我国粮食产量和化肥施用量实证分析
——基于VAR模型

郎贵飞 周 奎

(贵州大学经济学院,贵州 贵阳550025)

1 引言

本文对我国粮食产量和化肥施用量之间的关系进行研究,以检验二者之间是否具有协整关系,从而在实证的结论的基础上,以期为我国粮食生产提供相应的政策建议。

2 我国粮食产量和化肥施用量的实证研究

2.1 数据来源

本文所选用数据来源于《2014年中国统计年鉴》。所选择的时间区间为1990－2013年,我们收集了历年的粮食产量和化肥施用量的数据,分别用GR和FE来表示。采用Eviews7.2进行实证分析。为了消除数据中的异方差现象,分别对各变量取自然对数,用lnGR、lnFE表示。

2.2 变量的ADF单位根检验

考虑到时间序列中很多数据的不平稳性,为了避免伪回归现象,首先需要对这些变量进行ADF单位根检验,检验的结果如表1所示。

表1 ADF单位根检验结果

表1的检验结果显示所有的数据的原序列在5%的显著性水平下都是不平稳的,但是它们的一阶差分都是平稳的,这些序列均为1阶单整序列,满足协整检验的条件。

2.3 建立VAR模型

2.3.1 残差的单位根检验

VAR模型要求序列是平稳的,因此需要检验序列的平稳性,检验的方法主要是残差的单位根检验。本文对滞后3阶的VAR模型进行残差单位根检验,结果表明该模型的倒数根都位于单位圆内,因此模型是稳定的。检验结果见图1所示。

图1 模型残差的单位根检验结果

2.3.2 Johansen协整检验结果

由于Johansen协整检验是建立在VAR模型基础上的,Johansen协整检验是对无约束的VAR模型进行向量协整之后的模型,所以其在本质上仍是VAR模型,Johansen协整检验是具有约束条件的,因此应该在我们建立的最佳滞后阶数的VAR模型的基础上减一,作为我们进行Johansen协整检验的滞后阶数,即选择滞后2阶进行检验。结果如表2所示。

表2的协整检验结果表明LnGR、LnFE在5%的显著性水平上存在着一个协整方程。极大特征值检验结果也显示存在着一个协整方差。协整方程可以用下列公式表示:0.31828表示参数估计量的样本标准差,上式表明我国粮食产量与化肥施用量之间保持着长期的协整关系。化肥施用量每增加1个百分点,粮食产量将增加1.845166个百分点。

表2 Johansen协整检验的结果

2.4 变量的Granger因果关系检验

由于LnGR、Ln FE存在着长期的协整关系,因此考虑对它们进行Granger因果关系检验,进而明确变量之间的因果关系,本文选择了滞后期为一年、两年和三年对各变量进行检验,相关的检验结果如表3所示。

表3 Granger因果关系检验的结果

Granger检验结果表明:在5%的显著性水平下,在滞后1阶时,化肥施用量和粮食产量之间不存在着着相互的格兰杰原因;在滞后2阶时,在5%的显著性水平下,可以认为化肥施用量是粮食产量的单向格兰杰原因;在滞后3阶时,在5%的显著性水平下,可以认为二者之间存在着双向的格兰杰原因。

3 结论与建议

通过我们的分析,得到的结论是,我国粮食产量和化肥施用量之间存在着长期的协整关系,化肥施用量是粮食产量的格兰杰原因,化肥施用量的增加促进了我国粮食产量的提高,但是从脉冲响应的情况来看,化肥施用量的增加对于我国粮食产量的增加的边际效应是递减的。结合本文的实证分析,提出以下建议:第一,科学施肥,减少化肥的浪费。在我国粮食生产中,存在着施肥不科学,化肥浪费严重的现象,主要是因为农民缺乏科学的技术培训,应该加强农村技术人员对农民进行关于如何科学施肥的培训,减少粮食生产中由于过量施肥导致的不利影响。第二,增加粮食生产中的有机肥的使用。第三,增加农业生产中的科技投入,发展现代农业。可以通过提高农业生产中的机械化水平,来替代劳动力的使用,提高生产效率,增加粮食产量。同时,可以通过培育优良高产的品种,提高粮食的单产。兴修农田水利工程,提高灌溉率,同样有利于粮食产量的提高。

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