河北省糧食產(chǎn)量影響因素多元回歸分析

許壘晶 張競(jìng)文 王妍

[提要] 本文從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站選取2004～2018年數(shù)據(jù)，以糧食產(chǎn)量的時(shí)間序列及其三個(gè)因素為樣本，建立多元線性回歸模型。針對(duì)河北省糧食產(chǎn)量對(duì)糧食播種面積、農(nóng)用化肥施用折純量和糧食受災(zāi)面積的依賴性進(jìn)行研究，并提出提高河北省糧食產(chǎn)量的相應(yīng)建議。

關(guān)鍵詞：河北;糧食產(chǎn)量;回歸分析;對(duì)策建議

中圖分類號(hào)：F32 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收錄日期：2020年2月16日

一、引言

雖然前幾年我國(guó)可以自行解決溫飽問(wèn)題，但耕地面積減少、大量耕地浪費(fèi)和農(nóng)業(yè)機(jī)械化布局不均對(duì)糧食生產(chǎn)造成的制約仍然不容忽視。

河北省可用耕地9，780.7萬(wàn)畝，僅占河北省總面積即18.88萬(wàn)平方千米的34.54%，可用耕地較少。本文綜合分析各種因素對(duì)糧食生產(chǎn)的影響，為提高糧食生產(chǎn)量，提出針對(duì)性的建設(shè)方案。

二、國(guó)內(nèi)研究現(xiàn)狀

李福道等以1992～2012年貴州省糧食總產(chǎn)量、糧食播種面積和有效灌溉面積為數(shù)據(jù)源，利用LOS分析貴州省糧食產(chǎn)量的影響因素，得出貴州省糧食生產(chǎn)的關(guān)鍵因素是糧食播種面積和有效灌溉面積的結(jié)論。

梁雨薇等選用1983～2012年數(shù)據(jù)，采用嶺回歸的方法對(duì)影響中國(guó)糧食產(chǎn)量的因素進(jìn)行分析，得出化肥施用量、勞動(dòng)力數(shù)量和糧食播種面積對(duì)糧食總產(chǎn)量有正相關(guān)影響，受影響面積對(duì)糧食總產(chǎn)量有負(fù)相關(guān)影響。

毛偉選用分位數(shù)回歸方法對(duì)湖北省1979～2009年糧食總產(chǎn)量影響因素進(jìn)行分析，得出了糧食產(chǎn)量受糧食生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格不斷攀升、投入糧食生產(chǎn)的人力等方面的影響。

趙俊偉等根據(jù)1994～2011年統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的相關(guān)資料、選取了糧食播種面積和農(nóng)機(jī)總動(dòng)力等五個(gè)指標(biāo)，對(duì)影響江西省糧食產(chǎn)量的因素進(jìn)行了回歸分析，得到了影響江西省糧食產(chǎn)量的主要因素是糧食播種面積和農(nóng)機(jī)總動(dòng)力的結(jié)論。

三、河北省糧食生產(chǎn)現(xiàn)狀

（一）糧食總產(chǎn)量現(xiàn)狀。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看出，河北省糧食生產(chǎn)總體呈上升趨勢(shì)，但增速逐年放緩的趨勢(shì)。雖然2018年河北省糧食總產(chǎn)量3，708.6萬(wàn)噸，居全國(guó)第五位。但與2017年相比，糧食產(chǎn)量甚至出現(xiàn)了負(fù)增長(zhǎng)。夏季糧食產(chǎn)量1，466.47萬(wàn)噸，秋季糧食產(chǎn)量2，234.39萬(wàn)噸。其中，玉米產(chǎn)量1，941.15萬(wàn)噸，小麥產(chǎn)量1，450.73萬(wàn)噸。糧食結(jié)構(gòu)單一，以玉米、小麥為主。

（二）糧食播種面積現(xiàn)狀。糧食播種面積大體上呈上升趨勢(shì)和較小的波動(dòng)性，耕地面積增長(zhǎng)速度緩慢。2018年河北省糧食播種面積為6，538.68千公頃，居全國(guó)第四位。糧食收獲季節(jié)分為夏秋兩季。

