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1、word中国农业总产值及其影响因素的分析摘 要:本文根据我国农业的现状，从计量经济学的角度来检验哪些因素对于农业总产值有显著的影响。根据计量经济学原理，本文在模型中引入了三个变量：有效灌溉面积、农业机械总动力、农用化肥施用折纯量，并收集了中国31个省2003年的各项指标数据，利用E-views软件对其计量模型进行了参数估计和检验，最后对所得的分析结果进行了经济意义的分析，并提出了一些相应的政策意见。研究发现，农用化肥施用折纯量因素对于农业生产总值有显著的正面影响，而有效灌溉面积、农业机械总动力对农业生产总值的影响不显著。关键词：农业总产值；有效灌溉面积；农业机械总动力；农用化肥施用折纯量一、引
2、言我国是传统的农业大国，农业自古以来就是我国的支柱产业，是我国国民经济的基础。我国的经济结构能否顺利调整，国民经济能否发展得更快、更好，在很大程度上取决于农业基础是否稳固。只有加强农业基础，确保农产品供给，才能顺利推进我国的工业和城镇的快速发展；只有加强农业基础建设，使农业发展、农民富裕、农村稳定，才能保持整个社会的长期稳定与可持续发展。但我国是一个生产力比较落后的国家，只有研究农业总产值主要受哪些因素影响，才能投入相应的对策，将基础产业发展上去。选此模型的目的就在于分析决定农业生产总值的主要影响因素以及其影响程度，从而对生产提出一些建设性意见。二、 文献综述农业是我国国民经济的基础，直接影响
3、到我国的粮食安全。学术界历来重视对三农问题的研究，并取得了一定的成果。如：林毅夫（1994）、黄少安（2005）等，从制度经济学角度研究了我国农业问题，他们认为农村的经济体制改革对我国农业总产出的增加起到了至关重要的作用。郝利等（2010）运用柯布道格拉斯生产函数，建立了农业科技进步贡献率测算模型，对市1990-2007年农业科技进步贡献率进行测算，得出的结论是市1990-2007年农业科技进步贡献率为78.32%。 在农业总产出方面的研究，也有很多学者运用计量经济学方法进行了分析。董梅生（2009）利用偏最小二乘回归分析方法对我国农业的投入产出进行了分析，认为我国农业产出主要受家庭经营费用支
4、出、国家国家财政支农支出和化肥投入量的影响，受播种面积的影响不大；农林牧渔业从业人员数越多，农业产出反而越小。廖翼等（2011）利用时间序列数据建立多元线性回归模型，对1986-2008年洞庭湖区农业总产值进行了分析，结果表明：农业机械总动力、机耕面积和化肥施用量每增加1%，农业总产值将分别上升1.17%、0.83和0.40%，农作物播种面积对湖区农业生产的影响不显著。漆文萍（2005）采用多元回归方法，对省农业生产总值的影响因素进行分析，得出结论：1970-1998年间，农业生产中的科技含量偏低，农作物的播种面积对农业总产值的影响最为显著，化肥施用量其次，而政府对农业生产和事业财政支持的影响
5、最小。 从上述学者的研究来看，不同时期、不同地区以及不同角度下，农业生产总值的影响因素不尽相同，例如，在董梅生的研究中农业总产出受播种面积影响不大，而在漆文萍的研究中，农作物播种面积是影响农业总产出的最显著的变量。同时，在廖翼等人的研究中，农作物的播种面积却对洞庭湖区农业总产出的影响并不显著。因此，在本文的分析中，将多个变量引入模型，并通过各种检验方法研究农业总产值的影响因素。三、实证过程及分析 本文研究的是全国农业总产值与有效灌溉面积、农业机械总动力、农用化肥施用折纯量之间的关系，所以寻找了与农业有关的各种真实指标数据，用计量经济学的方法探讨农业生产总值的各种影响因素。 根据以上的理论分析，
6、运用计量经济学的方法，以农业总产值（Y）为被解释变量，有效灌溉面积()、农业机械总动力()、农用化肥施用折纯量()、为解释变量，建立如下回归模型： （试1） 试1中，是第i年的农业总产值，是第i年的有效灌溉面积，是第i年的农业机械总动力，是第i年的农用化肥施用折纯量，为模型随机误差项。通过自变量系数、，可以判断农业总产值与有效灌溉面积、农业机械总动力和农用化肥施用折纯量之间的线性关系。若0,则农业总产值与有效灌溉面积成正相关，若0,则农业总产值与有效灌溉面积成负相关，若=0，则农业总产值与有效灌溉面积无相关关系。农业总产值与农业机械总动力和农用化肥施用折纯量之间的相关关系判断同有效灌溉面积。随
