對(duì)四川省種植業(yè)收入模型的初步探索

1、對(duì)四川省種植業(yè)收入模型的初步探索對(duì)四川省種植業(yè)收入模型的初步探索一、引言 最近幾年，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整一直是我國(guó)經(jīng)濟(jì)工作的一個(gè)重要組成部分，而政府明年的經(jīng)濟(jì)工作更是把“三農(nóng)”問題作為了全黨工作的重中之重。近年來，農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出水平低，農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度低，使得中國(guó)農(nóng)業(yè)無法應(yīng)對(duì)入世后世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對(duì)中國(guó)農(nóng)業(yè)的沖擊，而隨著各地城市化進(jìn)程的推進(jìn)，大量農(nóng)業(yè)用地被占，這造成了個(gè)主要農(nóng)產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量的下降，引起了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)并對(duì)其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)造成了影響。因此，研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)值問題，考察各種因素對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響和貢獻(xiàn)大小可為更加有效的調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)資源的優(yōu)化配置提供一個(gè)科學(xué)的依據(jù)。四川素有“天府之國(guó)”之稱，而種植

2、業(yè)在四川農(nóng)業(yè)中占據(jù)了半壁江山。本文建立了播種面積、勞動(dòng)人數(shù)、機(jī)械動(dòng)力以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對(duì)四川種植業(yè)總產(chǎn)值的模型來說明這一問題。二、計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型及檢驗(yàn) 在本模型中棉被解釋變量y為四川省種植業(yè)的年收入，解釋變量x1為種植業(yè)生產(chǎn)中投入的機(jī)械動(dòng)力（單位：萬(wàn)千瓦），x2為播種面積（單位：萬(wàn)公頃），x3為鄉(xiāng)村種植業(yè)勞動(dòng)人數(shù)（單位：萬(wàn)人），x4為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額（單位：萬(wàn)元）。選取樣本數(shù)為19802001年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)選自四川省統(tǒng)計(jì)年鑒（注：資料后附） 建立模型y=0+，運(yùn)用ols法估計(jì)回歸方程得dependent variable: ymethod: least squaresdate: 03/17/04 tim

3、e: 11:16sample: 1980 2001included observations: 22variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-1113.307428.8408-2.5960840.0188x1-0.2406890.218119-1.1034770.2852x20.3753650.6578680.5705770.5758x30.3981460.1300203.0621880.0071x40.0003668.45e-054.3305130.0005r-squared0.974106 mean dependent var401.8

4、050adjusted r-squared0.968014 s.d. dependent var274.9928s.e. of regression49.18179 akaike info criterion10.82564sum squared resid41120.43 schwarz criterion11.07360log likelihood-114.0820 f-statistic159.8820durbin-watson stat0.926266 prob(f-statistic)0.000000 y=1113.3070.240689 x10.375365 x2+0.398146

5、x3+0.000366 x4 428.8408 0.218119 0.657868 0.13002 8.45e-05 t-2.596 -1.10 0.570077 3.062 4.33 r2=0.974106 2=0.968014 f-stat=159.882 df=17 dw=0.926266從該模型中，我們發(fā)現(xiàn)，x1的估計(jì)參數(shù)為負(fù)，與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)含義相悖，同時(shí)x2的t估計(jì)量偏小，于是我們判定該回歸方程中很有可能存在多重共線性。于是我們?nèi)コ齲1，再對(duì)y作ols估計(jì)，可得：dependent variable: ymethod: least squaresdate: 03/17/04 time:

6、11:23sample: 1980 2001included observations: 22variablecoefficientstd. errort-statisticprob. c-1279.673403.8850-3.1684100.0053x20.8844560.4718101.8745990.0772x30.2771200.0702513.9447210.0009x40.0002741.14e-0523.995420.0000r-squared0.972252 mean dependent var401.8050adjusted r-squared0.967627 s.d. de

