基于回歸分析的我國糧食產(chǎn)量預(yù)測模型研究-論文.pdf

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1、2014年9月內(nèi)蒙古科技與經(jīng)濟September2014第17期總第315期InnerMongoliaScienceTechnology＆EconomyNo．17TotalNo．315基于回歸分析的我國糧食產(chǎn)量預(yù)測模型研究翟志芳，包爾曼，陳曉燕(內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，內(nèi)蒙古呼和浩特010000)摘要：以1998年～2012年我國糧食產(chǎn)量及其影響因素的原始統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，根據(jù)Cobb—Douglas生產(chǎn)函數(shù)的思想，利用最小二乘法和Stata軟件，構(gòu)建了一個擬合優(yōu)度較高的我國糧食產(chǎn)量預(yù)測模型，其預(yù)測產(chǎn)量歷年相對

2、誤差絕對值均在3以內(nèi)，說明該模型預(yù)測性較好，研究結(jié)論表明，影響我國糧食產(chǎn)量的因素主要是糧食播種面積、農(nóng)用化肥施用量和農(nóng)作物成災(zāi)面積，據(jù)此提出了提高我國糧食產(chǎn)量的相關(guān)對策建議。關(guān)鍵詞：糧食產(chǎn)量；Cobb—Douglas生產(chǎn)函數(shù)；模型優(yōu)化；預(yù)測中圖分類號：F323．5文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1。07—6921(2014)17一O021O22O13年我國糧食產(chǎn)量6O193．5萬t，比2012年lnY=+lnX1+

3、臼2InX2+島InX3+InX4十增加1235．6萬t，實現(xiàn)半個世紀(jì)來首次“十連增”，lnX5+￡(2)

4、創(chuàng)下了世界糧食生產(chǎn)的一個記錄，也創(chuàng)造了我國糧其中￡為隨機誤差項，表示解釋變量以外的隨機食生產(chǎn)的一個奇跡。然而，作為一個擁有13億多人擾動項，如氣候、科技創(chuàng)新等難以量化的影響因素?？诘拇髧覈Z食供需總體上仍處于波動性緊平利用Stata軟件，在顯著性水平a一1下，進(jìn)行衡狀態(tài)，糧食安全形勢不容樂觀。因此，認(rèn)真研究和最小二乘估計，由估計結(jié)果可知擬合優(yōu)度R一0．深入了解我國糧食生產(chǎn)的規(guī)律和特點，找出影響我9864，表明方程擬合的好，解釋變量能夠很好的解釋國糧食產(chǎn)量的主要因素，并采取針對性的糧食增產(chǎn)被解釋變量；同時F一1

5、30．62較高，且大于臨界值，措施，對于穩(wěn)定和發(fā)展我國糧食生產(chǎn)，保障國家糧食方程很顯著；對于t檢驗對應(yīng)的P值，只有X1(糧食安全具有重要意義，對增加農(nóng)民收入，乃至拉動整個播種面積)在1的顯著性水平下顯著，其他解釋變國民經(jīng)濟的增長具有重要的作用。量均不顯著；對于解釋變量X3(農(nóng)業(yè)機械總動力)前1我國糧食產(chǎn)量預(yù)測模型的構(gòu)建面的系數(shù)為負(fù)，顯然不符合經(jīng)濟意義，因此判定初步筆者所用的計量統(tǒng)計軟件為Stata／SE12．0l1]，擬合的模型可能存在多重共線性、異方差或自相關(guān)，并選取1998年～2012年我國糧食產(chǎn)量及影響因素

6、因此需要對模型進(jìn)行優(yōu)化。的原始統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)來源于2013年中國1．2模型的優(yōu)化統(tǒng)計年鑒。1．2．1多重共線性檢驗1．1變量選擇和模型的設(shè)定①利用Stata軟件，計算各解釋變量的方差膨影響糧食產(chǎn)量的因素很多，既有自然因素，也有脹因子VIF，其中，VIFz和VIF。均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10，且人為因素，既有數(shù)量變量，又有屬性變量。因此，為方差膨脹因子的均值(MeanVIF===56．24)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于了基本涵蓋這些變量因素，文章選擇糧食產(chǎn)量(Y)2，進(jìn)一步驗證解釋變量之間存在多重共線性。為被解釋變量，糧食播種面積(X1)

7、，農(nóng)用化肥施用②解決多重共線性在一1的顯著性水平下，量(X2)，農(nóng)業(yè)機械總動力(X3)，地表水資源量(X4)進(jìn)行逐步回歸，回歸結(jié)果如下圖1?！駎i●●，，●fDox)：f●gny1nt1imc21且x31nx●14l5和農(nóng)作物成災(zāi)面積(X5)為解釋變量。b●口iEwith●■ptym口d-1美國數(shù)學(xué)家CharlesCobb和經(jīng)濟學(xué)家PaulDouglas提出了著名的Cobb—Douglas生產(chǎn)函數(shù)，Nu■b●rof曲■一15tla．1t)-i'2‘2其基本模型為：Y===AKLp。其中A是常數(shù)項，代表．1O，●3

8、a'e●a0a‘●，'21口b’ft0．0O0O．OO232●●’1ii．日002111In一■■州一D．，T，2一定的技術(shù)水平；a，分別為資本投入和勞動投入^■一-c-r·d一0．，735R∞tHn-．01454的生產(chǎn)彈性。對該模型進(jìn)行恒等變形得：1nyC口●f．Std．E—tp'ItlC，5'C∞f．Znc．tvaz】Z”y—InA+otlnK+LInL(1)一．O‘ii91C口i，Tio1一，．ioo．oi0—1O●5i33一．Oi'71根據(jù)C—D生產(chǎn)函數(shù)的思想和我國糧食生產(chǎn)的i．3i5327．io5i5B

9、4i2．5O0．0001O03’口’1．5●‘0‘13，iO3‘‘．口●，'6'2，．‘j0．0007Gzoe~e5j48XOXa{實際影響因素，我國糧食產(chǎn)量的c—D生產(chǎn)函數(shù)可一‘e235e2．12"／2iB一3．25O．0O日一1i．S0333-213，3日j以寫成如下形式：圖1逐步回歸法回歸結(jié)果收稿日期：2014—07—06作者簡介：翟志芳(1988一)，女，漢族，河