（三）機(jī)械化水平現(xiàn)狀。河北省農(nóng)作物種植綜合機(jī)械化程度達(dá)到80%，種植業(yè)機(jī)械化水平的山麓達(dá)到62%，小麥玉米生產(chǎn)過(guò)程中基本實(shí)現(xiàn)機(jī)械化，區(qū)域優(yōu)勢(shì)作物弱勢(shì)部位機(jī)械化水平明顯提高。但主要經(jīng)濟(jì)作物機(jī)械化薄弱環(huán)節(jié)未取得良好突破。農(nóng)業(yè)機(jī)械化和農(nóng)機(jī)裝備產(chǎn)業(yè)升級(jí)還面臨著一定的挑戰(zhàn)。

四、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)搜集整理與參數(shù)估計(jì)

（一）模型構(gòu)建。以河北省2004～2018年近15年糧食產(chǎn)量、糧食播種面積、農(nóng)用化肥施用折純量和受災(zāi)面積為基礎(chǔ)，采用相關(guān)性分析Eviews10軟件，輸入數(shù)據(jù)后，通過(guò)相關(guān)圖、相關(guān)表可以看出每一個(gè)因素與糧食產(chǎn)量具有某種程度上的線性相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而將三大因素作為自變量，將糧食產(chǎn)量作為一個(gè)因變量，建立了一個(gè)多變量線性回歸方程：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ

上式中，Y代表河北省糧食產(chǎn)量，X1代表河北省糧食播種面積，X2代表化肥施用折純量，X3代表糧食受災(zāi)面積，μ代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

選用指標(biāo)如灌溉面積、機(jī)械總動(dòng)力等會(huì)導(dǎo)致高度的多重共線性，所以放棄了這些指標(biāo)。由于分析工具的局限性與自身能力的不足遺漏了影響糧食產(chǎn)量的其他重要的解釋變量。

（二）樣本數(shù)據(jù)搜集與整理。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，選用了河北省糧食產(chǎn)量（Y）、糧食播種面積（X1）、農(nóng)用化肥施用折純量（X2）、糧食受災(zāi)面積（X3）四個(gè)指標(biāo)，對(duì)這些指標(biāo)2004～2018年的15年時(shí)間序列數(shù)據(jù)的回歸分析。

（三）參數(shù)估計(jì)。將收集的數(shù)據(jù)用Eviews10軟件進(jìn)行操作運(yùn)算，得到上述模型的參數(shù)值。

首先分別對(duì)每個(gè)因素進(jìn)行線性回歸分析結(jié)果如下：

Y=-9538.123+2.008584X1

（-5.103139）（6.781580）

Y=-4856.424+24.82491X2

（-5.661002）（9.321785）

Y=3800.728-0.413750X3

（14.39442）（-2.668803）

將以上三個(gè)因素結(jié)合分析對(duì)河北省糧食產(chǎn)量的影響結(jié)果如下：

Y=-7705.478+0.886623X1+16.43553X2-0.027382X3

（-5.435568）（3.158290）（5.611760）（-0.424090）

（四）時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。Y的ADF檢驗(yàn)中，從Y的參數(shù)值來(lái)看，其t統(tǒng)計(jì)量為-3.933364（在0.05置信度下），小于測(cè)試臨界值-3.882778，拒絕存在單位根的零假設(shè)，所以可斷定河北省的糧食產(chǎn)量Y時(shí)間序列是穩(wěn)定的。

X1、X2、X3的ADF檢驗(yàn)中，從參數(shù)值來(lái)看，其t統(tǒng)計(jì)量在置信度為0.05下分別為-3.791172、-3.933364、-3.098896分別小于其臨界值-2.442196、1.227849、-1.758476，均拒絕存在單位根的零假設(shè)，可斷定河北省糧食播種面積、化肥施用折純量、糧食受災(zāi)面積X1、X2、X3時(shí)間序列都是穩(wěn)定的。

五、模型的檢驗(yàn)與修正

（一）經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。通過(guò)回歸處理，可以得出X1、X2的系數(shù)為正值，表明在其他情況不變的前提下Y（河北省糧食產(chǎn)量）與X1（河北省糧食播種面積）和X2（農(nóng)用化肥施用折純量）呈正比，與現(xiàn)實(shí)相符。X3的系數(shù)為負(fù)值，表明在其他條件不變的前提下Y（河北省糧食產(chǎn)量）與X3（糧食受災(zāi)面積）呈反比。與現(xiàn)實(shí)相符，因而所制定的模型是符合經(jīng)濟(jì)意義的。

