多因素計量經(jīng)濟學論文

糧食產(chǎn)量的多因素分析摘要：本文采用計量經(jīng)濟學的方法，根據(jù)我國1978-2005年糧食產(chǎn)量及其重要影響因素的時間序列為樣本，分析了化肥投入、機械投入、灌溉面積、種植面積和農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)對我國糧食產(chǎn)量的影響。在此基礎上對提高我國糧食生產(chǎn)科技支撐能力、穩(wěn)定發(fā)展糧食生產(chǎn)提出建議。關(guān)鍵字：糧食產(chǎn)量化肥投入機械化灌溉面積種植面積農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)。．問題提出中國是一個農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展，關(guān)系到整個國民經(jīng)濟的穩(wěn)定和發(fā)展，也是社會穩(wěn)定的重要因素。本文將從影響糧食產(chǎn)量的多因素著手，分離出主要的影響因素。．模型設定Y=B+PX+PX+PX+PX+PX+u01122334455Y表示糧食總產(chǎn)量（萬噸），X1表示化肥投入（萬噸），X表示機械化投入（萬噸），X3表示灌溉面積（千公頃1），X表示種植面積（千公2頃），X表示農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)3。表1為由中國統(tǒng)計網(wǎng)、中國4數(shù)據(jù)網(wǎng)得到的1978~2005年的5有關(guān)數(shù)據(jù)。表11978?2005年有關(guān)農(nóng)業(yè)數(shù)據(jù)年份化肥投入機械化投入灌溉面積種植面積農(nóng)產(chǎn)品價格糧食總產(chǎn)量X/萬噸X/萬噸——X2X3/千公頃3X丿千公頃4指數(shù)X5Y/萬噸197888411749.942320.413010510130467.519791086.313379.244399.2148477103.733211.519801269.413382.144288.3146381103.532055.519811334.915679.844574147.381103.93250219821513.416614.244677148755103.23545019831659.818022.144744149993103.43872819841739.818021.444453144221103.33773119851775.820912.544462.3144626103.3137910.819861930.62295044831.1144204104.323915119871999.72483644903.4144957106.24029819882141.52357544375.9144869114.13940819892357.12806744917.2146554121.340755

19902590.328707.747403.1148363122.4244624.319912805.129388.647512.6149586108.643529.319922930.230308.447332.3149007124.344265.819933151.931826.648727.9147741127.745648.819943317.931624.148711.1148241148.744510.119953593.736118.149281.2149879148.746661.819963827.935238.447201.4152381134.440453.519973980.742015.651238.5153969107.549417.119984083.741207.752295.615570692.141220.5319994124.348996.153158.415637396.440838.5820004146.3952573.653820.315630090.146217.5120014253.855172.154249.4155708101.545263.6720024339.3957929.954354.915463698.645705.7520034411.660386.554014.3152415102.243069.5220044636.664027.953302.1101606126.546946.9420054766.268397.855304.3104278101.448402.19三．參數(shù)估計Eviews的回歸結(jié)果如表2所示。表2回歸結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/21/10Time:08:46Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C12810.5727549.740.4649980.6465X12.0301222.1851470.9290550.3629X20.0622230.1373520.4530180.6550X30.1479590.6096970.2426760.8105X40.0225980.0183841.2292350.2320X591.7967447.834961.9190300.0680R-squared0.780215Meandependentvar41230.13AdjustedR-squared0.730264S.D.dependentvar5143.950S.E.ofregression2671.566Akaikeinfocriterion18.80613Sumsquaredresid1.57E+08Schwarzcriterion19.09160Loglikelihood-257.2858Hannan-Quinncriter.18.89340

F-statisticProb(F-statistic)1.85795515.61961F-statisticProb(F-statistic)1.8579550.000001Y=-12810.57+2.03X+0.06X+0.14X+0.02X+91.797X12345

(0.46)(0.92)(0.45)(0.24)(1.22)(1.91)

