1、對四川省種植業(yè)收入模型的初步探索對四川省種植業(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)整一直是我國經(jīng)濟工作的一個重要組成部分，而政府明年的經(jīng)濟工作更是把“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)機械化程度低，使得中國農(nóng)業(yè)無法應(yīng)對入世后世界農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易對中國農(nóng)業(yè)的沖擊，而隨著各地城市化進程的推進，大量農(nóng)業(yè)用地被占，這造成了個主要農(nóng)產(chǎn)區(qū)糧食產(chǎn)量的下降，引起了農(nóng)產(chǎn)品價格的波動并對其他相關(guān)產(chǎn)業(yè)造成了影響。因此，研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)值問題， 考察各種因素對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響和貢獻大小可為更加有效的調(diào)整農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置提供一個科學的依據(jù)。四川素有“天府之國”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、勞動人數(shù)、機械動力以及農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額對四川種植業(yè)總產(chǎn)值的模型來說明這一問題。二、計量經(jīng)濟模型及檢驗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X 1 為種植業(yè)生產(chǎn)中投入的機械動力（單位：萬千瓦） ， X 2為播種面積（單位：萬公頃） ， X 3 為鄉(xiāng)村種植業(yè)勞動人數(shù) （單位： 萬人），X 4 為農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額 （單位： 萬元）。選取樣本數(shù)為 19802001年數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)選自四川省統(tǒng)計年鑒（注：資料后附）建立模型 Y= 0+1 X 12 X 23X34X4，運用 OLS 法估計回歸方程得Dependent Variable: YMeth

3、od: Least SquaresDate: 03/17/04Time: 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-square

4、d0.974106Mean dependent var401.8050Adjusted R-squared0.968014S.D. dependent var274.9928S.E. of regression49.18179Akaike info criterion10.82564Sum squared resid41120.43Schwarz criterion11.07360Log likelihood-114.0820F-statistic159.8820Durbin-Watson stat0.926266Prob(F-statistic)0.000000Y= 1113.307 0.2

5、40689 X 1 0.375365 X 2+0.398146X 3+0.000366 X 4428.84080.2181190.6578680.130028.45E-05第 1 頁對四川省種植業(yè)收入模型的初步探索t -2.596 -1.10 0.5700773.062 4.33R2=0.974106R 2=0.968014F-stat=159.882df=17 DW=0.926266從該模型中，我們發(fā)現(xiàn)，X 的估計參數(shù)為負，與現(xiàn)實經(jīng)濟含義相悖，同時X 的 t 估計12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)コ齒1，再對 Y作 OLS估計，可得：Dependent V

6、ariable: YMethod: Least SquaresDate: 03/17/04Time: 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-squared0.972252Mean depend

7、ent var401.8050Adjusted R-squared0.967627S.D. dependent var274.9928S.E. of regression49.47826Akaike info criterion10.80391Sum squared resid44065.77Schwarz criterion11.00228Log likelihood-114.8430F-statistic210.2280Durbin-Watson stat0.715519Prob(F-statistic)0.000000Y = -1279.673403 + 0.8844556506*X2

8、+ 0.2771202071*X3 +0.0002736359831*X4403.8850.471810.071.14E -0.5t=-3.168411.87463.94823.995通過處理后， 我們發(fā)現(xiàn)不僅去除了不符合經(jīng)濟含義的X1，X2 的 t 統(tǒng)計量也顯著提高，符合我們的要求。但是我們還需要對該模型進行其他檢驗。首先我們運用Goldfeld-Quandt檢驗其是否存在異方差。先按 X2 X3 X4 對其進行排序，因為樣本容量偏小，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估計得Y = -1490+2.1819X20.05322X 30.00023