（二）統(tǒng)計(jì)意義檢驗(yàn)

1、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)。樣本可決定系數(shù)R2=0.94，修正的樣本可決定系數(shù)R2=0.92系數(shù)較高，說(shuō)明模型擬合程度較好，河北省糧食產(chǎn)量可以被糧食播種面積等三個(gè)要素所解釋。

2、t檢驗(yàn)。參數(shù)的t檢驗(yàn)原假設(shè)H0：βj=0（j=0，1，2，3），在顯著水平α=0.05情況下查表得tα/2（n-k-1）=2.201，由分析結(jié)果得β0、β1、β2、β3對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量分別為-5.4355683、158290、5.611760、-0.424090。β0、β1、β2的絕對(duì)值大于2.201，均拒絕H0，當(dāng)假設(shè)其他變量不變的情況下，X1、X2對(duì)解釋變量有顯著影響。X3的t檢驗(yàn)未通過(guò)，分析第一個(gè)原因可能是由于此因素對(duì)河北省糧食產(chǎn)量的貢獻(xiàn)率不高，第二個(gè)原因是由于存在多重共線性，導(dǎo)致模型未通過(guò)檢驗(yàn)。

3、F檢驗(yàn)。方程的整體性檢驗(yàn)原假設(shè)H0：β1=β2=β3，在顯著性α=0.05情況下查表得F（2，13）=6.7，F(xiàn)^F（2，13），拒絕原假設(shè)H0，即X1、X2、X3結(jié)合起來(lái)對(duì)Y有顯著性影響。

（三）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)與修正

1、序列相關(guān)性檢驗(yàn)。此模型為時(shí)間序列，所以對(duì)模型進(jìn)行序列相關(guān)檢驗(yàn)DW=2.054713，接受H0，隨機(jī)誤差項(xiàng)μt之間不存在序列相關(guān)性。

2、異方差檢驗(yàn)。因?yàn)槭菚r(shí)間序列所以不存在異方差。

3、多重共線性檢驗(yàn)。rX1X2=0.69，rX1X3=-0.63，rX2X3=-0.49基本相關(guān)系數(shù)表明解釋變量不存在高度相關(guān)，也就是不存在多重線性。

通過(guò)處理，模型得到了修正，并且通過(guò)了相應(yīng)的t、F檢驗(yàn)等，最終確定如下模型：

Y=-8104.577+0.940657X1+16.47913X2

（-7.919951）（3.895841）（2.825167）

最終通過(guò)相應(yīng)檢驗(yàn)，得出最終結(jié)論：河北省糧食播種面積、河北省農(nóng)用化肥施用折純量是影響河北省糧食產(chǎn)量的主要因素。

六、建議

（一）擴(kuò)大有效耕地面積。加大土地托管和土地流轉(zhuǎn)力度?？傮w來(lái)看，河北糧食生產(chǎn)穩(wěn)中有增，糧食播種面積在一定程度上也不斷地?cái)U(kuò)大，為保持糧食產(chǎn)量持續(xù)增長(zhǎng)，河北省應(yīng)該加大土地托管和土地流轉(zhuǎn)力度，使閑置和廢棄耕地得到再利用，加大土地資源整合力度，整平土地和山脊，擴(kuò)大有效耕地面積。但也不能一味的擴(kuò)大耕地面積，要保證耕地質(zhì)量、改善土質(zhì)結(jié)構(gòu)、提高土壤肥力。

（二）合理控制化肥施用量。河北省化肥施用折純量大致呈逐年上升的趨勢(shì)。然而，過(guò)度使用化肥會(huì)導(dǎo)致土壤性質(zhì)惡化、產(chǎn)品質(zhì)量惡化和環(huán)境污染。為減少以上問(wèn)題并且對(duì)河北省糧食產(chǎn)量的增加起促進(jìn)作用，要合理控制化肥施用量，鼓勵(lì)使用經(jīng)過(guò)處理的農(nóng)家肥等有機(jī)肥，提高化肥質(zhì)量。

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