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1、2011年中国各省区粮食产量的相关因素分析搞要，本研究通过应用计量经济学模型，对可能影响中国各省区根食产量的几个主要因素进行回归分析，经研究发现粮食产量与播种面积、化肥施用量及农村居民家庭的人均出传粮食数量这三个因素有比较高的联系。并且该结论可以用来引导我国采取关于制定与改善某些相关制度与经济结构的措施，科学有序的发展粮食生产，确保中国粮食安全。关博字：根食产量播种面积化肥施用量农村居民家庭一、引言粮食是人类赖以生存的物质基础,2011年是中国粮食产量获得胜利的一年.我国是粮食产量大国，耕地面积世界排名第四，但人均耕地面积排到世界126名。毫无疑问,未来中国的粮食问题非常严峻。同时，可以预见，
2、在中国23个省以及白治区、直辖市粮食产班的影响因素必定是有所差异的，那么在众多的影响因素中哪些是主要因素？哪些是次要因素？我们又该如何把握这些主要因素去发展中国粮食产业？为此研究各省市地区的粮食产量以及影响因素对我国粮食生产的F一步战略性规划和发展具有重要的发展意义下面本研究招用计量经济学的方法对相关影响因素进行回归分析，以期发现主要影响因素，为粮食产业结构谢整以及相关政策的决定提供有利的依据。二、理论模型的设计及数据的搜集影响粮食总产址的因素很多，根据理论和经验分析，影响粮食生产（Y）的主要因素有：播种面枳（XI）、农业化肥施用量（X2）、有效灌溉面积（X因、成灾面积（X4）、农业机械总动力
3、（X5）和农村居民家庭平均每人出隹粮食数量（X6）。I.数据的收集*-2011年我国各地区粮食总产与相关因素资料地区总产量播种面积化肥施用量有效避避面积成灾面积农业机械总动力平均每人售出粮食单位万吨）（千惯）（万吨）（千公坳）千公流（万千瓦）（公斤）北京122209132112276130天津16231125344.7587.310河北317362863224540310151396山S1193328811012743912809.328内莱古23885562177302712903033.902辽宁2036317014015375672248.1029古林317145451831726563
4、21452431黑龙江5571115032143875-97437363088上海122186122012104.56江苏3308531934138191933937455浙江782125492145061242777安W3136662231935194355409630福逮6731S7121967.3021206133江西20533650137.18529933805527di东44267146475.4955105211629563河南55439860655508058510195540湖北238941死电23808973371447湖南29394880236273814044651245
5、广东136125302371872183234582广西1430307323715233692768148海南18818646.243.8342554S庆1127225991685186107188SJ1.1.329264412482553850315585贡州87730568611311146173056云南1674432718415882136241185西藏9417042372237842陕两1195313519612845362000210甘肃101528338512786631977205海10327982515842177宁夏1225852374456729395新31225204
6、816737216491643634注:凌科来Sh中国统计卬饕j2 .模型构建(I)设粮食生产函数为InY=B计BJnX1.+BJnX2+B.1.nX,+B,1.n4+BJnXj-B411XFo,(6,24)=3.84,故认为粮食生产与上述解择变量间总体线性关系显著。进行I检验，1.6(24)=2.064,X3、X4、X5前的参数估计值未能通过t检验，而且X3、X4前的符号为负,不符合经济意义检验,故认为解释变量间存在多重共线性。(3)检验相关系数表二相关系经表InXII11X2I11X31.n4inX5I11X61.n110.81830.94100.86430.92190.59721.X20
7、.918310.82740.796200680.52111.30.94100.927410.80004200.607111X40.86430.79620.800610.81860.41571.50.92190.90680.94200.818610.53731.X60.59720.52110.60710.41570.53731由表中数据发现InXi、InX2、InX3、MX5彼此间都具比较高的相关系数.证实存在多重共线性。(4)找出最简单的回归模型分别作InY与InXI.I11X2,1.nX3,I11X4,1.nX5,I11X6间的回归:1) InY=-OJI+O.93InX1.R2=0.942
8、2D.W=2.14I12) 1.nY=2.63+O.931nX2R2=0.8611D.W=1.85173) 1.nY=-1.06+1.121.nX3R2=0.8720D.W=2.2O484) 1.nY=4.02+0541nX4R2=0.6620D.W=1.52205) 1.nY=-0.62+1.01.1.nX56) 1.nY=3.15+0.701nX6R2=0.4293D.W=1.31.01可见，不同地区的粮食产员受播种面积的影响最大，与经验相符合，因此选(1)为初始的I可归模型(5)逐步回归表三逐步回归表CInX1.1.nX21.nX3I11X411X5nX6RD.WY=f(X1)0.110
9、.930.94021.7527t(rt-0.3421.75Y三f(X1,X2)0.390.710.250.94861.9334t(fi1.057.082.39Y=f(1.2.X3)0.260.680.230.060.94701.9789t值0.505.341.910.35Y=f(1,2.4)0.120.790.25-0.060.95471.9122t值0.296.652.44-1.26Y=f(X1,X2.X5)0.430.710.250.010.94861.98ttf1.0.905.942.21-0.12Y=f(X1.X2.X6)0.240.610.270.130.95852.24值0.726
