计量经济学论文影响农业总产值的因素分析

1、计 量 经 济 学期末论文学 院： 金融学院 班 级： 14金融3班 学 号： 20143183 姓 名： 陶锐 题 目：影响农业总产值的因素分析 总评成绩： 影响农业总产值的因素分析14金融3班 陶锐 20143183内容摘要：随著经济社会发展以及人口的增加，我国粮食等主要农产品的消费需求不断增加。与此同时，随著工业化、城镇化的推进，用于农业生产的耕地资源和淡水资源逐步减少。但是中国政府出台了一些列保护农业的措施才不会让危机真正到来，近年来中国粮食丰收持续好几年，农业产值也不断增加。这与加大农业的投入密切相关，工业的发展促进了农业的发展。与农用机械的增加，各种水利设施的建设，化肥的用量都有很

2、大的关系。关键词：农业，模型，多重共线性，异方差前言中国经济不断发展，正逐渐变成制造大国，随之各种矛盾接踵而来，用地矛盾不断凸显，工业抢占农业用地，城市抢占农村用地，我国耕地正在面临逐渐减少的局面，加上近年来各种自然灾害频发，比如西南地区的缺水危机和长江中下游的缺水危机，致使粮食危机也可能将要显现出来。中国已是一个有着13亿人口的农业大国，农业生产在整个国民经济结构中占有举足轻重的地位，我国的农业发展也深受人口和经济发展的压力。根据联合国粮农组织1989年生产年鉴，我国全年谷物总产3.65亿吨，位居世界第一，但是若按人口平均，则我国平均每人谷物产量327公斤，低于年度世界人均的358公斤水平，

3、更是远远低于美国1146公斤的人均水平。如果我国的农业不发展，则会使我国的农民和农村人口无法摆脱贫困，也将会严重的妨碍我国整个国民经济的发展。那么，在如今我国农业落后的情况下，该如何才能更好的发展农业？怎样发展才能更好的满足我国人口对于粮食的需求？ 针对这些问题，本文收集了从1995年至2009年中国农业生产总值，及各种农业投入，并加以数据分析及比较数据分析，讨论影响农业总产出的主要因素是什么及这些因素的发展变化。一、问题的提出（一）总论20世纪即将过去，在20世纪的后50年，在中国共产党的领导下，我国农业发展取得了举世瞩目的成就。但随之而来的各种矛盾也不断加剧，比如用地矛盾不断显现

4、出来，工业抢占农业用地，城市发展不断占用耕地，从而使我国的农业用地不断减少，中国的粮食安全问题渐渐凸显。但是好在政府提出了确保十八亿亩耕地的红线，才不至于让中国真正面临粮食危机。而且近年来我国粮食连续几年丰收，农业年产值也不断增加，从1995年11884.6亿元到2009的30661.1亿元，几乎增长了近三倍左右，这不能不说是一个重大的进步。农业生产上的成就与我国政府重视农业生产有关，而且还与中国经济的不断发展有关，工业的发展为农业的发展提供了动力，农用机械的增加，各种水利设施的建设，与化肥的用量都有很大的关系。但是这些因素中那些是主要因素，哪些是次要因素也是一个值得研究的问题，因为只有了解哪

5、些是主要影响因素，就把大部分生产成本投入到这个方面上，才能起到四两拨千斤的作用。（二）问题以下我将就哪些是影响农业产值的主要因素，哪些是影响产值的次要因素用Eviews软件作出相关分析。二、模型设定（一）数据的收集以下是从中华人民共和国国家统计局中搜集的1995年至2014年中国农业生产总值，及各种农业投入的部分数据，如下表所示： 农业总产值/亿元农机动力/万马力工业产值/亿元农村用电量/亿千瓦时化肥用量/万吨固定资产/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数据来源：中华人民共和国国家统计局我们令： Y: 农业总产值/亿元 X1：农机动力/万马力 X2：工业产值/亿元X3：农村用电量/亿千瓦时 X4：化肥用量/万吨 X5：固定资产/元（二）建立模型研究影响农业产值的因素，主要从农业的投入成本方面分析，

9、如：农业机械的投入，灌溉面积，用电量，化肥用量，固定资产等等。1、利用以上数据做散点图分析，如下图：由上图可以看出，农业产值的增长一般是随着各种要素投入的增长而增长。2、建立以下计量经济模型： Y=0+1*X1+2*X2+3*X3+4*X4+5*X5（三）模型的估计与调整1、多重共线性的检验用Eviews对以上数据做回归分析，并进行多重共线性检验，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由上图可见，该模型R-squared =0.997388, Adjusted R-squared =0.995938表明可决系数很高，F检

