計量經(jīng)濟學論文(影響農業(yè)總產值的因素分析)

1、計 量 經(jīng) 濟 學期末論文學 院： 金融學院 班 級： 14金融3班 學 號： 20143183 姓 名： 陶銳 題 目：影響農業(yè)總產值的因素分析 總評成績： 影響農業(yè)總產值的因素分析14金融3班 陶銳 20143183內容摘要：隨著經(jīng)濟社會發(fā)展以及人口的增加，我國糧食等主要農產品的消費需求不斷增加。與此同時，隨著工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的推進，用于農業(yè)生產的耕地資源和淡水資源逐步減少。但是中國政府出臺了一些列保護農業(yè)的措施才不會讓危機真正到來，近年來中國糧食豐收持續(xù)好幾年，農業(yè)產值也不斷增加。這與加大農業(yè)的投入密切相關，工業(yè)的發(fā)展促進了農業(yè)的發(fā)展。與農用機械的增加，各種水利設施的建設，化肥的用量都有很

2、大的關系。關鍵詞：農業(yè)，模型，多重共線性，異方差前言中國經(jīng)濟不斷發(fā)展，正逐漸變成制造大國，隨之各種矛盾接踵而來，用地矛盾不斷凸顯，工業(yè)搶占農業(yè)用地，城市搶占農村用地，我國耕地正在面臨逐漸減少的局面，加上近年來各種自然災害頻發(fā)，比如西南地區(qū)的缺水危機和長江中下游的缺水危機，致使糧食危機也可能將要顯現(xiàn)出來。中國已是一個有著13億人口的農業(yè)大國，農業(yè)生產在整個國民經(jīng)濟結構中占有舉足輕重的地位，我國的農業(yè)發(fā)展也深受人口和經(jīng)濟發(fā)展的壓力。根據(jù)聯(lián)合國糧農組織1989年生產年鑒，我國全年谷物總產3.65億噸，位居世界第一，但是若按人口平均，則我國平均每人谷物產量327公斤，低于年度世界人均的358公斤水平，

3、更是遠遠低于美國1146公斤的人均水平。如果我國的農業(yè)不發(fā)展，則會使我國的農民和農村人口無法擺脫貧困，也將會嚴重的妨礙我國整個國民經(jīng)濟的發(fā)展。那么，在如今我國農業(yè)落后的情況下，該如何才能更好的發(fā)展農業(yè)？怎樣發(fā)展才能更好的滿足我國人口對于糧食的需求？ 針對這些問題，本文收集了從1995年至2009年中國農業(yè)生產總值，及各種農業(yè)投入，并加以數(shù)據(jù)分析及比較數(shù)據(jù)分析，討論影響農業(yè)總產出的主要因素是什么及這些因素的發(fā)展變化。一、問題的提出（一）總論20世紀即將過去，在20世紀的后50年，在中國共產黨的領導下，我國農業(yè)發(fā)展取得了舉世矚目的成就。但隨之而來的各種矛盾也不斷加劇，比如用地矛盾不斷顯現(xiàn)

4、出來，工業(yè)搶占農業(yè)用地，城市發(fā)展不斷占用耕地，從而使我國的農業(yè)用地不斷減少，中國的糧食安全問題漸漸凸顯。但是好在政府提出了確保十八億畝耕地的紅線，才不至于讓中國真正面臨糧食危機。而且近年來我國糧食連續(xù)幾年豐收，農業(yè)年產值也不斷增加，從1995年11884.6億元到2009的30661.1億元，幾乎增長了近三倍左右，這不能不說是一個重大的進步。農業(yè)生產上的成就與我國政府重視農業(yè)生產有關，而且還與中國經(jīng)濟的不斷發(fā)展有關，工業(yè)的發(fā)展為農業(yè)的發(fā)展提供了動力，農用機械的增加，各種水利設施的建設，與化肥的用量都有很大的關系。但是這些因素中那些是主要因素，哪些是次要因素也是一個值得研究的問題，因為只有了解哪

5、些是主要影響因素，就把大部分生產成本投入到這個方面上，才能起到四兩撥千斤的作用。（二）問題以下我將就哪些是影響農業(yè)產值的主要因素，哪些是影響產值的次要因素用Eviews軟件作出相關分析。二、模型設定（一）數(shù)據(jù)的收集以下是從中華人民共和國國家統(tǒng)計局中搜集的1995年至2014年中國農業(yè)生產總值，及各種農業(yè)投入的部分數(shù)據(jù)，如下表所示： 農業(yè)總產值/億元農機動力/萬馬力工業(yè)產值/億元農村用電量/億千瓦時化肥用量/萬噸固定資產/元1995年11884.636118.149281.20 1655.73593.72774.271996年13539.838546.950381.40 1812.73827.9

6、2865.34 1997年13852.542015.651228.51 1980.13980.73211.76 1998年14241.945207.767737.142042.24083.73435.64 1999年14106.248996.172707.042173.44124.34123.45 2000年13873.652573.685673.662421.34146.44676.982001年14462.855172.195448.982610.84253.84883.802002年14931.557929.9110776.482993.44339.45221.332003年14870.

