基于計量經濟模型河北省糧食產量影響因素分析

楊雨芳 趙慧峰

[摘要]農業是國民經濟的基礎產業，糧食是人類賴以生存和發展的必需品，保證糧食安全是一個永恒課題。選取河北省2001～2016年16年的數據，運用線性回歸方法建立了影響糧食產量的計量經濟模型，并借助E-views8.0軟件對模型進行OLS等分析檢驗。結果表明，影響河北省糧食產量因素的二大因素是化肥施用量和糧食作物播種面積，其中影響最大的是化肥施用量。最后，提出增加糧食產量必須合理施用化肥，保持糧食作物播種面積，增加資本和技術投入，加大對各種自然災害防御的對策建議。

[關鍵詞]河北省糧食產量;化肥施用量;糧食作物播種面積;回歸分析 影響因素

[中圖分類號]F224;F326.11 [文獻標識碼]A

1 引言

近年來，河北省糧食產量不斷增加，但影響糧食產量的因素如自然災害、環境波動、人地矛盾等，依舊不可忽視。為確保糧食安全，國家實施了一系列保護農業的政策，河北省也應利用國家政策，大力發展農業經濟。影響糧食產量的因素很多，為有效促進糧食增產，必須分析眾多因素中，影響較大的幾個因素，并針對河北省農業發展現狀，提出對策建議。本文依據河北省糧食產量的現狀，確定出影響糧食產量的5大因素，運用E-views8.0軟件處理相關數據得出結論，并通過分析結論，提出促進河北省糧食增產的可行性建議。

2變量的選取

影響河北省糧食產量的因素很多，通過資料查詢和文獻參考，得出影響糧食產量的因素有：糧食播種面積、受災面積、有效灌溉面積、化肥施用量、農業勞動力。本文運用2001～2016年的數據來說明這些因素對糧食產量的影響。各變量描述性如表1所示。

3 數據來源

通過查詢河北省農村統計年鑒，得到2001～2016年河北省糧食總產量、糧食播種面積、受災面積、有效灌溉面積、化肥施用量、農業勞動力的數據，運用這些數據，對影響河北省糧食產量的因素進行實證分析，如表2所示。

4 實證分析

假設糧食產量函數為：

其中：是隨機誤差項;、、、、是參數;Y為河北省糧食產量;為糧食作物播種面積、受災面積、有效灌溉面積、化肥施用量、農業勞動力。

4.1 模型估計

借助E-views8.0軟件對表2進行分析，將表2中2001～2006年的數據資料導入，根據最小二乘法，結果如表3所示。

4.2 可決系數的檢驗

可決系數（R2）一般是衡量樣本回歸線對樣本觀測值的擬合優度。由表3可知R2=0.98，2=0.980，接近于1，得出模型對樣本觀測值的擬合優度較高。

4.3 顯著性檢驗

F檢驗：判斷模型中被解釋變量與解釋變量之間線性關系在總體上是否成立。由表3可知，F=149.86F0.05（5，10）=3.33，說明概率值較大且顯著，證明所選模型有效，回歸方程顯著成立。

T檢驗：由表3可知，每個變量的T值：x1=2.74，x2=-1.47，x3=-2.49，x4=-0.99，x5=-4.33，而=2.23，相比較發現x2，x4的t值比查表t值小，這兩個值的統計量檢驗不通過，即和前的系數可能為0。

而經濟含義中即糧食作物播種面積，受災面積，有效灌溉面積，化肥施用量，有效勞動力是影響糧食產量的因素。但是，回歸方程中變量的系數x3，x5符號為負號與實際的經濟含義不相符，則x3，x5前的系數為0。

變量x2，x4未通過T檢驗，說明模型變量間存在多重共線性。

4.4 多重共線性檢驗

多重共線性是指兩個變量或多個變量之間出現共線性。多重共線性會導致參數估計量不存在或方差太大，進而使得所得結果的經濟含義不合理。一般產生多重共線性的原因是經濟變量間具有相同變化趨勢或經濟變量間存在較密切關系，樣本收集范圍過窄。

4.4.1 相關矩陣法。檢驗多重共線性，需先找出哪些變量導致多重共線性，利用E-views8.0，可得Inx1，Inx2，Inx3，Inx4，Inx5兩兩變量之間的相關系數，如表4所示。

由表4可知因子InX5與InY相關程度很高，相關系數達到0.98，InX4與InY相關程度較高，相關系數達到0.96，InX2與InY相關程度高，相關系數達到-0.73，InX4與InX5相關程度很高，相關系數達到0.98，即化肥施用量與農業勞動力這兩個因素的相關性強。

4.4.2 逐步分析法。第一，運用OLS法逐一求Y對各解釋變量的簡單回歸模型，考慮經濟意義與統計意義兩方面，選出擬合效果最好的一元線性回歸方程。求出糧食產量（InY）與化肥施用量（InX4）的線性關系最強，擬合效果最好，結果見表5。

由此可得，河北省糧食產量受化肥施用量的影響最大。根劇聯合國糧農組織的分析，世界農作物單產提高的三分之一以上，近二分之一是由于增施化肥的結果。化肥對糧食生產的貢獻率在40%左右，而中國測算的平均貢獻率約為32%。全國化肥實驗網資料顯示，每1kg標準肥平均增產小麥2.18kg。與經驗相符合，選取InY與InX4回歸關系為初始模型。

