我国粮食生产与相关投入的分析

   09丁颖班

摘要：“民以食为天”，粮食是宝中之宝，世界上任何国家都注重粮食生产，我们中国也不例外，中国以7%的土地养活了世界22%的人口，取得举世瞩目的成果。但是应该清醒地看到，在生产实践过程中存在不少问题,制约了我国粮食生产安全。本文将从农业化肥施用量、粮食播种面积、成灾面积、农业机械总动力、农业劳动力等几个方面分析，应用计量模型，分析得出粮食生产函数，比较分析农业化肥施用量、粮食播种面积、成灾面积、农业机械总动力、农业劳动力对粮食生产的不同影响，并提出相应的政策建议。

关键字：粮食生产  影响因素   经济模型  政策建议

1文献综述

李子奈教授（1999）[1]采用了农用化肥施用量、粮食播种面积、成灾面积、农业机械动力农业劳动力五个指标，根据1983~1995 我国的粮食生产数据拟合出了关于我国粮食生产的线性回归模型。赵俊晔、李秀峰、王川（2006）[2]采用逐步回归和灰色关联分析的方法对

1991~2004 年影响我国粮食产量变化的主要因素进行了分析，发现有效灌溉面积与粮食产量

一直保持高的关联度，成灾面积与粮食产量的关联度仅次于有效灌溉面积，在此基础上对提

高我国粮食生产科技支撑能力、稳定发展粮食生产提出了建议。朱再清、陈昉源（2006）[3]

利用湖北省1993 年和2003 年粮食生产的截面数据，运用OLS 法建立1993 年和2003 年

湖北省粮食产量的回归模型，就不同时期粮食生产投入要素对产出的弹性进行了比较分析，找出了弹性变化的内在原因及粮食生产中存在的问题，并提出了相应的对策。梁子谦、李小

军（2006）[4]选取了15 个指标，通过建立因子分析模型，对中国粮食单产和播种面积的影

响因子进行了实证分析，研究结果表明，对粮食单产影响最大的因子是科技进步水平，其次

是物质投入因子、环境与气候因子和政策因子；对粮食播种面积影响最大的因子是资源及科

技因子，其次是比较效益及政策因子。贾金荣、朱捷（2007）[5]通过分析认为，在农村经济

获得一定发展并全面引入市场经济机制和随着我国成功入世之后，家庭联产承包责任制下我

国粮食生产的激励机制已经失效，政府必须尽快构建适应市场经济体制的激励机制，以保证

我国粮食生产水平的稳定和提高。此外，沈颖（2006）[6]、谢杰（2007）[7]、王晓丽（2008）

[8]、刘定惠和朱超洪（2009）[9]、李晔和崔岩（2009）[10]都对粮食生产问题做出了相关研究。

 根据前人的研究经验，本文将从影响粮食产量的可能因素进行分析，例如农业化肥施用量、粮食播种面积、成灾面积、农业机械总动力、农业劳动力等，得出粮食生产函数的经济模型，分析对粮食生产的显著影响因素，并结合分析的结果，提出一些建设性的建议。

2粮食生产量影响因素的实证分析

2.1理论假说

根据农业经济学有关理论,在一定限度内，粮食产出量与农业化肥施用量、粮食播种面积、农业机械总动力、农村劳动力数量呈现正相关关系，即化肥、播种面积农业机械动力、劳动力投入越多，则粮食产量越高；而粮食产量与成灾面积呈现负相关关系，即成灾面积越多，则粮食产量越少。

