影响农业产值的因素分析

影响农业产值的因素分析 孟凡玲 学号：40001007 经济学基地班 2000 级 内容摘要： 本文是根据我国农业的现状，想从计量经济学的角度来验证一下是否存在 政府对农业投入不足、以及农村中存在大量的剩余劳动力。根据经济学原理， 在模型中我们引入了三个变量：政府财政对农业的投入、农民自己的投入以及 农业的从业人员。从我们所做的回归结果看，我国农村中确实存在这些状况， 我们根据模型的回归结果得到了一些结论，同时也发现了一些问题。 但是，鉴于水平有限，文中难免出现一些错误，另外还存在一些我们难以 解决的问题，请老师同学们多多包涵！ 关键词： 农业产出 国家财政对农业的基础性建设投资 居民的投入 农业从业人员人数 发生在新石器时代的农业革命，使人类敲开了文明之门，人类从此由非历 史走向历史。在整个古代社会，农业既是基础部门，同时也是决定性部门，它 不仅决定着社会经济的发展，而且业是古代文明的根柢。工业革命后，农业部 门的经济地位发生了急剧的变化，并同其他部门结成了新的关系决定着社会经 济的发展，而且也是古代文明的根柢。总的来说，由于工业化的兴起和纵深发 展，农业的份额在持续下降，因而逐渐丧失了过去的决定性地位，但它仍然在 新的结构中发挥着新的作用，并且在整个社会经济系统中的作用日益显现出不 能完全为其他产业部门所替代的性质，同时也显现出这种性质对整个社会经济 系统的影响，这种影响的深度和广度所及，说明了一个不容争辩的事实：农业 仍然是全部社会经济存在与发展的基础。特别是在中国，农业曾经是，并将继 续是经济增长的主要源泉，中国经济发展的速度、规模和效率在很大程度上取 决于农业的状况。 一、 导论 1、农业的重要作用 农业是社会经济的基础，其最表层的同时也是最深层的原因就在于它为人 类提供了赖以生存的衣食之源，满足了人类的第一需要。也正是在这个意义上， 马克思指出：“最文明的民族也同最不发达的未开化的民族一样，必须先保证 自己的食物，然后才能顾及其它事情” 。进而言之，如果缺少了农业的养育之功， 人类就谈不上生存、发展和创造。 农业是母体性产业，没有农业的孕育和滋养，工业，特别是轻工业就不可 能健康发展。在最初意义上，农业就是社会分工和国民经济其他部门成为独立 的生产部门的先决条件和进一步发展的基础。世界经济史上从来都不存在撇开 农业的经济发展，因为作为现代经济发展的主题的工业化的推进速度取决于生 产要素供给结构和产品需求结构这两类因素的变化，而这两类因素的变化又取 决于农业发展状况和农民收入水平。没有繁荣的农业为前提或与之共存，则工 业化的能否成功颇值得怀疑。世界银行（1992）的经验资料表明， “农业和国内 生产总值的快速增长总是并肩齐进的” ， “在所有的国家里，只要农业蓬勃发展， - 1 - 国民经济便以高速度增长”一个生机勃勃的农业总是伴随着有些情况是领 导着工业化和经济增长的过程。著名的经济学家库兹涅茨（1996）的经典 研究认为，农业对整个国民经济发展做了四种贡献：产品贡献、市场贡献、要 素贡献和外汇贡献。 1拉尼斯和费景汉（1961）提出了严密的两部门经济增长模 型证明，农业部门的落后将会降低经济增长的速度。用他们的话说：“任何经 济不发达的国家，如果在强行推进工业化过程的同时，忽视把农业部门的革命 放在优先地位或没有把它放在与工业部门同等位置的话，实现工业化是很难的。 ”在事实面前，连刘易斯也一改他在工业原教旨主义盛行的 50 年代所认为农业 在促进经济增长中作用甚微的观点，于 70 年代提出农业劳动生产率提高对工业 化有决定性作用的新观点，得出了“工业革命依赖于农业革命先期或同期发生” 的结论。 农业的基础地位还表现在它是整个国民经济波动的起点和重要根源。有关 经济波动的大量事实研究都表明，农业的增长或衰退对国民经济的扩张具有强 烈的诱导和制动作用。美国经济专家罗斯托（1984）在分析世界资本主义市场 经济长期波动时，把波动的原因归结为农产品等初级产品相对价格的变动，他 认为初级产品与工业品相对价格的变动会影响初级产品供求量，形成初级产品 相对短缺期和过剩期，这就是经济波动的主要因素。 总之，我们从以上不同角度考察农业与经济增长的关系时，看到的是共同 的事实：在经济发展过程中，农业远非只是一个被动的、辅助性的部门，而是 起能动和主导作用的部门，是一国经济任何真正持续扩大的基础。而且，这一 事实不会因社会经济体制的不同而改变，我国转轨由市场经济体制代替计划经 济，改变的只是生产的社会组织形式和资源配置方式，并不能改变工业和国民 经济其他方面对农业的依存关系。 我国是农业大国，农业的发展程度直接制约着我国的第二、第三产业的发 展，是工业品市场；农业的发展能为国民经济其他部门发展提供劳动力阵地。 农产品是轻工业的重要原料、重要的出口商品。目前，我国 80%人口在农村， 农业生产的发展直接关系广大农民生活的提高；直接关系到国家经济建设目标 的实现：农产品又城乡是人民的生活必需品，所以又直接关系到城乡人民生活 的提高，物价稳定，社会安定。我国农业生产相对落后，已成为国民经济最薄 弱的环节，它已很难支撑国民经济其他部门的快速发展。