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    我國糧食產(chǎn)量和化肥施用量實證分析
    ——基于VAR模型

    2016-03-13 03:29:32郎貴飛
    現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè) 2016年12期
    關鍵詞:單位根格蘭杰施用量

    郎貴飛 周 奎

    (貴州大學經(jīng)濟學院,貴州 貴陽550025)

    1 引言

    本文對我國糧食產(chǎn)量和化肥施用量之間的關系進行研究,以檢驗二者之間是否具有協(xié)整關系,從而在實證的結論的基礎上,以期為我國糧食生產(chǎn)提供相應的政策建議。

    2 我國糧食產(chǎn)量和化肥施用量的實證研究

    2.1 數(shù)據(jù)來源

    本文所選用數(shù)據(jù)來源于《2014年中國統(tǒng)計年鑒》。所選擇的時間區(qū)間為1990-2013年,我們收集了歷年的糧食產(chǎn)量和化肥施用量的數(shù)據(jù),分別用GR和FE來表示。采用Eviews7.2進行實證分析。為了消除數(shù)據(jù)中的異方差現(xiàn)象,分別對各變量取自然對數(shù),用lnGR、lnFE表示。

    2.2 變量的ADF單位根檢驗

    考慮到時間序列中很多數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性,為了避免偽回歸現(xiàn)象,首先需要對這些變量進行ADF單位根檢驗,檢驗的結果如表1所示。

    表1 ADF單位根檢驗結果

    表1的檢驗結果顯示所有的數(shù)據(jù)的原序列在5%的顯著性水平下都是不平穩(wěn)的,但是它們的一階差分都是平穩(wěn)的,這些序列均為1階單整序列,滿足協(xié)整檢驗的條件。

    2.3 建立VAR模型

    2.3.1 殘差的單位根檢驗

    VAR模型要求序列是平穩(wěn)的,因此需要檢驗序列的平穩(wěn)性,檢驗的方法主要是殘差的單位根檢驗。本文對滯后3階的VAR模型進行殘差單位根檢驗,結果表明該模型的倒數(shù)根都位于單位圓內,因此模型是穩(wěn)定的。檢驗結果見圖1所示。

    圖1 模型殘差的單位根檢驗結果

    2.3.2 Johansen協(xié)整檢驗結果

    由于Johansen協(xié)整檢驗是建立在VAR模型基礎上的,Johansen協(xié)整檢驗是對無約束的VAR模型進行向量協(xié)整之后的模型,所以其在本質上仍是VAR模型,Johansen協(xié)整檢驗是具有約束條件的,因此應該在我們建立的最佳滯后階數(shù)的VAR模型的基礎上減一,作為我們進行Johansen協(xié)整檢驗的滯后階數(shù),即選擇滯后2階進行檢驗。結果如表2所示。

    表2的協(xié)整檢驗結果表明LnGR、LnFE在5%的顯著性水平上存在著一個協(xié)整方程。極大特征值檢驗結果也顯示存在著一個協(xié)整方差。協(xié)整方程可以用下列公式表示:0.31828表示參數(shù)估計量的樣本標準差,上式表明我國糧食產(chǎn)量與化肥施用量之間保持著長期的協(xié)整關系。化肥施用量每增加1個百分點,糧食產(chǎn)量將增加1.845166個百分點。

    表2 Johansen協(xié)整檢驗的結果

    2.4 變量的Granger因果關系檢驗

    由于LnGR、Ln FE存在著長期的協(xié)整關系,因此考慮對它們進行Granger因果關系檢驗,進而明確變量之間的因果關系,本文選擇了滯后期為一年、兩年和三年對各變量進行檢驗,相關的檢驗結果如表3所示。

    表3 Granger因果關系檢驗的結果

    Granger檢驗結果表明:在5%的顯著性水平下,在滯后1階時,化肥施用量和糧食產(chǎn)量之間不存在著著相互的格蘭杰原因;在滯后2階時,在5%的顯著性水平下,可以認為化肥施用量是糧食產(chǎn)量的單向格蘭杰原因;在滯后3階時,在5%的顯著性水平下,可以認為二者之間存在著雙向的格蘭杰原因。

    3 結論與建議

    通過我們的分析,得到的結論是,我國糧食產(chǎn)量和化肥施用量之間存在著長期的協(xié)整關系,化肥施用量是糧食產(chǎn)量的格蘭杰原因,化肥施用量的增加促進了我國糧食產(chǎn)量的提高,但是從脈沖響應的情況來看,化肥施用量的增加對于我國糧食產(chǎn)量的增加的邊際效應是遞減的。結合本文的實證分析,提出以下建議:第一,科學施肥,減少化肥的浪費。在我國糧食生產(chǎn)中,存在著施肥不科學,化肥浪費嚴重的現(xiàn)象,主要是因為農(nóng)民缺乏科學的技術培訓,應該加強農(nóng)村技術人員對農(nóng)民進行關于如何科學施肥的培訓,減少糧食生產(chǎn)中由于過量施肥導致的不利影響。第二,增加糧食生產(chǎn)中的有機肥的使用。第三,增加農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的科技投入,發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)??梢酝ㄟ^提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的機械化水平,來替代勞動力的使用,提高生產(chǎn)效率,增加糧食產(chǎn)量。同時,可以通過培育優(yōu)良高產(chǎn)的品種,提高糧食的單產(chǎn)。興修農(nóng)田水利工程,提高灌溉率,同樣有利于糧食產(chǎn)量的提高。

    [1]房麗萍,孟軍.化肥施用對中國糧食產(chǎn)量的貢獻率分析—基于主成分回歸C-D生產(chǎn)函數(shù)模型的實證研究[J].中國農(nóng)學通報,2013,29(17):156-160.

    [2]古玉麗,喬歡歡.我國糧食產(chǎn)量與化肥使用量之間的實證分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟與科技,2007,(10):12-13.

    [3]王祖力,肖海峰.化肥施用對糧食產(chǎn)量增長的作用分析[J].農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題,2008,(8):65-68.

    [4]彭琳.中國化肥施用與糧食生產(chǎn)的進程、前景與布局[J].農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化研究,2000,(1):14-18.

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