海南農牧林漁業產值影響因素分析

鄭奇鴻 夏 天 吳澤豪 蔡杰鑫 朱躍文

（福州外語外貿學院 福建福州 350000）

《海南省熱帶特色高效農業發展規劃（2018—2020年）》（以下簡稱《規劃》）明確提出，到2020年農牧林漁業總產值達到1 750 億元，農民人均可支配收入力爭達到1.6萬元，達到全國平均水平，城鄉居民收入差距縮小到2.3:1以內。根據2019年海南統計局發布的統計年鑒顯示，2018年海南省農牧林漁總產值為 1 535.73 億元，同比增長3.15%；我國的農牧林漁總產值為113 579.53 億元，同比增長3.89%。同時，海南省的農牧林漁業總產值也遠低于國內各省市的平均水平[1]，如圖1所示。

海南省地處熱帶地區，四面環海，林業漁業資源豐富，農牧林漁業整體發展速度遠低于國家農牧林漁業發展速度，因此本文將通過對所收集的各項反映海南農牧林漁業的指標進行分析，探究海南省農牧林漁業發展的影響因素。

1 分析方法和數據來源

1.1 多元線性回歸分析

社會經濟現象的變化往往受到多個因素的影響，因此，一般要進行多元回歸分析，我們把包括兩個或兩個以上自變量的回歸稱為多元線性回歸，多元線性回歸與一元線性回歸類似，可以用最小二乘法估計模型參數，也需對模型及模型參數進行統計檢驗[2]。

1.2 海南省農牧林漁業影響因素指標構建

在我國，農業屬于勞動密集型產業，農業生產需要大量的人口，我國是農業大國，但并不是農業強國，農業單位產出相較于發達國家較低，因此土地和人力是影響我國農業經濟發展的重要因素。在指標選取上選擇肉類總產量、水產總產量、農作物播種面積這三個指標能夠體現出地區的農牧林漁業的發展情況；鄉業從業人員和化肥使用量能夠體現出當地對農牧林漁業發展的投入情況[3]。

因此將以上的所選取的肉類總產量X1、水產總產量X2、農作物播種面積X3、鄉業從業人員X4、化肥使用量X5作為解釋變量，選擇農牧林漁業總產值作為被解釋變量Y，以海南省統計局公布的1998—2018年數據作為樣本。

2 實證分析

2.1 線性圖

從圖2中可以看出，海南省農牧林漁業總產值及各影響因素的差異明顯，其變動的方向基本相同，互相間可能具有一定的相關性。探索將模型設定為多元線性回歸模型：

2.2 統計學檢驗

如圖3所示，對所選的數據指標用最小二乘法進行多元線性回歸模型估計，結果寫為：

R2=0.978 48，=0.971 307，F=136.407 8，R2是指擬合程度，是回歸直線對觀測值的擬合程度，R2 接近1 說明模型對樣本的擬合程度較好，且修正后的R2 也接近1 說明模型對樣本的擬合程度很高，F值較高，且F值對應的P值為0，小于 0.05，說明回歸方程比較顯著，說明這變量對模型擬合程度很高。

2.3 多重共線性

該模型R2=0.978 48、=0.971 307，可決系數非常高，F 檢驗值為136.407 8 明顯顯著。這表明模型很可能存在多重共線性。通過計算得到方差膨脹因子，可以看出方差膨脹因子VIF 大于10，說明存在嚴重的多重共線性，采取逐步回歸法，剔除不顯著的變量，消除多重共線性，剔除了不顯著的變量農作物播種面積X3、化肥使用量X5，最終得到的模型為：

可以看出模型中X1、X2和X3的P值為0，小于0.05，通過顯著性檢驗，所以該模型多重共線性成功消除。

2.4 異方差檢驗

因為模型是時間序列模型并且樣本容量不大，所以采用ARCH 模型來進行異方差檢驗，如圖4所示。

由圖4可以看出，F統計值為1.088 261，P值為0.310 7，大于0.05，拒絕原假設，表明模型不存在異方差。

2.5 自相關檢驗

DW 檢驗法：由前面可以得知回歸方程的DW 值為1.636 382，查表可以得出DW 在DL到Du之間，說明模型不存在自相關，說明模型為最終模型。

2.6 格蘭杰檢驗

上表列出了各變量之間的因果關系檢驗P值結果，在5%的顯著性水平下：

X1對X2格蘭杰檢驗的P值小于0.05 ，X2對X1的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明X1是X2的格蘭杰原因，X2不是X1的格蘭杰原因。說明海南省肉類總產量對水產總產量具有一定的導向作用，海南省水產總產量對肉類總產量不具有導向作用。

X1對X4格蘭杰檢驗的P值大于0.05，X4對X1的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明X1和X4互不為格蘭杰原因，說明海南省肉類總產量和鄉業從業人員互不具有導向作用。

X2對X4的格蘭杰檢驗的P值大0.05，說明X2不是X4的格蘭杰原因，說明海南省水產總產量對鄉業從業人員不具有導向作；X4對X2的格蘭杰檢驗的P值小于0.05，說明X4是X2的格蘭杰原因，說明海南省鄉業從業人員對海南省水產總產量具有導向作用。

X2對Y的格蘭杰檢驗的P值大0.05，Y對X2的格蘭杰檢驗的P值大于0.05，說明X2和Y互不為格蘭杰原因，說明海南省水產總產量和農牧林漁業總產值互不具有導向作用。

X4對Y的格蘭杰檢驗的P值大0.05，Y對X4的格蘭杰檢驗的P 值大于0.05，說明X4和Y互不為格蘭杰原因，說明海南省鄉業從業人員和農牧林漁業總產值互不具有導向作用。

3 結果分析

模型通過自相關檢驗后，可認為：

為最終模型。根據海南省農牧林漁業總產值影響最終模型可知：影響海南省農牧林漁業的影響因素，在其他條件不變的情況下，海南省肉類總產量每增加1 噸，海南省農牧林漁業總產值增加0.002 178 億元；在其他條件不變的情況下，水產總產量每增加1 噸，海南省農牧林漁業總產值增加0.001 163 億元；在其他條件不變的情況下，海南省鄉業從業人員每增加1 萬元，海南省農牧林漁業總產值增加19.034 17 億元。

4 結論建議

根據以上分析我們可知，在所選的指標中，肉類、水產總產值對海南省農牧林漁業總產值都有相當比重的影響，因此需要政府科學指導養殖。

（1）提高規模養殖現代化水平，提高產品質量安全水平，加強養殖業綠色發展體制機制創新，發揮新型經營主體的活力和創造力，推動科學研究、成果轉化、示范推廣協同發展和一二三產業融合發展，加大金融支持力度，加大中央預算內投資支持力度，發揮地方政府專項債券對擴大禽肉水產品生產的作用，提高肉類和水產總產值[4]。

（2）政府提高鄉業從業人員的待遇，多給予補貼，科學指導鄉業從業人員的工作開展，有效增加鄉業從業人員的收入水平，從而提升整個行業的知名度，進而增加鄉業從業人員的人數。