因而，农业生产的发 展是我国人民生活水平提高、现代化建设、社会稳定的基础，并最终决定着国 民经济其他各部门的发展规模和速度，是能否实现现代化战略目标的关键。 2、模型设定的经济学原理 鉴于农业在国民经济中有如此重要的作用，我们想通过计量经济学的方法 来分析一下影响农业的因素和我国农业现状。 根据柯布道格拉斯生产生产理论，产出的增长主要取决于投入的增长和 技术的进步。其原形为 Y= 其中 A 为一定技术条件下的规模参数 、 LK 分别表示资本和劳动的产出弹性。而且，C-D 函数较容易变换成线形函数 ： 。因此，它在生产分析中得到广泛应用，尤其是对于gLgAY 那些生产的规模报酬近似不变，产出弹性也相对稳定，技术进步速度不快的部 1 结合中国现实的发挥性研究可参见黄守宏论市场经济条件下的农业基础地位 ，载经济研究1994 年第一期。 - 2 - 门比较适用。虽然在此用于农业不是太完全符合 C-D 的原来假定，但在此只是 粗略的考查一下我国农业的状况，而且我国农业的生产技术进步很慢，所以我 们主要从农业的投入的角度来考查我国农业产值增加对投入的依赖程度。进而 验证一下我国农业现存的问题。 假定其他因素对农业的影响可以忽略，假定投入只包括资本的投入和劳动 力的投入，且对农业的资本投入包括两部分，即财政对农业的投入和农民自己 对农业的投入。这里： 劳动力的投入可认为是农业从业人员人数； 财政对农业的投入用的是财政对农业的净投入，即：财政支出减农业税； 农民自己的投入数据无法直接得到，但由于我国目前农村经济主要还是 自给自足，农民消费的绝大部分用于投入到自己的土地上进行再生产，因此用 农村生活支出来代替农民自己的投入。 在此，我们将“农业产值”设为因变量， “国家财政对农业的基础性建设投 资” 、 “农村居民的投入” ，及“第一产业从业人员人数”设为自变量，设定了以 下经济学模型。 二、 模型设定 根据经济学理论本该把模型设定为： LOGA=C+ 1C LOG（ F+E） + 2C LOGP+U 但是由于想说明的是政府对农业的投入是否不足，如果和农民自给投入放 到一起就无法达到效果，所以将模型设为： LOGA = C+ 1C LOG(F)+ 2C LOG(E)+ 3C LOG(P)+U 其中：A 代表农业的总产出 （亿元） F 代表财政对农业的净支出（即：财政对农村的总投入减去农业税） 单位：（亿元） E 代表农村居民人均消费支出 单位：（元/人） P 代表农业从业人员 单位：（万人） 数据如下： obs F E P A 1981 81.86000 190.8100 29100.00 2180.600 1982 91.11000 220.2300 28834.00 2483.300 1983 99.91000 248.2900 28318.00 2750.000 1984 106.4500 273.8000 29122.00 3214.100 1985 111.5700 317.4200 31130.00 3619.500 1986 139.6800 356.9500 31254.00 4013.000 1987 144.9100 398.2900 31663.00 4675.700 1988 140.3800 476.6600 32249.00 5865.300 1989 181.0000 535.3700 33225.00 6534.700 1990 219.9800 584.6300 38428.00 7662.100 - 3 - 1991 256.9200 619.7900 38685.00 8157.000 1992 256.8500 659.0100 38349.00 9084.700 1993 314.7100 769.6500 37434.00 10995.50 1994 301.4900 1016.810 36489.00 15750.50 1995 296.8400 1310.360 35468.00 20340.90 1996 330.9700 1572.080 34769.00 22353.70 1997 368.9100 1617.150 34730.00 23788.40 1998 755.9600 1590.330 34838.00 24541.90 1999 662.2600 1577.420 35364.00 24519.10 资料来源：中国农村统计年鉴（2000 年） ， 中国统计年鉴 2001 将模型简化为： Y =C+ + + +U1CX23 由下图可以看出，模型设定的总体还可以。 