第二，逐步回歸。第二輪：以InX4為基礎，將其他解釋變量逐一代入上式，經比較模型中新增變量對模型的貢獻及對其他解釋變量的影響，剔除一些對被解釋變量影響不顯著的變量。經第二輪，得出InX3，InX5前的系數為負，與實際的該因素的經濟含義不符。再對InX1，InX2進行統計檢驗，發現當把InX1該因素加入之后，R2由0.915提高到0.955，則擬合優度再次提高，t檢驗中Prob為0.0049，F統計量通過。而InX2加入后R2值基本沒有變化，t檢驗中Prob反而增加為0.9754。由此該輪，則可加入影響因素為InX1。如表6所示。

經濟解釋：在2001-2016年化肥施用量對糧食產量影響最大，彈性為1.789，表明化肥施用量每增加1%，河北省糧食產量增加1.789%;其次，糧食作物播種面積對糧食的影響較大，彈性為0.983，表明播種面積每增加1%，河北省糧食產量增加0.983%。

4.5 異方差檢驗

異方差是相對于不同的解釋變量值，隨機干擾性具有不同的方差，接下來對所選的模型進行異方差的檢驗（如表8所示）。

由表8得出，Obs*R-squared=0.048984，相應的概率值P=0.9758，大于檢驗水平=0.05，而F統計量對應P值為0.9803，各個參數變量t統計量對應的P值均大于0.05，證明了不存在異方差性。

4.6 自相關檢驗

根據所查數據進行分析，得到D.W.的值為1.761，小于2大于0，依據D.W.檢驗標準，初步發現，此模型不存在一階自相關，但對滯后被解釋變量的模型無法檢驗，需對模型進一步檢驗，如表9所示。

5 結論及對策建議

通過回歸分析，得出河北省糧食產量主要受糧食作物播種面積和化肥施用量兩因素影響，其中化肥施用量對河北省糧食產量影響最大，彈性為1.789，表明化肥施用量每增加1%，河北省糧食產量增加1.789%;糧食作物播種面積對糧食影響較大，彈性為0.983，表明播種面積每增加1%，河北省糧食產量增加0.983%。根據結論，為提高河北省糧食產量，提出以下對策建議。

5.1 科學合理施用化肥

施用化肥可促進糧食增產，對河北省糧食生產發揮著顯著作用。但化肥施用并非越多越好，要講求適度原則，過多依賴會對資源、環境、土壤產生負面影響。近年來，河北省許多地區土質下降，出現板結現象。因此，河北省各地區應科學合理施用化肥，大力推廣有機生態肥的施用，運用先進農業技術針對不同地區開發多種農用肥，提高化肥施用質量水平，同時要建立嚴格的質量監督體系，嚴厲打擊假化肥假農藥，保護廣大農民群眾的切身利益，保障農業生態系統的良性循環，推進農業現代化的實現。

5.2 保護糧食作物播種面積

隨著城市化和工業化進程的加快，許多地區私占、亂占耕地建房建廠，造成有效糧食作物耕種面積減少，對糧食產量的提高產生不利影響。保護糧食作物耕種面積是提高糧食產量的前提。因此，河北省要重視對糧食作物耕種面積的保護，加強實施農田保護制度和制定保護農田耕種面積的法律法規，嚴厲打擊非法占用耕地的行為，并實施獎罰措施，為保護糧食作物播種面積提供制度法律保障。

5.3 增加農業資本和科技投入

農業技術投入，可以提高糧食單產水平，培育高產、低耗、優質、多抗的糧食作物新品種，增強抵御自然災害的能力，提高區域農業發展水平。因此，河北省要考慮地區差異，依據當地的自然條件和區位特點，提高地區特色農業發展的資金投入，為增加地區農產品的附加值和當地農民的收入提供資金支持，同時各地區要定期組織農業科學種植的技術培訓，降低糧食作物低產率和病蟲害率，提高糧食產量水平。

5.4 加大農田水利設施建設

許多偏遠地區，糧食產量主要靠天降雨，產量較低，農民收入不高。因此，河北省要重視中低產田的改造，對落后地區，加強農田水利設施建設，提高有效灌溉面積，使得農業生產條件得到改善，農民收入增加，同時各部門加大對各種自然災害的應對防御，建立有效預警機制，降低農業生產面臨的不利因素，提高河北省糧食總產量。

最后，經過實證研究，雖然河北省糧食產量影響因素主要是化肥施用量，但隨著經濟的發展，要發展現代農業，解決“三農”問題，除了要科學地施用化肥外，關鍵要重視農業科技的運用及新型農業人才的培育，讓懂技術的人才把技術真正運用于農業生產實踐，提高農業技術的轉化率。因此，河北省要提高糧食產量，發展農業生產，需要積極制定引進技術和人才的獎勵和優惠政策，對農業生產條件較差的地區進行重點扶持，提高糧食產量和農業發展水平，助力農業現代化和鄉村振興戰略的有效推進。

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