郎貴飛 周 奎

(貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)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(guān)系進(jìn)行研究,以檢驗(yàn)二者之間是否具有協(xié)整關(guān)系,從而在實(shí)證的結(jié)論的基礎(chǔ)上,以期為我國糧食生產(chǎn)提供相應(yīng)的政策建議。

2 我國糧食產(chǎn)量和化肥施用量的實(shí)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(jì)年鑒》。所選擇的時(shí)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(jìn)行實(shí)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(yàn)

考慮到時(shí)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(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。

表1 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1的檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)的條件。

2.3 建立VAR模型

2.3.1 殘差的單位根檢驗(yàn)

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

圖1 模型殘差的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.3.2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

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

表2的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明LnGR、LnFE在5%的顯著性水平上存在著一個(gè)協(xié)整方程。極大特征值檢驗(yàn)結(jié)果也顯示存在著一個(gè)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(jì)量的樣本標(biāo)準(zhǔn)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(guān)系?；适┯昧棵吭黾?個(gè)百分點(diǎn),糧食產(chǎn)量將增加1.845166個(gè)百分點(diǎn)。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果

2.4 變量的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

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

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果

Granger檢驗(yàn)結(jié)果表明:在5%的顯著性水平下,在滯后1階時(shí),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(shí),在5%的顯著性水平下,可以認(rèn)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(shí),在5%的顯著性水平下,可以認(rèn)為二者之間存在著雙向的格蘭杰原因。

3 結(jié)論與建議

通過我們的分析,得到的結(jié)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(guān)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(jìn)了我國糧食產(chǎn)量的提高,但是從脈沖響應(yīng)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(yīng)是遞減的。結(jié)合本文的實(shí)證分析,提出以下建議:第一,科學(xué)施肥,減少化肥的浪費(fèi)。在我國糧食生產(chǎn)中,存在著施肥不科學(xué),化肥浪費(fèi)嚴(yán)重的現(xiàn)象,主要是因?yàn)檗r(nóng)民缺乏科學(xué)的技術(shù)培訓(xùn),應(yīng)該加強(qiáng)農(nóng)村技術(shù)人員對農(nóng)民進(jìn)行關(guān)于如何科學(xué)施肥的培訓(xùn),減少糧食生產(chǎn)中由于過量施肥導(dǎo)致的不利影響。第二,增加糧食生產(chǎn)中的有機(jī)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(jī)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(shí),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。

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