9、3X 4 e12=5393.003第二組為 1991 2001 ，用 OLS 估計得：Y = 1802.9532.572191 X 20.061661X 30.000293 X 4 e22 20299.14= e2 e2F=3.763977e1e1在選定 0.05的情況下， F(n - cn - ck ,k )=F(7,7)=3.7922第 2 頁對四川省種植業(yè)收入模型的初步探索因為 FF (7,7) ，所以我們認為其不存在異方差。同時，我們又運用AECH檢驗其是否存在異方差，按滯后期數(shù)為3，計算得：Obs*R-squared=1.952572又 32（ 0.05） =7.81 且 Obs*R

10、-squared 32（ 0.05）同樣，我們可以認為其不存在異方差。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，計算得：dL=1.053dU =1.664且 DW=0.715519明顯存在自相關(guān)性，我們需要對其進行修正。首先，我們運用廣義差分法對其修正，?DW=0.6422403e =1-2令 DY=Y-e*Yt-1DX =X2- e *XDX3= X - e* X3 t-1DX = X - e *X2?2 t-1）3 ?）44?4 t-1）?（對 DY 進行 OLS 估計，得：DY =-296.2747+1.42155117D X2+0.1012184 DX3+0

11、.000223 DX4R2=0.905411DW=1.441355此時， dL DW dU ，；落入了不可判定區(qū)域，我們只有運用其他方法對其修正?，F(xiàn)在運用迭代法與對數(shù)法得 Y=-11.14515+1.911* X2-0.29631* X 3+0.517* X 44.67270.7370.468650.024876t=-2.3852.5927-0.632220.785R2=0.993650R 2=0.992F=625.9582DW=1.667633此時， dU DW 4-dU， 不存在自相關(guān)此時的回歸方程中雖然 X 2 的參數(shù)為負，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

12、還原后不存在多重共線性。經(jīng)過檢驗與修正，我們得到一個較為完整的迭代回歸方程。 Y=-11.14515+1.911* X2-0.29631* X 3+0.517* X 4在其還原方程的經(jīng)濟含義表明了在勞動人數(shù)（X 3），貿(mào)易額（ X 3）不變的情況下，每增加1萬公頃播種面積，種植業(yè)收入會提高 0.884456 億元；同理，播種面積，勞動人數(shù)不變的情況下，農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易額每增加 1 萬元會促進種植業(yè)收入增加 2 萬元 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)了促進農(nóng)業(yè)發(fā)展的方法有：在占用農(nóng)民耕地時應(yīng)該更加慎重堅決遏制亂占耕地的現(xiàn)象，維護糧食主產(chǎn)區(qū)和種糧農(nóng)民的利益以

13、保證種植業(yè)的正常發(fā)展；農(nóng)業(yè)勞動力的質(zhì)量有待提高，以提高種植業(yè)的勞動生產(chǎn)率，并為農(nóng)業(yè)機械化程度的提高作好準備。 同時要作好農(nóng)業(yè)勞動力的轉(zhuǎn)移問題， 使勞動力從農(nóng)業(yè)到非農(nóng)業(yè)的流動渠道更加暢通；大量發(fā)展農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，加大農(nóng)產(chǎn)品市場開放度，這為提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)值和提高農(nóng)民收入都有重要的作用第 3 頁對四川省種植業(yè)收入模型的初步探索附：模型有關(guān)數(shù)據(jù)變量種植業(yè)年收入農(nóng)業(yè)機械總動年份（Y/ 億元）力（X 1 /萬千瓦）198098.07500.341981105.41548.371982133.84575.651983142.76609.821984151.54649.401985161.14700.42198616

14、8.46772.771987187.84828.981988213.69887.721989238.04918.921990301.46956.001991317.431007.231992344.521035.601993389.211066.351994521.001165.111995645.171209.731996750.071263.261997798.221348.211998823.721468.331999792.801606.902000785.371679.652001769.951735.10播種面積（X 2 /萬公頃）746.1723.0720.7707.3693.4663.6667.8671.5679.8688.7698.5704.8702.9705.0701.5705.5713.8721.1733.8729.7685.4662.7鄉(xiāng)村從業(yè)人員（ X 3/萬人）2756.642824.662924.483008.033070.603143.363266.843328.983422.753545.743583.343