2.2 影响因素的选取

粮食产量，以此作为建立经济模型的被解释变量。农业化肥施用量，化肥的施用量对粮食的产量产生一定的影响，我国从化肥的研发到使用，使粮食的产量有所提高，故选择其为解释变量，分析化肥的使用量对粮食产量的影响力度。粮食播种面积，中国的粮食播种面积在逐年的减少，这对于我们粮食的产量也有一定的影响，所以选择它为解释变量，分析其对粮食产量是正相关还是负相关。成灾面积，我国是一个频繁发展自然灾害的国家之一，旱灾、水灾、台风等，对我国的粮食的产量造成一定的影响，所以将其作为解释变量，分析其过粮食产量的影响到底有多大。农业机械总动力，随着科学技术的发展，农业生产越来越趋向于机械化，在国外很过都是依靠机械化的生产，使得粮食产量有很大的提高，所以以其为解释变量，分析农业机械化的应用多我国粮食产量的影响。农村劳动力，劳动力是农业发展的保障，农业的发展离不开劳动力，所以以它为解释变量，分析其对粮食产量的影响

2.3数据的收集和整理

根据以上分析，我们选取1983—20##年中国粮食产量（Y），农业化肥施用量（X1）,

粮食播种面积（X2）,成灾面积（X3）,农业机械总动力（X4）,农业劳动（X5）的数据作为实例，进行分析。

表1  我国1983-20##年农业主要统计指标

资料来源：《中国统计年鉴》（1993-2010）

3 模型的回归

说明:为了更准确的预测，我们使用对数模型，设W=logY  Zi=logXi

设粮食生产函数为 W=b0+b1Z1+b2Z2+b3Z3+b4Z4+b5Z5+u (u为随机干扰项)

3.2用OLS法估计模型

得到估计模型

W=-4.0078+0.3828Z1+1.213Z2-0.0813Z3-0.0478Z4-0.1075Z5

  (-2.117)    (7.52)  (9.54)  (-5.15)  (-1.09)  (-1.837)

R^2=0.9825   R1^2=0.9783

F=236.533   DW=1.908

由于R^2较大，且接近于1，而且F=236.533>F0.05(5,21)=2.68

故认为粮食生产与上述解释变量间总体线性关系显著，但由于其中X4、X5前参数估计值未能通过t检验，而且符号的经济意义也不合理，故认为解释变量间存在多重共线性。

4 计量经济学检验

4.1多重共线性检验

(1)简单相关系数检验

Z1,z2,z3,z4,z5的相关系数如下

由表格可知，X1与X4之间存在高度相关性

(2)简单的回归形式

 分别做W与Z1、Z2 、Z4、Z5间的回归

(1)    w=8.79+0.238Z1

   (45.38)   (9.96)

       R^2=0.798  F=99.12  DW=0.8915

(2)    w=-16.42-0.49Z2

(2.62) (-0.91)

       R^2=0.032  F=0.825  DW=0.302

(3)     w=8.859+0.1757Z4

      (34.32)   (7.22)

       R^2=0.676  F=52.162  DW=0.633

(4)    w=9.222+0.144Z5

     (3.63)  (0.59)

       R^2=0.0137  F=0.348  DW=0.2199

可见，粮食生产受农业化肥施用量的影响最大，与经验相符合，因此选（1）作为初始的回归模型

(3)逐步回归

将其他解释变量分别导入上述初始回归模型，寻找最佳回归方案

（如下表）

讨论：第一步，在初始模型中引入Z2，模型拟合优度提高，且参数符号合理，变量也通过t检验

第二步，引入Z3，拟合优度再次提高，且参数符号合理，变量也通过t检验，只有DW值落入了无法判断的区域，但有LM检验知仍不存在一阶自相关性

第三步，引入Z4，尽管拟合优度很高，但X4的未能通过t检验，而且符号不合理

第四步，去掉Z4，引入Z5，拟合优度仍有所提高，但Z5未能通过t检验

所以得到W关于Z1，Z2，Z3,的线性方程

W=-5.96+0.33Z1+1.29Z2-0.09Z3

   (-4.99) (32.35) (13.06) (-5.95)   

R^2=0.9796  SE=0.0152  D.W=1.511  F=368.37

4.2序列相关性检验

从上面的回归报告可以看出，常数项为负值，不符合经济含义。下面检验模型是否存在序列相关。

首先做残差图：

从图中可以看出，相邻残差项没有明显的正相关或者负相关走向，初步判定不存在序列相关。

下面采用LM检验法：

对于前面得到的方程W=-5.96+0.33Z1+1.29Z2-0.09Z3做序列相关性分析，

一阶滞后et=b0+b1Z1+b2Z2+b3Z3+r1 et-1+x

et=-0.0189-0.003785*z1+0.008*z2-0.0083*z3+0.06982*et-1  

(0.017)  ( -0.402)    (0.093)   (0.567)   (0.3235)    

