计量经济学实验有关影响中国农业总产值的发展的因素doc.docx
- 文档编号:9376993
- 上传时间:2023-02-04
- 格式:DOCX
- 页数:24
- 大小:243.85KB
计量经济学实验有关影响中国农业总产值的发展的因素doc.docx
《计量经济学实验有关影响中国农业总产值的发展的因素doc.docx》由会员分享,可在线阅读,更多相关《计量经济学实验有关影响中国农业总产值的发展的因素doc.docx(24页珍藏版)》请在冰豆网上搜索。
计量经济学实验有关影响中国农业总产值的发展的因素doc
ShanxiuniversityofFinanceandEconomics
计量经济学
实验报告
学院:
专业:
姓名:
学号:
指导教师:
2013年12月25日
有关影响中国农业总产值的发展的因素
一、研究的目的要求
改革开放以来,随着经济体制的改革和经济的快速增长,中国的农业得到了迅速的发展,农业产值发生了翻天覆地的变化,农民的生活水平得到了极大的提高。
为了研究影响农业产值增长的主要原因,分析农业产值增长的数量规律,预测中国农业产值未来的增长趋势,需要建立计量经济模型。
影响中国农业产值增长的因素很多,但据分析主要的因素可能有:
农用机械力
有效灌溉面积
化肥施用量
受灾面积
成灾面积。
二、模型设定
为了反映中国农业产值的增长全貌,选择了“农用机械力”,“有效灌溉面积”,“化肥施用量”,“受灾面积”,“成灾面积”作为解释变量。
从《中国统计年鉴》可以收集到以下数据(表1)
表1中国农业总产值及其影响因素
变量
年份
农业总产值Y(亿元)
农用机械力X1(万千瓦)
有效灌溉面积X2(千公顷)
化肥施用量X3(万吨)
受灾面积X4(千公顷)
成灾面积X5(千公顷)
1978
1397
11749.9
44965
884
50807
24457
1979
1659.8
13247.8
44926.55
1076.7
50416
27117
1980
1922.6
14745.7
44888.1
1269.4
50025
29777
1981
2346.825
16287.4
44675.05
1396
48610
28009
1982
2558.937
17058.25
44568.52
1459.3
47902.5
27125
1983
2771.05
17829.1
44462
1522.6
47195
26241
1984
3195.275
19370.8
44248.95
1649.2
45780
24473
1985
3619.5
20912.5
44035.9
1775.8
44365
22705
1986
4124.825
21886.9
44456.8
1877.6
43628.6
22094
1987
4630.15
22861.3
44877.7
1979.4
42892.2
21483.
1988
5640.8
24810.1
45719.5
2183.0
41419.5
20262
1989
6651.45
26758.9
46561.3
2386.6
39946.7
19040.
1990
7662.1
28707.7
47403.1
2590.3
38474
17819
1991
8157
29388.6
47822.1
2805.1
55472
27814
1992
9084.7
30308.4
48590.1
2930.2
51332
25893
1993
10995.5
31816.6
48727.9
3151.9
48827
23134
1994
15750.5
33802.5
48759.1
3317.9
55046
31382
1995
20340.9
36118.1
49281.2
3593.7
45824
22268
1996
22353.7
38546.9
50381.4
3827.9
46991
21234
1997
23788.4
42015.6
51238.5
3980.7
53427
30307
1998
24541.9
45207.7
52295.6
4083.7
50145
25181
1999
24519.1
48996.1
53158.4
4124.3
49980
26734
2000
24915.8
52573.6
53820.3
4146.4
54688
34374
2001
26179.6
55172.1
54249.4
4253.8
52215
31793
2002
27390.8
57929.9
54354.9
4339.4
46946
27160
2003
29691.8
60386.5
54014.2
4411.6
54506
32516
2004
36239
64027.9
54478.4
4636.6
37106
16297
2005
39450.9
68397.8
55029.3
4766.2
38818
19966
2006
40810.8
72522.1
55750.5
4927.7
41091
24632
2007
48893
76589.6
56518.3
5107.8
48992
25064
2008
58002.2
82190.4
58471.7
5239
39990
22283
2009
60361
87496.1
59261.4
5404.4
47214
21234
2010
69319.8
92780.5
60347.7
5561.7
37426
18538
(资料来源:
中国统计年鉴2011.中国统计出版社)
图一:
中国农业总产值及其影响因素
由图一可知:
1978-2010年中国农业总产值,农业机械力,有效灌溉面积,化肥施用量都是逐年增长的,其中在90年代以后农业总产值,农用机械力得到了迅速发展;1978-1990年中国的受灾面积,成灾面积大体上上是呈下降的趋势,但在1990年后随着工业的发展,使环境污染,使的成灾面积和受灾面积呈波动势变化;2010年中国农业的总产值大约是1978年的49倍,2010年农业机械力比1978年翻了7番,有效灌溉面积和化肥施用量也比原来增长了很多倍。
说明了中国自改革开放以来农业方面取得了很打的成就。
由图一可知Y与X1,X2,X3,X4,X5之间有一定的线性关系,可将探索模型设定为以下模型:
Y=β0+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5
三、估计参数
利用EViews估计模型参数,建立模型进行运行后得到以下回归结果。
表2回归结果
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
12/20/13Time:
20:
38
Sample:
19782010
Includedobservations:
33
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-53645.69
32543.44
-1.648433
0.1109
X1
0.821335
0.174981
4.693861
0.0001
X2
1.010129
0.869665
1.161516
0.2556
X3
-4.049690
1.702627
-2.378495
0.0247
X4
0.369053
0.255092
1.446745
0.1595
X5
-0.596320
0.275886
-2.161468
0.0397
R-squared
0.975353
Meandependentvar
20271.72
AdjustedR-squared
0.970789
S.D.dependentvar
18991.02
S.E.ofregression
3245.821
Akaikeinfocriterion
19.17109
Sumsquaredresid
2.84E+08
Schwarzcriterion
19.44318
Loglikelihood
-310.3230
Hannan-Quinncriter.
19.26264
F-statistic
213.6925
Durbin-Watsonstat
0.649257
Prob(F-statistic)
0.000000
表3相关系数矩阵
Y
X1
X2
X3
X4
X5
Y
1
0.98335765
0.966237184
0.927658546
-0.272113764
-0.190409106
X1
0.98335765
1
0.98340841
0.958810271
-0.255130544
-0.149152298
X2
0.966237184
0.98340841
1
0.970225537
-0.145361489
-0.059055185
X3
0.927658546
0.958810271
0.970225537
1
-0.146953764
-0.085693954
X4
-0.272113764
-0.255130544
-0.145361489
-0.146953764
1
0.875153208
X5
-0.190409106
-0.149152298
-0.059055185
-0.085693954
0.875153208
1
根据表2数据,模型估计的结果为
Y=-53645.6888131+0.821334522772*X1+1.01012942016*X2-4.04969006911*X3+0.369052605639*X4-0.596319652134*X5
t=(-1.648433)(4.693861)(1.161516)
(-2.378495)(1.446745)(-2.161468)
R²=0.975353F=213.6925n=32
四、模型检验
1.经济意义检验
所估计的参数
0=-53645.69,
1=0.821335,
2=1.010129,
3=-4.049690,
4=0.369053,
5=-0.596320。
模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,当年农用机械力每增加1万千瓦,平均来说农业总产值会增长0.821335亿元,这与理论分析和经验判断相一致;在假定其他变量不变的情况下,当年有效灌溉面积每增加1千公顷,平均来说农业总产值增长1.010129亿元,这与理论分析和经验判断相一致;在假定其他变量不变的情况下,当年化肥施用量每增加1万吨,平均来说农业总产值减少4.049690亿元,这与理论分析和经验判断不一致;在假定其他变量不变的情况下,当年受灾面积每增加1千公顷,平均来说农业总产值增加0.369053亿元,这与理论分析和经验判断不一致;在假定其他变量不变的情况下,当年成灾面积每增加1千公顷,平均来说农业总产值减少0.596320亿元,这与理论分析和经验判断相一致。
2.拟合优度和统计检验
1)拟合优度:
由表3中的数据可以得到R²=0.975353,说明模型的对样本的拟合很好。
2)F检验:
针对H0:
β1=β2=β3=β4=β5=0,给定显著水平α=0.05,在F分布表中查出自由度为k-1=3和n-k=26的临界值Fα(3,26)=2.98。
由表三中得到F=213.6925>2.98,应拒绝原假设H0:
β1=β2=β3=β4=β5=0,说明回归方程显著,即“农用机械力”,“有效灌溉面积”,“化肥施用量”,“受灾面积”,“成灾面积”等解释变量联合起来对“农业总产值”有显著影响。
3)回归系数t检验:
针对H0:
β0=0,β1=0,β2=0,β3=0,
β4=0,β5=0,由表3中以看出,估计的回归系数
0的t值为-1.648433;
1的t值为4.693861;
2的t值为1.161516;
3的t值为-2.378495;
4的t值为1.446745;
5的t值为-2.161468。
取α=0.05,差t分布表的自由度为n-2=32-2=30的临界值t0.025(30)=2.042。
因为t(
1)=4.69386>t0.025(30)=2.042,t(
2)=1.161516 3)=-2.378495>t0.025(30)=-2.042,t( 4)=1.446745 5)=-2.161468>t0.025(30)=-2.042,所以,当其他解释变量不变的情况下,解释变量“农用机械力”(X1),“化肥施用量”(X3),“成灾面积”(X5)分别对被解释变量“农业生产总值”(Y)都有显著影响。 “有效灌溉面积”(X2),“受灾面积”(X4)对“农业生产总值”(Y)的影响不显著,但在α=0.10下,可不拒绝“有效灌溉面积”(X2),“受灾面积”(X4)对“农业生产总值”(Y)都有显著影响。 五、多重共线性与其修正 由上表可知,该模型R²=0.975353, ²=0.970789可绝系数异常的高,F检验值213.6925,明显显著。 但是当α=0.05时,tα/2(n-k)=t0.025(33-6)=t0.025(27)=2.052,不仅X2,X4的系数t检验不显著,而且X3、X4的回归系数的符号与预期相反,这表明这个模型很可能存在严重的多重共线性。 采用逐步回归的办法,去检验和解决多重共线性的问题。 分别作Y对X1、 X2、X3、X4、X5的一元回归,结果如表4所示。 表4一元回归估计结果 变量 X1 X2 X3 X4 X5 参数估计值 0.792022 3.650240 12.27167 -0.955547 -0.806832 t统计量 30.13592 20.87985 13.83121 -1.574478 -1.079910 R² 0.966992 0.933614 0.860550 0.074046 0.036256 ² 0.965928 0.931473 0.856052 0.044176 0.005167 其中,加入X1的 ²=0.965928最大且X1与Y的相关系数最大,故以X1为基础,顺次加入其它解释变量逐步回归。 结果如表5所示。 表5加入新变量的回归结果 (一) 变量 X1 X2 X3 X4 X5 ² X1,X2 0.811397(5.511127) -0.092413(-0.133822) 0.964813 X1,X3 0.937459(10.42947) -2.491329(-1.687529) 0.967844 X1,X4 0.787356(28.70631) -0.079738 (-0.666801) 0.965306 X1,X5 0.786648(30.01868) -0.189555 (-1.374918) 0.966879 经过比较,新加入X5的方程 ²=0.966879,改进较大,而且各参数的t检验在α=0.20时,检验显著。 而加入解释变量的X2、X3的偏回归系数符号与预期的符号不吻合,X2、X4的参数t检验值远小于α=0.20时的参数值,故选择保留X5,再加入其它新的解释变量逐步回归,结果如表6所示。 表6加入新变量的回归结果 (二) 变量 X1 X2 X3 X4 X5 ² X1,X2,X5 0.686846(4.111914) 0.469628(0.605136) -0.236761(-1.482575) 0.966164 X1,X3,X5 0.913947(9.905053) -2.160934(-1.436720) -0.148980(-1.076472) 0.968013 X1,X4,X5 0.794276(29.34715 0.260965(1.082166) -0.459158(-1.613651) 0.967067 在X1、X5基础上加入X3、X4后的方程 ²有所提高,但X3的偏回归系数符号与预期的符号不吻合,X4的参数t检验值小于α=0.20时的参数值,参数t检验不显著,故不将X3、X4纳入模型。 而在X1、X5基础上加入X2后的方程 ²没有提高,且X2的参数t检验值远小于α=0.20时的参数值,参数t检验不显著,故不将X2纳入模型。 最后修正严重多重共线性影响后的回归结果为 t=-7506.136+0.786*X1-0.190*X5 t=(-1.983107)(30.01868)(-1.374918) R²=0.786648 ²=0.966879F=468.0747DW=0.342983 这说明,在其他因素不变的情况下,当农业机械力X1每增加1万千瓦,平均来说农业总产值增加0.786亿元;当农业成灾面积X5每增加1千公顷,平均来说农业总产值减少0.190亿元。 