66248Log likelihood-165.8225 F-statistic110.0270Durbin-Watson stat1. Prob(F-statistic)0.四、 檢驗(yàn)與修正1、多重共線性檢驗(yàn)分析：從推斷結(jié)果可以看出，R2=0.9735擬和效果非常好；（顯著性水平=0.05），從整體上看，糧食總產(chǎn)量與解釋變量之間線性關(guān)系顯著。檢驗(yàn)：我們采用簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)矩陣法

10、對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，如下圖：（表3）X5X4X3X2X1X5 1. 0. 0.-0. 0.X4 0. 1. 0.-0. 0.X3 0. 0. 1. 0. 0.X2-0.-0. 0. 1.-0.X1 0. 0. 0.-0. 1.從上表可以看出，解釋變量之間存在高度線性相關(guān)。同時(shí)，從表2也可以看出，盡管整體上線性回歸擬合較好，但是的t值并不顯著，的系數(shù)符號(hào)為負(fù)，與經(jīng)濟(jì)意義相悖，應(yīng)剔出。其他解釋變量沒有與經(jīng)濟(jì)意義相悖，有經(jīng)濟(jì)意義，但是存在多重共線性，需修正。修正：由表2可以看出的t值最大，因而糧食需求量Y對(duì)農(nóng)業(yè)化肥施用量的線性關(guān)系最好，擬合程度好，因此把作為基本變量，即：加入模型變?yōu)椋?可見，加入該變量以

11、后模型的擬合程度的到了很好的改善，并且t檢驗(yàn)也能夠很好地通過。加入模型變?yōu)椋?可見該變量的引入僅使擬合優(yōu)度僅略有變動(dòng)，但其自身的t值太小，不能通過t檢驗(yàn)，因而其對(duì)Y的影響并不顯著，故將刪除。模型修改形式如下： 新模型的估計(jì)結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/05/05 Time: 11:54Sample: 1983 2003Included observations: 21VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. X11530.0000X20.0.10

12、.694830.0000C-44378.577323.980-6.0.0000R-squared0. Mean dependent var44210.48Adjusted R-squared0. S.D. dependent var4089.884S.E. of regression906.0395 Akaike info criterion16.58761Sum squared resid Schwarz criterion16.73682Log likelihood-171.1699 F-statistic194.7641Durbin-Watson stat1. Prob(F-statis

13、tic)0.2、自相關(guān)檢驗(yàn)從模型設(shè)定來看，沒有違背D-W檢驗(yàn)的假設(shè)條件，因此可以用D-W檢驗(yàn)來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谝浑A自相關(guān)。根據(jù)上表中估計(jì)的結(jié)果，由DW=1.9276, 給定顯著性水平=0.05，查Durbin-Watson表，n=21, k=2，得dL=1.125，du=1.538，4du=2.462，duDW4du，所以不存在一階自相關(guān)。3、異方差檢驗(yàn)利用ARCH檢驗(yàn)法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诋惙讲睢＝Y(jié)果如下：ARCH Test:F-statistic3. Probability0.Obs*R-squared7. Probability0.Test Equation:Dependent Variab

14、le: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/05/05 Time: 21:20Sample(adjusted): 1986 2003Included observations: 18 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb. C.04.0.0007RESID2(-1)-0.0.-1.0.1450RESID2(-2)-0.0.-2.0.0220RESID2(-3)-0.0.-1.0.0820R-squared0. Mean dependent var.0Adju

15、sted R-squared0. S.D. dependent var.7S.E. of regression.2 Akaike info criterion29.81777Sum squared resid6.02E+12 Schwarz criterion30.01563Log likelihood-264.3599 F-statistic3.Durbin-Watson stat2. Prob(F-statistic)0.經(jīng)滯后三期，p=3，如上圖所示，obs*R2=7.2074，給定顯著性水平=0.05，查7.8147，obs*R2，所以不存在異方差。所以最后確定模型為y=44378.5

16、74.5019X10.6763X2五、經(jīng)濟(jì)意義分析有計(jì)量分析可以看出，直接決定糧食產(chǎn)量的因素有兩個(gè)化肥施用量與糧食播種面積，而化肥施用量最直接的影響結(jié)果，就是單位面積產(chǎn)量。其它要素諸如勞動(dòng)力、化肥、農(nóng)機(jī)、氣候、價(jià)格等產(chǎn)生的效應(yīng)都可以體現(xiàn)在這兩個(gè)因素上。數(shù)據(jù)分析結(jié)果與我國(guó)現(xiàn)實(shí)和糧食生產(chǎn)特點(diǎn)較為符合：我國(guó)人多地少，加之城市化與工業(yè)化，耕地面積總體上呈下降趨勢(shì)，因此，要保證我國(guó)糧食的穩(wěn)產(chǎn)與增產(chǎn)，就不能寄希望于播種面積的大幅度增加，而應(yīng)著重于推動(dòng)單位產(chǎn)量的穩(wěn)定和增長(zhǎng)。當(dāng)然，播種面積的影響也不能忽視，1998年以來糧食生產(chǎn)的持續(xù)萎縮，首先就表現(xiàn)在播種面積銳減上。六、政策建議毫無疑問，我國(guó)糧食生產(chǎn)面臨著嚴(yán)

17、重的形勢(shì)，2003年，我國(guó)糧食缺口達(dá)500億公斤，致使我國(guó)政府動(dòng)用了戰(zhàn)略貯備糧。本文針對(duì)我國(guó)糧食增產(chǎn)問題，從三個(gè)層次提出以下建議：首先，在短期內(nèi)為緩解糧食供應(yīng)緊張，應(yīng)提高農(nóng)民種糧的積極性，這是擴(kuò)大播種面積的唯一辦法。農(nóng)民積極性主要取決于種糧食的收益及其預(yù)期，收益則是賣糧收入與成本的差額。因此，應(yīng)該雙管齊下，一方面穩(wěn)定并提高糧食價(jià)格，另一方面控制農(nóng)用物資價(jià)格的過快增長(zhǎng)，后者往往容易被忽視，必須提起特殊注意，不能讓糧價(jià)增長(zhǎng)的正效應(yīng)被后者的負(fù)效應(yīng)所抵消，否則提高種糧收益就成了一句空話。建議我國(guó)政府在涉農(nóng)物資上實(shí)行嚴(yán)格的價(jià)格管制，控制種糧的成本。其次，在中長(zhǎng)期內(nèi)努力提高單位產(chǎn)量，這就要求我國(guó)政府在農(nóng)業(yè)投入結(jié)構(gòu)上進(jìn)行合理的分配。單位產(chǎn)量的決定因素是籽種和化肥施用，因此，政府農(nóng)業(yè)科技投入上，相較于其他