R^2=0.03865      N=25   P=1  K=4

LM=(N-P)*R^2=0.927，该值小于显著性水平为5%、自由度为1的分布的临界值，因此不存在一阶序列相关性，自然也不存在高阶序列相关性。

4.3 异方差检验

用怀特检验法，辅助回归模型的估计结果如下：

怀特估计量NR^2=7.65，该值小于5%显著性水平下、自由度为5的分布的相应临界值，0.05(3)=7.81因此不拒绝同方差假设，即不存在异方差。

最终拟合图像如下：

5模型估计参数的含义

    经过以上分析，得出模型的回归方程为

W=-5.96+0.33Z1+1.29Z2-0.09Z3

(-4.99)  (32.35)  (13.06)  (-5.95) 

 R^2=0.9796  SE=0.0152  D.W=1.511  F=368.37

    ＝0.9796表明，粮食总产量的有97.96%可以由化肥施用量，粮食播种面积，成灾面积的数值来解释；

    Z1的回归参数32.35表示：在其他条件不变的情况下，化肥施用量每增加１万吨，粮食产量增加32.35万吨；

    Z2的回归参数1.29表示：在其他条件不变的情况下，粮食播种面积每增加1000公顷，粮食产量增加1290吨；

    Z3的回归参数-0.09表示：在其他条件不变的情况下，成灾面积每减少1000公顷，粮食产量增加900吨；

6提高粮食产量的措施

    从分析的结果来看，我们可以通过以下措施增加粮食产量：

6.1合理施用化肥，提高化肥利用率。

    从分析的数据我们可以发现，化肥施用量每增加１万吨，粮食产量增加32.35万吨，所以合理的使用化肥，可以大大地提高粮食生产量。

6.2保护耕地资源，稳定粮食播种面积。

    这就要求要做好农村、城镇规划建设，严格执行土地用途管制制度 ，严惩占用、乱用土地的行为，尽量减少耕地浪费；要鼓励并指导农民科学地进行土地开发，将荒废用地改造成可耕用地；政府要减少商业用地，少开发农业用地。

6.3加大基础设施建设，减少成灾面。

    要继续做好生态农田保护工程建设，加大防护林体系、防治沙漠化和盐碱化等治理工程建设，建设各类农田水利工程，提高防灾抗灾能力。

参考文献：

[1].李子奈. 计量经济学[M]. 北京：高等教育出版社，2000.

[2]. 赵俊烨，李秀峰等. 近年我国粮食产量变化的主要影响因素分析[J]. 中国食物与营养，2006（9）：9

—12.

[3]. 朱再清，陈昉源. 湖北省粮食生产模型与投入要素效益比较分析[J]. 湖北农业科学，2008（5）：531

—533.

[4]. 梁子谦，李小军. 影响中国粮食生产的因子分析[J]. 农业经济问题，2006（11）：19—22.

[5]. 贾金荣，朱捷. 中国粮食生产激励机制及调整对策研究[J]. 财经论丛，2007（1）：20—25

[6]. 沈颖. 粮食产出波动的实证分析—以四川为例[J]. 中国物价，2006（3）：50—52

[7]. 谢杰. 中国粮食生产影响因素研究[J]. 经济问题探索，2007（9）：36—40

[8]. 王晓丽. 吉林省粮食生产影响因素的实证研究. 20## 年中国数量经济学年会论文集

[9] 中国发展研究院．中国宏观经济分析[M]．天津：南开大学出版社，1997.38． 
[10] 中国统计年鉴[Z]．北京：中国统计出版社， 20##-2009． 
[11] 黄聪，李启明，申立银．中国建设推动力的计量模型与分析研究[J]．东南大学学报，2000,(4)．