盛芳芳

摘 要：本文運(yùn)用var模型相關(guān)理論，建立化肥施用量的預(yù)測(cè)模型，對(duì)未來(lái)一個(gè)時(shí)期的數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測(cè)，模型檢驗(yàn)和預(yù)測(cè)結(jié)果驗(yàn)證了所建立的預(yù)測(cè)模型具有可行性和有效性。

關(guān)鍵詞：工業(yè)化；化肥施用量；VAR模型

為了提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力，各國(guó)把工業(yè)化的成果普遍用于農(nóng)業(yè)，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中廣泛使用機(jī)械電力，并大量使用化肥，農(nóng)藥等現(xiàn)代化生產(chǎn)要素。在我國(guó)工業(yè)化速度加快，耕地保護(hù)難度加大，耕地后備資源少的情況下，要滿足我國(guó)人口對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，靠擴(kuò)大面積解決不太現(xiàn)實(shí)，只有通過(guò)科技進(jìn)步提高單產(chǎn)是最有效途徑。我國(guó)和世界農(nóng)業(yè)發(fā)展的實(shí)踐都證明，提高農(nóng)產(chǎn)品見(jiàn)效最快的方式就是增加化肥施用量。20世紀(jì)世界所增加的農(nóng)作物產(chǎn)量一半；來(lái)自于化肥貢獻(xiàn)量。在糧食增產(chǎn)中，化肥的作用40%-50%，化肥對(duì)提高糧食總產(chǎn)貢獻(xiàn)率30%-31%。

一、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

化肥施用量數(shù)據(jù)來(lái)源于《2013中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。城市化率是衡量工業(yè)化水平和程度的重要指標(biāo)之一，我國(guó)城鎮(zhèn)化目前的速度基本與工業(yè)化進(jìn)程相符，所以，本文選擇城市化率作為工業(yè)化水平的量化指標(biāo)。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

首先進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，判斷數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后建立VAR模型，得到系數(shù)和相關(guān)參數(shù)，通過(guò)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和脈沖響應(yīng)分析以及方差分解來(lái)探討化肥施用量與城市化的互動(dòng)效應(yīng)。為了更加合理的表達(dá)，對(duì)所有時(shí)間序列分別取了自然對(duì)數(shù)，取對(duì)數(shù)gen lni=ln（i）、gen lnf=ln（f）。由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著水平上，原假設(shè)不能被拒絕。對(duì)其進(jìn)行一階差分，能拒絕原假設(shè)。顯然是各個(gè)變量均是平穩(wěn)的序列。這說(shuō)明都是一階單整的過(guò)程。gen lni=ln（i）、gen lnf=ln（f）之間存在協(xié)整關(guān)系，并不存在“偽回歸”的現(xiàn)象。

（三）var模型的建立

建立VAR模型，表示為：

Lni=C1+∑β1Lni（-n）+∑β2Lnu（-n）+∑β3Lnn（-n）+∑β4Lna（-n）

Lnf=C2+∑α1Lna（-n）+∑α2Lni（-n）+∑α3Lnn（-n）+∑α4Lna（-n）

其中αβ都是為變量的系數(shù)，Lni（-n）、Lnf（-n）為化肥施用量，城市化率。

1、VAR 模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

VAR 模型穩(wěn)定的條件是VAR的特征方程所有根的倒數(shù)值均在單位圓以內(nèi)。根據(jù)VAR模型生成的AR逆根圖，如果特征方程的全部根倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi)，則該VAR模型是穩(wěn)定的。

可以看出所有的特征根倒數(shù)值都在單位圓內(nèi)，所以該VAR模型是穩(wěn)定的。

2、殘差正態(tài)分布檢驗(yàn)

檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠袷窃O(shè)定正確的，則完成估計(jì)后殘差是服從正態(tài)分布的?？梢愿鶕?jù)J-B檢驗(yàn)SKewness和Kurtosis判斷是否殘差整體是否服從正態(tài)分布，而SKewness和Kurtosis分別從偏度和峰度是否和正態(tài)分布有差別。原假設(shè)為：服從正態(tài)分布。檢驗(yàn)結(jié)果表明，殘差整體服從正態(tài)分布。

3、殘差序列相關(guān)檢驗(yàn)

此過(guò)程目的是為了判斷滯后期選擇是否合理，很明顯不存在序列相關(guān)的現(xiàn)象。

4、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)就是檢驗(yàn)變量之間是否互為因果，首先構(gòu)造無(wú)約束模型：

Yt=c+∑mi=1αiYt-i+∑nj=1βjXt-j+ut......（1）

假設(shè)H0：β1=β2=……=βn=0

約束模型：Yt=c+∑mi=1αiYt-i+ut......（2）

式子中，ut為白噪聲序列，α、β為系數(shù)，n為樣本容量，m、k為滯后的階數(shù)，（1）和（2）式子的殘差平方和為RSS1和RSS2?？梢耘袛郌的檢驗(yàn)值同F(xiàn)分布臨界值的大小來(lái)選擇是否接受原假設(shè)。

計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量的值：F=（RSS2-RSS1）/nRSS1/（T-m-n-1）

可以看出判斷P值是否大于0.05，如果大于0.05就拒絕原假設(shè)。如第一行P=0.004大于0.05則不能拒絕原假設(shè)工業(yè)化不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，說(shuō)明化肥使用率不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。可見(jiàn)二者的互動(dòng)關(guān)系是相當(dāng)明顯的，兩個(gè)互相促進(jìn)。

5、Var模型的總體結(jié)論

第一，城市化發(fā)展對(duì)化肥施用率具有明顯的促進(jìn)作用的。但是發(fā)展到一定階段由于施用量會(huì)或者城鎮(zhèn)的飽和度豐滿會(huì)趨于平穩(wěn)。第二，化肥施用率和城市化時(shí)存在突出的互動(dòng)效應(yīng)的化肥施用率影響城市化進(jìn)展，城鎮(zhèn)化影響化肥施用率。城鎮(zhèn)化的作用在于提供一系列的軟環(huán)境如消費(fèi)主體和渠道來(lái)消費(fèi)工業(yè)產(chǎn)品。而化肥的農(nóng)業(yè)增產(chǎn)能夠創(chuàng)造城鎮(zhèn)所需要的生產(chǎn)資料。

二、結(jié)論

本文從理論的角度基于VAR模型系統(tǒng)的揭示了化肥施用率與城鎮(zhèn)化的互動(dòng)關(guān)系同深層次的對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和農(nóng)產(chǎn)業(yè)之間的規(guī)律。發(fā)現(xiàn)了以下研究結(jié)果：我國(guó)化肥施用量在一定時(shí)期內(nèi)呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，但平均施用量增加較為明顯，在工業(yè)化和城市化發(fā)展的進(jìn)程中，化肥依然是糧食增產(chǎn)的重要因素。（作者單位：廣西大學(xué)）

參考文獻(xiàn)：

[1] 高凡.中國(guó)糧食安全研究新進(jìn)展[J].江海學(xué)刊2005，（5）；82-88.

[2] 林英華 李紅.基于因子分析法的聊城市農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化水平評(píng)價(jià)研究[J].中國(guó)農(nóng)學(xué)通報(bào)，2010，26（22）.

[3] 西奧多.w.舒爾茨.改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)[M].北京.商務(wù)印書(shū)館，1987.