7、160386.5142271.223432.94411.65586.342004年18138.464027.9201722.193933.04636.65956.182005年19613.468397.8251619.504375.74766.27155.552006年21522.372522.1316588.964895.84927.77647.092007年24658.176589.6405177.135509.95107.88389.842008年28044.282190.4507448.255713.25239.09054.922009年30611.187496.1548311.426

8、104.45404.49970.572010年36941.192780.46632.35561.62011年41988.697734.67139.65704.22012年46940.4102558.97508.45838.82013年51497.3103906.78549.55911.82014年54771.5108056.58884.45995.9數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計局我們令： Y: 農業(yè)總產值/億元 X1：農機動力/萬馬力 X2：工業(yè)產值/億元X3：農村用電量/億千瓦時 X4：化肥用量/萬噸 X5：固定資產/元（二）建立模型研究影響農業(yè)產值的因素，主要從農業(yè)的投入成本方面分析，

9、如：農業(yè)機械的投入，灌溉面積，用電量，化肥用量，固定資產等等。1、利用以上數(shù)據(jù)做散點圖分析，如下圖：由上圖可以看出，農業(yè)產值的增長一般是隨著各種要素投入的增長而增長。2、建立以下計量經(jīng)濟模型： Y=0+1*X1+2*X2+3*X3+4*X4+5*X5（三）模型的估計與調整1、多重共線性的檢驗用Eviews對以上數(shù)據(jù)做回歸分析，并進行多重共線性檢驗，如下表：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/26/16 Time: 21:26Sample: 1995 2009Included observations: 15VariableCoe

10、fficientStd. Errort-StatisticProb. C-12152.734943.742-2.4582050.0363X1-0.2299000.113115-2.0324480.0726X20.0370170.00325611.367700.0000X3-1.9960340.579711-3.4431530.0074X48.9846391.9400314.6311840.0012X50.5642770.7773000.7259440.4863R-squared0.997388 Mean dependent var17890.03Adjusted R-squared0.9959

11、38 S.D. dependent var5804.141S.E. of regression369.9422 Akaike info criterion14.95375Sum squared resid1231715. Schwarz criterion15.23697Log likelihood-106.1531 F-statistic687.4330Durbin-Watson stat2.149956 Prob(F-statistic)0.000000由上圖可見，該模型R-squared =0.997388, Adjusted R-squared =0.995938表明可決系數(shù)很高，F(xiàn)檢

12、驗值為687.4330明顯顯著。但是當(n-k)=2.262, X1，X3，X5不顯著，而且X1的符號還與預期的相反，這表明該模型很可能存在嚴重的多重共線性。計算個解釋變量的相關系數(shù)，選擇Y.X1,.X2.X3.X4.X5數(shù)據(jù)，得相關系數(shù)矩陣圖，如下圖：由相關系數(shù)矩陣可以看出，個解釋變量相互之間的相關系數(shù)較高，證實確實存在嚴重多重共線性。2、修正多重共線性利用逐步回歸的辦法，去驗證和解決多重共線性問題。分別做Y對X1，X2，X3，X4，X5的一元回歸，結果如下表：變量X1X2X3X4X5參數(shù)估計值0.3408020.0337093.60663310.2572.386544t統(tǒng)計量9.34677

13、633.4908311.9551911.0794711.205860.8704690.9885430.9166270.9042390.9061850.8605050.9876610.9102140.8968730.898969其中，加入X2最大，現(xiàn)在以X2為基礎，順次加入其他變量進行回歸，結果經(jīng)過比較，加入X1、X3、X4、X5后，參數(shù)與預期相反，所以應該剔除X1、X3、X4、X5。3、異方差的檢驗使用Goldfeld-Quanadt法檢驗：將樣本按解釋變量（SORT LNX2）分成兩部分，1995到2000年的一部分和2004到2009年的另一部分。利用第一部分建立建立回歸模型，其殘差平方和

