计量经济学影响农业产值的因素分析.docx

计量经济学影响农业产值的因素分析.docx

《计量经济学影响农业产值的因素分析.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《计量经济学影响农业产值的因素分析.docx（15页珍藏版）》请在冰豆网上搜索。

计量经济学影响农业产值的因素分析

昆明学院

2015届数理统计论文

设计（论文）题目楚雄农业产值的影响因素分析

姓名xxxxxx

学号xxxxxxxx

所属系数学系

专业年级数学与应用数学2011级数学<3>班

指导教师xxxx

截止日期：

2013年12月

摘要

本文是根据楚雄州农业的现状，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。

从而用经济学中柯布-道格拉斯生产理论初步确定函数

，再用数理统计Eviews软件分析了历年来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做相关分析，从所做的散点图象的，它们之间有线性相关性，接着做了线性方程的拟定做了一序列的相关性检验。

从所做的回归结果看，楚雄州农村中确实存在正文6.2处问题，根据模型的回归结果得到了一些结论，同时也给出了政策建议。

关键词：

农业产出投资居民的投入农业从业人员人数

Abstract

Thispaperisthepresentsituationofthecurrentconditionsarebasedonagriculture,fromtheperspectiveofeconometricstoinvestigatewhethertherewasagovernmentagriculturalinputisinsufficient,andtherearealargenumberofruralsurpluslaborforce.Accordingtotheprincipleofeconomics,theintroductionofthethreevariablesinthemodel:

governmentfinancialsupporttoagriculture,farmersandtheagriculturalowninvestmentprofessionals.Touseeconomicsinthetheoryofcobb-douglasproductionfunction,identifiedastouseEviewssoftwareanalysisofmathematicalstatisticsovertheyearsthegovernmentfiscalspendingonagriculture,farmersandtheagriculturalowninvestmentprofessionalstodocorrelationanalysis,fromthescatterimage,hasalinearcorrelationbetweenthem,andthendoalinearequationtoformulateaseriesofcorrelationtest.Fromtheregressionresults?

keywords:

Thenumberofagriculturalworkersintoagriculturalproductioninvestmentresidents

目录

第一章、研究目的和意义-4-

第二章、模型设定的经济学原理-5-

2.1理论依据-5-

2.2、给定变量-5-

第三章、模型设定-6-

3.1、根据经济学理论模型设定-6-

第四章、参数估计-8-

将原始模型简化为：

-8-

第五章、检验及修正-9-

5.1．经济意义检验-9-

5.2．统计推断检验-9-

5.3．计量经济学检验-9-

5.3.1多重共线性检验-9-

5.3.5异方差检验-11-

5.4确定模型-12-

第六章、对模型的经济解释及存在的问题-13-

6．1．经济解释-13-

从以上模型经分析可得出：

-13-

第七章、对策研究-15-

参考文献-16-

谢辞-17-

第一章、研究目的和意义

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。

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。

总之，我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，楚雄州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。

第二章、模型设定的经济学原理

2.1理论依据

鉴于农业在国民经济中有如此重要的作用，我想通过计量经济学的方法来分析一下影响农业的因素和楚雄州农业现状。

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α、β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楚雄州农业的状况，而且楚雄州农业的生产技术进步很慢，所以我主要从农业的投入的角度来考查楚雄州农业产值增加对投入的依赖程度。

进而验证一下楚雄州农业现存的问题。

2.2、给定变量

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，但由于楚雄州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。

第三章、模型设定

3.1、根据经济学理论模型设定

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回无法达到效果，所以将模型设为：

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

2000

139.6800

356.9500

31254.00

4013.000

2001

144.9100

398.2900

31663.00

4675.700

2002

140.3800

476.6600

32249.00

5865.300

2003

181.0000

535.3700

33225.00

6534.700

2004

219.9800

584.6300

38428.00

7662.100

2005

256.9200

619.7900

38685.00

8157.000

2006

256.8500

659.0100

38349.00

9084.700

2007

314.7100

769.6500

37434.00

10995.50

2008

301.4900

1016.810

36489.00

15750.50

2009

296.8400

1310.360

35468.00

20340.90

2010

330.9700

1572.080

34769.00

22353.70

2011

368.9100

1617.150

34730.00

23788.40

2012

755.9600

1590.330

34838.00

24541.90

资料来源：

《云南农村统计年鉴（2012年）》，《云南统计年鉴2011》

3.2、模型拟定：

Y=C+

+

+

+U

由下图可以看出，模型设定的总

第四章、参数估计

将原始模型简化为：

Y=C+

+

+

+U

用Eviews估计结果为：

DependentVariable:

Y

Method:

LeastSquares

Date:

11/30/13Time:

14:

31

Sample:

20002012

Includedobservations:

13

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.  

C

29.85820

464.1552

0.064328

0.9501

X1

-0.813541

0.833618

-0.975916

0.3546

X2

0.003943

0.012564

0.313839

0.7608

X3

0.066423

0.051853

1.280967

0.2322

R-squared

0.658357

    Meandependentvar

285.2769

AdjustedR-squared

0.544476

    S.D.dependentvar

160.8658

S.E.ofregression

108.5724

    Akaikeinfocriterion

12.46037

Sumsquaredresid

106091.6

    Schwarzcriterion

12.63420

Loglikelihood

-76.99241

    Hannan-Quinncriter.