12、验值为687.4330明显显著。但是当(n-k)=2.262, X1，X3，X5不显著，而且X1的符号还与预期的相反，这表明该模型很可能存在严重的多重共线性。计算个解释变量的相关系数，选择Y.X1,.X2.X3.X4.X5数据，得相关系数矩阵图，如下图：由相关系数矩阵可以看出，个解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在严重多重共线性。2、修正多重共线性利用逐步回归的办法，去验证和解决多重共线性问题。分别做Y对X1，X2，X3，X4，X5的一元回归，结果如下表：变量X1X2X3X4X5参数估计值0.3408020.0337093.60663310.2572.386544t统计量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，现在以X2为基础，顺次加入其他变量进行回归，结果经过比较，加入X1、X3、X4、X5后，参数与预期相反，所以应该剔除X1、X3、X4、X5。3、异方差的检验使用Goldfeld-Quanadt法检验：将样本按解释变量（SORT LNX2）分成两部分，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归模型，其残差平方和

14、为2625173。再利用第二部分建立建立回归模型，其残差平方和为947293。由此可以计算出F统计量：在=0.05下，上式中分子、分母的自由度均为4，查F 分布表，得临界值(4,4)=6.39，因为F=2.771236566<(4,4)=6.39,所以不能拒绝原假设，即说明该模型不存在异方差性。4、自相关性检验采用Y与X2回归如下：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建立模型为：Y=11246.25+0.033709(43.42724) (33.49083)R2=0.988543,F=1121.636,df=15,DW=1.435970该方程的可决系数很高，回归系数均显著。对样本容量为15、一个解释变量的模型，5显著水平，查DW统计表可知，DL=1.077,DU=1.361，模型中DU<DW=1.43597<2，说明该模型中没有存在自相关性。三、 结论（一）总论说明通过对

17、1995年到2009年中国农业产值的尽量经济实证分析，可以看出影响农业产值的因素主要有工业的产值有密切关系，虽然通过多重共线性检验与修正，把农用机械，农村用电量，化肥的施用量，农民固有资产等因素剔除，但是并不意味着农业的产值就与以上几个因素无半点关系，事实却并非如此，农机动力（X1），农村用电量（X3），化肥的施用量（X4），固定资产（X5）等通过单独影响农业产值的回归分析却是有显著性的。通过多重共线性的检验与修正，异方差性和自相关性的检验，均通过，说明此模型已经拟合得很好，即为 Y=11246.25+0.033709其经济意义为，在其他因素不变的情况下，当工业产值每增加一亿元，农业产值就会增

18、加0.033709亿元。（二）政策解析我国农村改革已经走过了二十年光辉历程，已经形成了一套符合我国国情的行之有效的农业和农村经济政策，包括实行家庭承包经营制，废除人民公社，突破计划经济模式，初步构筑了适应发展社会主义市场经济要求的农村新经济体制框架，以公有制为主体多种所有制经济共同发展的基本经济制度；确立了农户自主经营的市场主体地位，农民面向市场发展商品生产；改革农产品流通体制，主要由市场形成价格，在国家宏观调控下发挥市场对资源口决策配置的基础性作用，调整农村产业结构，实行农林牧渔并举；实施科教兴农，把农业和农村经济增长转到依靠科技进步和提高劳动者素质的轨道上来；加强以水利为重点的基础设施建设

19、，改善生产条件，保护生态环境，实现农业可持续发展；减轻农民负担，加强农业保护、加强农业的宏观调控等等。以上这些都是我国农村多年改革探索出来的成功经验，它们也都将继续指导21世纪我国农业和农村经济的发展，其中，以家庭承包为基础，统分结合的双层经营体制，是党的农村政策的基石，应长期稳定不变。从现阶段来看，我国农村改革已取得了巨大成就，为21世纪的农业发展奠定了坚实的基础，但同时也应正视的是，我国农业还面临着不少深层次的矛盾和问题，在即将来临的新世纪还可能出现种种难以预料的新情况、新问题，农村改革与发展的任务依然十分艰巨。但是，无论遇到什么艰难险阻，在今后的农村改革和发展中，都要始终坚持以邓小平理论为指导，坚持党的十一届三中全会以来的方针政策。同时，要坚持解放思想，实事求是的思想路线，以“三个有利于”为根本标准，破除陈旧过时、不切实际的理论观念和各种