R2=0.78F=15.61n=28DW=1.86括號內(nèi)為T統(tǒng)計值模型檢驗1、經(jīng)濟意義檢驗X、1X、1X、X、X234X符號不正確，X與現(xiàn)實經(jīng)濟意義不符。552、統(tǒng)計推斷檢驗擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)檢驗也較顯著，5個變量的T檢驗都不是很顯著。3、計量經(jīng)濟學檢驗(1)多重共線性檢驗①檢驗：(顯著性水平a=0.05由F=15.61>f(5,23)=4.53,表明模型從整體上看，糧食總產(chǎn)量與解釋變量間線形關(guān)系顯著。0.05這里采用簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法對其進行檢驗，如表3所示。表3相關(guān)系數(shù)矩陣變量X1X2X3X4X5X110.950.940.180.11X20.9510.960.08-0.04X30.940.9610.12-0.10X40.180.080.1210.03X50.11-0.04-0.100.031由此可見，解釋變量之間相關(guān)系數(shù)較大,可能存在共線性。②修正：采用逐步回歸法對其進行補救把X作為基本變量。然后將其余解釋變量逐一代入X的回歸方程，重新回歸。11Y=31064.32+3.52X1(22.88)(8.12)1

R2=0.71F=65.94

逐步回歸。將其余解釋變量逐一代入，得如下模型：Y=30696.97+4.81X-0.09X12(21.65)(3.31)(-0.93)

R2=0.72F=33.23經(jīng)比較添加X后，T統(tǒng)計量不顯著，F(xiàn)統(tǒng)計量下降，去掉X就添加X,223Y=52237.42+5.22X-0.54X

(3.19(3.8)1(-1.3)3

R2=0.73F=34.69T檢驗不都顯著，并且符號錯誤，F(xiàn)統(tǒng)計量有所下降。去掉X。繼續(xù)添加x，34Y=-28622.45+3.44X+10.01X(10.81)(7.81)1(1.07)4R2=0.72F=33.74T檢驗還可以，保留X，繼續(xù)添加X，45Y=-20922.1+3.34X+0.01X+72.89X(4.94)(8.121)(-4.09)4(2.23)5R2=0.77F=27.74T檢驗顯著，R2得到改善，但是X的系數(shù)顯然不合理，去除，最終得到：Y=-20922.1+35.34X+0.01X14(4.94)(8.12)(-4.09)R2=0.77F=27.74(2)、異方差檢驗①圖形檢驗4,000-2,000-E3,000-圖1e對Xi的散點圖4,000-2,000-E3,000-圖1e對Xi的散點圖用Eviews生成殘差序列e=abs(resid)，作e對X、X的散點圖，如圖1圖2。14X15,000-1,000-圖2e對X的散點圖X46,0005,000-4,000-E3,000-2,000-'1,000-011040,00080,000120,000160,000X4圖形很散亂，可能不存在異方差。②White檢驗表4White檢驗結(jié)果HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic1.233666Prob.F(5,22)0.3271Obs*R-squared6.131468Prob.Chi-Square(5)0.2936ScaledexplainedSS2.775480Prob.Chi-Square(5)0.7346由表4可看出，nr2=6.13，由White檢驗知，在a=0.05下，查咒2分布表,得臨界值％2（5）=11.07，因為nr2=6.13V%2（5）=11.07，表明模型無異方差。0.050.05（3）一階自相關(guān)檢驗①圖形檢驗繪制e和e的散點圖及e的線圖，如圖3、圖4所示。t—1tt圖3e和e的散點圖t-1

6,000-1,000-5,000-4,000-3,000-2,000-6,000-1,000-5,000-4,000-3,000-2,000-由圖形推斷出模型不存在自相關(guān)。②DW檢驗從模型設定來看，沒有違背DW檢驗的假設條件，因此可以用DW檢驗來檢驗模型是否存在一階自相關(guān)。根據(jù)上表中估計的結(jié)果，由DW=1.94定顯著性水平a=0.05查Durbin-Watson表，n=28,k=4得d=1.104,d=1.747。因為DW統(tǒng)計量為DW=1.82，根據(jù)判l(wèi)u定區(qū)域知，無自相關(guān)。五