46 810 12 82848689092949698X12X3Y 三、 参数估计 将原始模型简化为： Y =C+ + + +U1CX23 用 Eviews 估计结果为： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/10/02 Time: 15:07 - 4 - Sample: 1981 1999 Included observations: 19 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -0.074735 1.472746 -0.050745 0.9602 X1 0.050625 0.051588 0.981333 0.3420 X2 1.104600 0.044542 24.79896 0.0000 X3 0.163584 0.150641 1.085918 0.2947 R-squared 0.997749 Mean dependent var 8.956047 Adjusted R-squared 0.997299 S.D. dependent var 0.841491 S.E. of regression 0.043734 Akaike info criterion -3.236717 Sum squared resid 0.028690 Schwarz criterion -3.037888 Log likelihood 34.74881 F-statistic 2216.319 Durbin-Watson stat 1.075329 Prob(F-statistic) 0.000000 Y = -0.074735 + 0.050625*X1 + 1.104600*X2 + 0.163584*X3 t= (-0.050745) (0.981333) (24.79896) (1.085918) R2=0.997749 四、 检验及修正 1经济意义检验 从上表中可以看出，各指标符号与先验信息相符，所估计结果没有与经济 原理向悖，说明具有经济意义。 2统计推断检验 从回归结果可以看出，模型的拟和优度非常好（R2=0.997749） ，F 统计 量的值在给定显著性水平 =0.05 的情况下也较显著，但是 X1、X3 的 t 统计值 均不显著（X1、X3 的 t 统计量的值的绝对值均小于 2） ，说明 X1、X3 这两个 变量对 Y 的影响不显著，或者变量之间存在多重共线的影响使其 t 值不显著。 3计量经济学检验 （1）多重共线性检验 检验：由 F=2216.319 (3,15)=3.29(显著性水平 =0.05)表明模型05.F 从整体上看农业的总产出与解释变量间线形关系显著。 这里采用简单相关系数矩阵法对其进行检验 ： X1 X2 X3 X1 1.000000 0.946737 0.747995 X2 0.946737 1.000000 0.727564 - 5 - X3 0.747995 0.727564 1.000000 从结果可知 X1 与 X2 存在高度相关 修正：采用逐步回归法对其进行补救。 根据以上分析，由于 X2 的 t 值最大，线形关系强，拟合程度最好，因此把 X2 作为基本变量。然后将其余解释变量逐一代入 X2 的回归方程，重新回归。 分析可得： 加入 X1，拟合优度仅略有变动，但对 X2 的 t 值影响很大，统计检验 t=1.3131，不显著。因此变量 X1 引起了多重共线性，应舍去。 加入 X3 进行回归的情况和 X1 相同，其 t=1.4016，同样不显著。因此也 应将变量 X3 删去。 模型修改为如下形式： Y=C+ X+1C 新模型估计结果： Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 12/10/02 Time: 16:15 Sample: 1981 1999 Included observations: 19 Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 1.517605 0.094252 16.10153 0.0000 X 1.164449 0.014666 79.39628 0.0000 R-squared 0.997310 Mean dependent var 8.956047 Adjusted R-squared 0.997152 S.D. dependent var 0.841491 S.E. of regression 0.044906 Akaike info criterion -3.269208 Sum squared resid 0.034281 Schwarz criterion -3.169793 Log likelihood 33.05747 F-statistic 6303.769 Durbin-Watson stat 1.021188 Prob(F-statistic) 0.000000 （2）一阶自相关检验 检验： 从模型设定来看，没有违背 D-W 检验的假设条件，因此可以用 D-W 检验 来检验模型是否存在一阶自相关。 根据上表中估计的结果，由 DW=1.021188 ，给定显著性水平 =0.05，查 Durbin-Watson 表，n=19，k=1 ，得 =1.180, =1.401 。因为 DW 统计量为ldu 1.021188 dl=1.180，根据判定域知，存在一阶自相关，需要进行修正。 修正： 采用广义差分法对模型进行修正。 - 6 - 由 DW=1.021188 ，根据 =1-DW/2，计算出 =0.4894。用 GENR 分别 对 X 和 Y 作广义差分。