12.42464

F-statistic

5.781102

    Durbin-Watsonstat

1.297821

Prob（F-statistic）

0.017474

Y=29.85820+（-0.813541）*X1+0.003943*X2+0.066423*X3

t=（0.064328）（-0.975916）（0.313839）（1.280967）

R^2=0.958357

第五章、检验及修正

5.1．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。

5.2．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（R^2=0.958357），F统计量的值在给定显著性水平α=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。

5.3．计量经济学检验

5.3.1多重共线性检验

检验：

由F=5.781102>

（3,15）=3.29（显著性水平α=0.05）表明模型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

1.0000000

0.9501115

0.6967462

X2

0.9501115

1.0000000

0.6748427

X3

0.6967462

0.6748427

1.0000000

从结果可知X1与X2存在高度相关

5.3.2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+

新模型估计结果：

DependentVariable:

Y

Method:

LeastSquares

Date:

11/30/13Time:

15:

37

Sample:

20002012

Includedobservations:

13

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.  

C

-224.8827

642.8314

-0.349832

0.7331

X

0.014494

0.018218

0.795593

0.4431

R-squared

0.054412

    Meandependentvar

285.2769

AdjustedR-squared

-0.031551

    S.D.dependentvar

160.8658

S.E.ofregression

163.3839

    Akaikeinfocriterion

13.17072

Sumsquaredresid

293637.2

    Schwarzcriterion

13.25764

Loglikelihood

-83.60968

    Hannan-Quinncriter.

13.15286

F-statistic

0.632968

    Durbin-Watsonstat

1.021188

Prob（F-statistic）

0.443099

5.3.3模型检验：

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α=0.05，查Durbin-Watson表，n=19，k’=1，得

=1.180,

=1.401。

因为DW统计量为1.021188

5.3.4模型修正：

采用广义差分法对模型进行修正。

由DW=1.021188，根据ρ=1-DW/2，计算出ρ=0.4894。

用GENR分别对X和Y作广义差分。

即：

GENRDY=Y-0.4894*Y（-1）

GENRDX=X-0.4894*X（-1）

新修正为：

DY=C+

DX+u

新修正的模型回归结果为：

DependentVariable:

DY

Method:

LeastSquares

Date:

30/11/13Time:

15:

58

Sample（adjusted）:

20002012

Includedobservations:

18afteradjustingendpoints

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

Meandependentvar

4.674739

AdjustedR-squared

0.991052

S.D.dependentvar

0.410544

S.E.ofregression

0.038835

Akaikeinfocriterion

-3.554535

Sumsquaredresid

0.024131

Schwarzcriterion

-3.455605

Loglikelihood

33.99081

F-statistic

1883.835

Durbin-Watsonstat

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。

5.3.5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：

ARCHTest:

F-statistic

0.435751

Probability

0.731790

Obs*R-squared

1.593272

Probability

0.660916

TestEquation:

DependentVariable:

RESID^2

Method:

LeastSquares

Date:

30/11/13Time:

16:

51

Sample（adjusted）:

20002012

Includedobservations:

15afteradjustingendpoints

Variable

Coefficient

Std.Error

t-Statistic

Prob.

C

0.001915

0.001154

1.658915

0.1253

RESID^2（-1）

-0.223503

0.302781

-0.738168

0.4759

RESID^2（-2）

0.088348

0.310061

0.284937

0.7810

RESID^2（-3）

-0.145117

0.300405

-0.483072

0.6385

R-squared

0.106218

Meandependentvar

0.001475

AdjustedR-squared

-0.137541

S.D.dependentvar

0.002478

S.E.ofregression

0.002643

Akaikeinfocriterion

-8.810513

Sumsquaredresid

7.68E-05

Schwarzcriterion

-8.621700

Loglikelihood

70.07885

F-statistic

0.435751

Durbin-Watsonstat

1.989540

Prob（F-statistic）

0.731790

由于样本比较小，所以我就不用（n-P）R^2，e²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。

5.4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。

第六章、对模型的经济解释及存在的问题

6．1．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。

说明楚雄州目前农业生产中，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。

这就表明目前楚雄州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楚雄州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。

6．2．存在的问题：

（1）以上分析均是就模型本身而得出的，但事实上我的模型解释变量的t值比较大，因此有可能是伪回归。

产生伪回归的原因是数据不稳定，但我收集的数据是比较稳定的，因此在这一点上我无法解释。

（2）根据先验信息政府对农业的投入对农业产值的影响应该是显著的，也就是说解释变量政府投入的删除可能是不正确的。

但是，如果不删除该变量，多重共线性又无法消除，这又是我不能解决的问题。

（3）由于C-D生产函数中的变量指的是资本存量，我所用的数据却为流量，因此，该模型仅为相略回归。

（4）对于“农民自己的投入”的变量的代替问题争议较大。

很多参考文献上使用的是“人均收入”来代替，但我考虑到中国的储蓄偏好以及农民生活支出的主要用途，我采用的是“农村居民人均消费支出”。

第七章、对策研究

现代农业是与传统农业相对应的农业形态，是以广泛应用现代科学技术、使用现代生产工具、全面实行现代经营管理为本质特征和主要标志的发达农业。

农业生产结构，转变农业增长方式，提高农业综合生产能力。

只有大力增强农业科技创新和转化能力，尽快取得一批具有自主知识产权的重大农业科技成果，加强农业技术推广和服务，深入实施农业科技入户工程，积极推进重要农时、重点作物、关键环节和粮