说明农业机械力的增加对国家农业总产值的影响很大,也就说明农业技术与基础设施的建设对农业总产值的影响很大,只有提高科学技术才能够促进农业总产值快速的提升。 说明农业受灾面积对农业总产值的影响较大,要有效的保持农业总产值,就要尽量的较少受灾面积,并要尽快的做好灾后的处理。 为了使国家农业总产值稳步升上,国家应该注重农村经济的发展,给予政策上的优惠,并给予基础设施的建设,使人民的收入不断增加。 逐步回归后的结果虽然实现了减轻多重共线性的目的,但对农业总产值的影响因素: X2为农业有效灌溉面积,X3为农业化肥施用量,X4为农业受灾面积也一并从模型中剔除去了,可能会带来设定偏误,这是在使用逐步回归时需要注意的问题。 六、异方差的检验与修正 影响中国农业总产值的因素很多,但是由于各种条件的限制和经过多重共线性检验修正后,引入农用机械力X1、成灾面积X5两个变量做解释变量,即模型设定为: Yi=β0+β1x1i+β5x5i+ui 其中,Yi表示农业总产值;X1i表示农用机械力;X5i表示农业成灾面积。 利用EViews软件,生成Yi、X1、X5数据,采用这些数据对模型进行OSL回归,估计以下样本回归函数,结果如表7所示。 表7中国农业总产值和农用机械力、成灾面积的回归结果 DependentVariable: Y Method: LeastSquares Date: 12/20/13Time: 22: 11 Sample: 19782010 Includedobservations: 33 Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C -7506.137 3785.038 -1.983107 0.0566 X2 0.786648 0.026205 30.01868 0.0000 X5 -0.189555 0.137866 -1.374918 0.1793 R-squared 0.968949 Meandependentvar 20271.72 AdjustedR-squared 0.966879 S.D.dependentvar 18991.02 S.E.ofregression 3456.218 Akaikeinfocriterion 19.22025 Sumsquaredresid 3.58E+08 Schwarzcriterion 19.35629 Loglikelihood -314.1341 Hannan-Quinncriter. 19.26602 F-statistic 468.0747 Durbin-Watsonstat 0.342983 Prob(F-statistic) 0.000000 估计结果为 Y=-7506.137+0.787*X1-0.190*X5 t=(-1.983)(30.019)(-1.375) R²=0.969F=468.0745DW=0.343 其中,Y表示农业总产值(亿元),X1表示农用机械力(万千瓦),X5表示成灾面积(千公顷)。 从回归模型的结果看,农业总产值对应的标准误差很小,t统计量远大于临界值,说明农用机械力对农业总产值有很大的影响,农业成灾面积的标准误差和t统计量还算可以,可决系数也很高,F检验结果也很明显。 表明该模型的估计效果还不错,可以认为农用机械力每增加1万千瓦,平均来说农业总产值增加0.787亿元;成灾面积每增加1千公顷,平均来说农业总产值减少0.19亿元。 然而,这里得出的结论可能不可靠,平均来说农用机械力每增加1万千瓦可能增加不了那么多的农业产值;平均来说成灾面积每增加1千公顷可能减少不了那么多的农业产值,所得的结论可能并不符合真实情况。 那么,有什么充分的理由说明这一结果不可靠呢? 更为接近真实的结论又是什么呢? 模型的异方差性检验: (一)图形检验法 利用EViews软件产生新序列得到残差e²的数值,并通过表1中的数据和残差平方e²数据得到下图(图二)。 图二e²对X1、X5的散点图 由图二可以看出: 残差平方e²随着X1的变化而变化,并且大致可以看出e²随着X1的变动呈增大的变化趋势,因此,模型可能存在异方差;残差平方e²随着X1的变化而变化,而且变化的波动比较大(由于刻度的问题,可能不能够明显的反映),因此,模型可能存在异方差。 但是,是否确实存在异方差还应通过更进一步的检验。 (二)Goldfeld-Quanadt检验 1、对解释变量排序。 将观测值按解释变量X1、X5的大小顺序排序。 经过排序后的数据如下表。 表8排序后的Y、X1、X3 obs Y X1 X5 obs Y X1 X5 2004 36239.00 64027.90 16297.00 2007 48893.00 76589.60 25064.00 1990 7662.100 28707.70 17819.00 1998 24541.90 45207.70 25181.00 2010 69319.80 92780.50 18538.00 1992 9084.700 30308.40 25893.00 1989 6651.450 26758.90 19040.50 1983 2771.050 17829.10 26241.00 20
- 配套讲稿:
如PPT文件的首页显示word图标,表示该PPT已包含配套word讲稿。双击word图标可打开word文档。
- 特殊限制:
部分文档作品中含有的国旗、国徽等图片,仅作为作品整体效果示例展示,禁止商用。设计者仅对作品中独创性部分享有著作权。
- 关 键 词:
- 计量 经济学 实验 有关 影响 中国 农业总产值 发展 因素 doc