即： GENR DY= Y-0.4894*Y(-1) GENR DX= X-0.4894*X(-1) 新修正为： DY=C+ DX+u1C 新修正的模型回归结果为： Dependent Variable: DY Method: Least Squares Date: 12/10/02 Time: 16:17 Sample(adjusted): 1982 1999 Included observations: 18 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.729629 0.091354 7.986805 0.0000 DX 1.177167 0.027122 43.40317 0.0000 R-squared 0.991578 Mean dependent var 4.674739 Adjusted R-squared 0.991052 S.D. dependent var 0.410544 S.E. of regression 0.038835 Akaike info criterion -3.554535 Sum squared resid 0.024131 Schwarz criterion -3.455605 Log likelihood 33.99081 F-statistic 1883.835 Durbin-Watson stat 1.802416 Prob(F-statistic) 0.000000 从经过广义差分处理后的回归结果得到 DW 值为 1.802416，修正后的模型 只有 18 个变量，可看出 DW 值明显提高了，因此模型有了很好的改善。 (3)异方差检验 检验： 利用 ARCH 检验法检验模型是否存在异方差。 结果如下： ARCH Test: F-statistic 0.435751 Probability 0.731790 Obs*R-squared 1.593272 Probability 0.660916 Test Equation: Dependent Variable: RESID2 Method: Least Squares Date: 12/10/02 Time: 16:51 Sample(adjusted): 1985 1999 Included observations: 15 after adjusting endpoints Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C 0.001915 0.001154 1.658915 0.1253 RESID2(-1) -0.223503 0.302781 -0.738168 0.4759 - 7 - RESID2(-2) 0.088348 0.310061 0.284937 0.7810 RESID2(-3) -0.145117 0.300405 -0.483072 0.6385 R-squared 0.106218 Mean dependent var 0.001475 Adjusted R-squared -0.137541 S.D. dependent var 0.002478 S.E. of regression 0.002643 Akaike info criterion -8.810513 Sum squared resid 7.68E-05 Schwarz criterion -8.621700 Log likelihood 70.07885 F-statistic 0.435751 Durbin-Watson stat 1.989540 Prob(F-statistic) 0.731790 由于样本比较小，所以我们就不用(n-P)R2，e 与其滞后 3 阶的 3 个自回 归变量 t 值均不显著，就说明该模型不存在异方差。 (4)确定模型 DY = 0.7296288088 + 1.177166672*DX 由于该模型的回归结果、t 值以及 F 统计值均显著，且不存在计量经济学 问题，因此最后定型为此。 五、对模型的经济解释及存在的问题 1经济解释 从以上模型经分析可得出： （1）从模型可以看出农民对农业的投入，即模型中的农村居民人均消费支 出，是影响农业产值增长的最显著因素。说明我国目前农业生产中，农民自己 对农业的投入所产生的效益最大。 （2）根据先验信息，政府的投入应该对农业有很大的影响，而我们从模型 得到的结果看，政府对农业的投入对农业产值的影响不是特别显著。这就表明 目前我国政府对农业的投入不足或现有投入效益不明显。 造成现有投入效益不明显的原因可能是政府对农业的投入大多在基础设施， 而基础设施具有社会性，并且，农业基础设施投入滞后，造成资金运作效果欠 佳。因而对农业产出的直接影响不明显。 （3）从模型还可以看出解释变量我国农业从业人员对被解释变量农业产值 的影响不显著，说明农民的边际劳动生产率（即增加单位劳动力所带来的产值 的增加）很低。即农村中存在着大量剩余劳动力。 2存在的问题： （1）以上分析均是就模型本身而得出的，但事实上我们的模型解释变量的 t 值比较大，因此有可能是伪回归。产