7、pendent var274.9928s.e. of regression49.47826 akaike info criterion10.80391sum squared resid44065.77 schwarz criterion11.00228log likelihood-114.8430 f-statistic210.2280durbin-watson stat0.715519 prob(f-statistic)0.000000y = -1279.673403 + 0.8844556506*x2 + 0.2771202071*x3 +0.0002736359831*x4 403.88

8、5 0.47181 0.07 1.14e-0.5 t=-3.16841 1.8746 3.948 23.995通過處理后，我們發(fā)現(xiàn)不僅去除了不符合經(jīng)濟(jì)含義的x1，x2的t統(tǒng)計(jì)量也顯著提高，符合我們的要求。但是我們還需要對(duì)該模型進(jìn)行其他檢驗(yàn)。首先我們運(yùn)用goldfeld-quandt檢驗(yàn)其是否存在異方差。先按x2 x3 x4對(duì)其進(jìn)行排序，因?yàn)闃颖救萘科?，于是我們決定不舍棄樣本，直接按樣本劃分為兩組：第一組為19801990，用ols估計(jì)得y = -1490+2.1819e12=5393.003第二組為19912001，用ols估計(jì)得：y = e2220299.14f=3.763977在選定0.

9、05的情況下，f(,)=f(7,7)=3.79因?yàn)閒f (7,7)，所以我們認(rèn)為其不存在異方差。同時(shí)，我們又運(yùn)用aech檢驗(yàn)其是否存在異方差，按滯后期數(shù)為3，計(jì)算得：obs*r-squared=1.952572又32（0.05）=7.81 且obs*r-squared32（0.05）同樣，我們可以認(rèn)為其不存在異方差。接著，我們用dw法考查其是否存在自相關(guān)性，同樣我們選定=0.05，計(jì)算得：dl=1.053 du=1.664 且dw=0.715519明顯存在自相關(guān)性，我們需要對(duì)其進(jìn)行修正。首先，我們運(yùn)用廣義差分法對(duì)其修正，=1-=0.6422403令dy=y-*yt-1 dx2= x2-*x2（

10、t-1） dx3= x3-* x3（t-1） dx4= x4-*x4（t-1）對(duì)dy進(jìn)行ols估計(jì)，得：=-296.2747+1.42155117dx2+0.1012184 dx3+0.000223 dx4r2=0.905411 dw=1.441355此時(shí)，dldwdu，；落入了不可判定區(qū)域，我們只有運(yùn)用其他方法對(duì)其修正。現(xiàn)在運(yùn)用迭代法與對(duì)數(shù)法得y=-11.14515+1.911*x2-0.29631*x3+0.517*x44.6727 0.737 0.46865 0.024876t= -2.385 2.5927 -0.6322 20.785r2=0.993650 2=0.992 f=625.

11、9582 dw=1.667633此時(shí)，dudw4-du，不存在自相關(guān)此時(shí)的回歸方程中雖然x2的參數(shù)為負(fù)，但是該方程是由原來不存在多重共線性的方程迭代而得，所以該回歸方程還原后不存在多重共線性。經(jīng)過檢驗(yàn)與修正，我們得到一個(gè)較為完整的迭代回歸方程。y=-11.14515+1.911*x2-0.29631*x3+0.517*x4在其還原方程的經(jīng)濟(jì)含義表明了在勞動(dòng)人數(shù)（x3），貿(mào)易額（x3）不變的情況下，每增加1萬(wàn)公頃播種面積，種植業(yè)收入會(huì)提高0.884456億元；同理，播種面積，勞動(dòng)人數(shù)不變的情況下，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每增加1萬(wàn)元會(huì)促進(jìn)種植業(yè)收入增加2萬(wàn)元7千多元。三、結(jié)論盡管我們現(xiàn)在能建立的模型與分析都顯得粗糙，但是我們?nèi)匀话l(fā)現(xiàn)了促進(jìn)農(nóng)業(yè)發(fā)展的方法有：在占用農(nóng)民