14、為2625173。再利用第二部分建立建立回歸模型，其殘差平方和為947293。由此可以計算出F統(tǒng)計量：在=0.05下，上式中分子、分母的自由度均為4，查F 分布表，得臨界值(4,4)=6.39，因為F=2.771236566<(4,4)=6.39,所以不能拒絕原假設，即說明該模型不存在異方差性。4、自相關性檢驗采用Y與X2回歸如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 06/26/16 Time: 21:35Sample: 1995 2009Included observations: 15VariableCoefficientS

15、td. Errort-StatisticProb. C11246.25258.967843.427240.0000X20.0337090.00100733.490830.0000R-squared0.988543 Mean dependent var17890.03Adjusted R-squared0.987661 S.D. dependent var5804.141S.E. of regression644.7238 Akaike info criterion15.89909Sum squared resid5403695. Schwarz criterion15.99349Log lik

16、elihood-117.2432 F-statistic1121.636Durbin-Watson stat1.435970 Prob(F-statistic)0.000000建立模型為：Y=11246.25+0.033709(43.42724) (33.49083)R2=0.988543,F=1121.636,df=15,DW=1.435970該方程的可決系數(shù)很高，回歸系數(shù)均顯著。對樣本容量為15、一個解釋變量的模型，5顯著水平，查DW統(tǒng)計表可知，DL=1.077,DU=1.361，模型中DU<DW=1.43597<2，說明該模型中沒有存在自相關性。三、 結論（一）總論說明通過對

17、1995年到2009年中國農業(yè)產值的盡量經(jīng)濟實證分析，可以看出影響農業(yè)產值的因素主要有工業(yè)的產值有密切關系，雖然通過多重共線性檢驗與修正，把農用機械，農村用電量，化肥的施用量，農民固有資產等因素剔除，但是并不意味著農業(yè)的產值就與以上幾個因素無半點關系，事實卻并非如此，農機動力（X1），農村用電量（X3），化肥的施用量（X4），固定資產（X5）等通過單獨影響農業(yè)產值的回歸分析卻是有顯著性的。通過多重共線性的檢驗與修正，異方差性和自相關性的檢驗，均通過，說明此模型已經(jīng)擬合得很好，即為 Y=11246.25+0.033709其經(jīng)濟意義為，在其他因素不變的情況下，當工業(yè)產值每增加一億元，農業(yè)產值就會增

18、加0.033709億元。（二）政策解析我國農村改革已經(jīng)走過了二十年光輝歷程，已經(jīng)形成了一套符合我國國情的行之有效的農業(yè)和農村經(jīng)濟政策，包括實行家庭承包經(jīng)營制，廢除人民公社，突破計劃經(jīng)濟模式，初步構筑了適應發(fā)展社會主義市場經(jīng)濟要求的農村新經(jīng)濟體制框架，以公有制為主體多種所有制經(jīng)濟共同發(fā)展的基本經(jīng)濟制度；確立了農戶自主經(jīng)營的市場主體地位，農民面向市場發(fā)展商品生產；改革農產品流通體制，主要由市場形成價格，在國家宏觀調控下發(fā)揮市場對資源口決策配置的基礎性作用，調整農村產業(yè)結構，實行農林牧漁并舉；實施科教興農，把農業(yè)和農村經(jīng)濟增長轉到依靠科技進步和提高勞動者素質的軌道上來；加強以水利為重點的基礎設施建設

19、，改善生產條件，保護生態(tài)環(huán)境，實現(xiàn)農業(yè)可持續(xù)發(fā)展；減輕農民負擔，加強農業(yè)保護、加強農業(yè)的宏觀調控等等。以上這些都是我國農村多年改革探索出來的成功經(jīng)驗，它們也都將繼續(xù)指導21世紀我國農業(yè)和農村經(jīng)濟的發(fā)展，其中，以家庭承包為基礎，統(tǒng)分結合的雙層經(jīng)營體制，是黨的農村政策的基石，應長期穩(wěn)定不變。從現(xiàn)階段來看，我國農村改革已取得了巨大成就，為21世紀的農業(yè)發(fā)展奠定了堅實的基礎，但同時也應正視的是，我國農業(yè)還面臨著不少深層次的矛盾和問題，在即將來臨的新世紀還可能出現(xiàn)種種難以預料的新情況、新問題，農村改革與發(fā)展的任務依然十分艱巨。但是，無論遇到什么艱難險阻，在今后的農村改革和發(fā)展中，都要始終堅持以鄧小平理論為指導，堅持黨的十一屆三中全會以來的方針政策。同時，要堅持解放思想，實事求是的思想路線，以“三個有利于”為根本標準，破除陳舊過時、不切實際的理論觀念和各種條