7、机扰动项中代表对Y由影响但又未纳入模型的诸多因素的综合影响。例如：一些未被认识或尚不能肯定的一些未知因素，模型设定的误差以及变量的观测误差等等。综合权衡数据可得性及其他相关因素的影响，本文将采用全国31个省2013年的截面数据对中国农业总产值及其影响因素进行了深入研究，农业总产值、有效灌溉面积、农业机械总动力、农用化肥施用折纯量等相关数据来源于国家统计局全国年度统计数据。 为了研究农业总产值与有效灌溉面积、农业机械总动力、农用化肥施用折纯量之间的关系，本文选取了全国31个省2013年的面板数据作为样本。其中，假设农业总产值（Y）为被解释变量，有效灌溉面积()、农业机械总动力()、农用化肥施用折
8、纯量()为解释变量，样本数据如下表所示：表31 中国31个省的农业总产值及其影响因素数据obsYX1X2X312345678910111213141516171819202122232425262728293031注：资料来源：国家统计局Y：农业总产值（单位：亿元）：有效灌溉面积（单位：千公顷）：农业机械总动力（单位：万千瓦）：农用化肥施用折纯量（单位：万吨）（1） 计算相关系数，如表32：（2） 表32 中国农业总产值及其影响因素相关系数矩阵YX1X2X3YX1X2X3从表2中看出，农业总产值（Y）与有效灌溉面积（）的相关系数为0.854972，呈高度正相关，与农业机械总动力()相关系数为0
9、.893869，呈高度正相关，与农用化肥施用折纯量()的相关系数为0.893869，呈高度正相关。（3）绘图图31 Y与X1、X2、X3的线图 从图中可以看出，农业总产值及其影响因素的差异明显，其变动的方向基本相同，相互间可能具有一定的相关系。图32 Y与X1、X2、X3的散点图 从以上三个散点图中可以看出，大多数散点均匀分布在直线的两侧，说明农业总产值（Y）与有效灌溉面积()、农业机械总动力()、农用化肥施用折纯量()之间近似于线性关系。Method: Least SquaresDate: 06/24/15 Time: 21:03Sample: 1 31Included observatio
10、ns: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1X2X3R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared resid4573910.Schwarz criterionLog likelihoodHannan-Quinn criter.F-statisticDurbin-Watson statProb(F-statistic)F图33 Y与X1、X2、X3的回归
11、分析结果运用最小二乘估计法对模型进行估计，如图33，则回归结果为：S.E()()()()t ()()()() F=76.49777 DW=2.267030 n=31该模型中，可决系数=0.894734,修正可决系数=0.883038,这说明模型对样本的拟合很好，参数t检验均显著，F检验也显著，解释变量参数估计检验通过，各变量参数均为正值，说明模型的多重共线性比较弱，不需要修正。但由于各地区的环境存在着差异，农业总产值也不同，这种差异使得模型很容易产生异方差，从而影响模型的估计和应用。为此，需对模型是否存在异方差进行检验。（1） 异方差异方差的检验图34 E2与（i=1,2,3）的散点图 从图中
12、看出，残差平方E2随的增加而增加，表明可能存在异方差，但由于图形分析对异方差性的判断比较粗糙，仅靠图形判断很难确定是否存在异方差，因此是否确实存在异方差还应通过进一步的检验。F-statisticProb. F(9,21)Obs*R-squaredProb. Chi-Square(9)Scaled explained SSProb. Chi-Square(9)Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 06/24/15 Time: 22:40Sample: 1 31Included observations: 31VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.CX1X12X1*X2X1*X3X2X22X2*X3X3X32R-squaredMean dependent varAdjusted R-squaredS.D. dependent varS.E. of regressionAkaike info criterionSum squared resid5.57E+11Schwarz criterionLog likelihoodHannan-Quinn criter.F-statisticDurb