10、.412902.78讨论；S1.CPk在初始模型中引入X2,模型拟合优度提高，且参数符号合理，3025(28)=2.048.7.082.048.2392.048.通过了t检验。D.W检验中，D1.=I.36,Du-1.50,并且1.361.9334Stcp2:引入X3,拟合优度有所下降，除此之外，to*s(27)=2.052,三个变量均不能通过t检验，去掉X3。Siep3:引入X4,拟合优度提高，但均未通过检验,去掉X4。Step4:引入X5,拟合度下降，并且未通过I检验，去掉X5.Sicp5:引入X6,拟合度提高，通过I检验,并且1.362.244-5表明不存在I阶序列相关性。因此最终检食生
11、产函数应以Y=f(XI,X2,X6)为最优，拟合结果如下：I11Y=O.24+O.6IInXI+O.271.nX2+0.131.nX63 .异方差检验采用怀特检验.记e?为对原始模型进行普通生小二乘法回归得到的残差平方项，将其与XI、X2、X6及其平方项与交叉项作辅助回归.表四有交叉项White桧验Variab1.ecoefficientStd.Error(-StatisticProbC-2.5474091.078701-2.3615520.02791.OG(X1.)0.07630404490230.1699330.8667(1.OG(X1)20.0525270.0912540.5756140
12、.57101.0GXI)1.0C(X2)-0.1645610.186281-0.8833980.3870I1.OG(X1.)尸(1.OG(X6)j0.0120420.0680590.1769410.86121.OG(X2)0.4994710.4111451.2148280.2379)20.1404850.1117761.2568500.22261.OG1.OG(X6)0.1198520.078764-1.5216530.14301XX(X60.6342520.3069812.0660960.0514I,OG(X6)20,0096220.026930-0.3572780.7244R-Square
13、d0.406576AdjustedR-squared0.152251SE.ofregression0.123450Sumsquaredresid0.3200351.og1.ike1.ihood26.89922Durbin-Watsonstat2.127784Meandependentvar0.053775S.D.dep11dentvar0.134077Akaikeinfocriterion-1.090272Schwarzcnteo-0627696F-statistic1.598649Prob(F-Statistic)0.179714得到C2=-2.54-0.07InXI+0.491.nX2+0
14、.63I11X6+0.05(InXI)2+O.I4(1.nX2)2-0.01(1.nX6)2-0.161.nX11.nX2+0.01Inx11.nX6-0.111.nX2I11X6R2=0.4065怀特统计量nR2=31*0.4065=12.60,该值大于5%的显著水平卜、自由度为5的分布的相应临界值X2皿=I1.07,因此，拒绝同方差的原假设。去掉交叉项后的辅助回归结果：表五无交叉项White楼驻Variab1.ecoefficientStd.Error(StatisticProbC-1.6893331.Q22806-1.6516650.11161.OG(X1.)0.2246890.3788
15、620.5930620.557)a20.0143910.026929-0.5344210.59801.0G(X2)0.0161520.1690440.0955500.9247(1.OG(X2)*2-0.0108370.020318-0.5333680.5987IX(X60.3593310.2380871.5092400.1443I.OG(X6)a2-0.0288170.020898-1.3789170.1806R-Squared0256551AdjustedR-squared0.070689S.E.ofregression0.129252Sumsquaredresid0.4009441.og1
16、.ike1.ihood23.40567Durbin-Watsonstat2.216474Meandependentvar0.053775S.D.dependentvar0.134077Akaikeinfocriterion-1.058430Schwarzcriterion-0.734627F-statistic1.380331Prob(F-Statistic)0.262656得到c2=-1.68+0.221nX1.+0.011.nX2+0.351.nX6-0.01(InXI)2-0.01(1.nX2)2-0.02(1.nX6)2Rg).2565怀特统计量11R2=31*0.2565=7.95小
17、于5%的显著水平下、自由度为5的X2分布的相应临界值X2,5=1.1.07.因此，不拒绝同方差的原假设，即不存在异方差。4 .序列相关性检验由逐步回归结果可知,D.W=2.24,1.36DW4I.5O.表明不存在1阶序列相关性。5.模型的最终确定V=0.24+0.61InXI+0.271X2+0.131.nX6R2=0.9627F=232.41D.W=2.24经济意义分析：通过模型分析可知，植食播种面积年增加%,该地区粮食产量增加06N;化肥施用量年增加1%该地区粮食产量增加0.27缸农村居民家庭平均每人也售粮食数量每增加1乳该地区粮食产量增加0.13%.三、对策建议1 .适当增加粮食播种面积
18、，严格禁止非法侵占土地行为。中国是粮食生产大国,但是人均不足，民以食为天,没有足够的粮食作供给，中国整体经济和发展都将受到影响目前大肆侵占耕地现象日益严重，许多土地被非法建成工业用地、居民用地，这不仅使我们的牛活环境受到破坏，还使得本来就稀少的人均土地情况雪上加霜，为此应确保足够的根食播种面积,严格禁止非法侵占土地行为。2 .发展新技术，改善化学肥料对环境的影响。由以上回归模型可以看出，提高化肥的施用员可以在定程度上提高该地区的粮食产量.但化学肥料的过度使用会产生许多不利的影晌，使土地板结，污染水质，过量使用后甚至还会造成粮食的减产，此外人类食用化学肥料污染过的根食后还会产生许多疑难怪病。所以,不要直依赖对化学肥料的使用，要不断创新技术，改善化学肥料，降低对环境的污染，做到真正的高产绿色无公害。3 .采取各种措施，提高农民生产、销售积极性从最后一个影响因素中可以看到，以粮食作为经济来源的农民人数越多将直接促进粮食的生产。一般情况下，依克粮食出售作为主要经济来源的地区十分重视粮食的生产与技术方面的应用，同时也得到国家或地方政策的支持，存在区位优势，另一方面该地区工业以及第三产业相对落后，只能依旅粮食生产作为生活供给,所以制定相关鼓励政策或提而交通运输班量等有利措施能提高当地居民对根食的销售量，并在很大程度上剌激当地粮食的生产量，实事求是，因地制宜。
