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1、影响我国农业总产值的因素分析北京理工大学珠海学院2013 2014学年第二学期计量经济学课程论文适用年级专业：2011级国际经济与贸易专业姓名： 学号： 得分：影响我国农业总产值的因素分析基于2011年全国31 省市数据的实证分析摘要：本文根据2011 年我国农业投入的31 省市截面相关数据, 运用计量学方法分析影响农业总产值的因素。采用最小二乘法建立基本的模型,，通过相关系数表发现变量之间存在多重共线性，利用逐步剔除检验不显著变量，同时也检验了自相关以及异相关，对当年农业总产值与相应农业投入数据的关系进行研究，对该模型进行了详细分析。研究发现: 2011 年我国农业从业人员、灌溉面积以及化肥

2、对农业总产值影响显著，机械总动力、固定资产生产原值，耕地面积对农业总产值影响不大。因此根据对其影响显著的因素提出相关建议。关键词：农业总产值；影响因素；分析一、引言我国是农业大国，农业是我国国民经济的基础，直接影响到我国粮食安全，建设现代农业的过程，实际上就是改造传 统农业、不断发展农村生产力的过程，就是转变农业增长方式、促进农业又好又快发展的过程。农业问题一直都是政府工作中的重中之重，因此对于农业总产值问题的研究，十分有必要。二、数据的选取为研究我国各省农业生产总值的影响因素，本文选取了2011 年全国内地31个省或直辖市的数据对其作出探究.我们引入如下变量:年主要农业总产值（万吨），农业从

3、业人员（万人），农业固定资产生产原值（元/每户）既是对农业方面的投入，耕地面积（千公顷）,耕地面积只能找到2008年的数据，所以这里选用08年的数据，农业机械总动力（万千瓦），灌溉面积（千公顷），化肥施用量（万吨）表1为由中国统计年鉴2011以及中国国家统计局网站上得到的的有关数据,2011年中国农业总产量及其影响因素的统计数据三、实证分析通过分析2012年我国31个省市农业总产量的历史资料可建立模型如下:Y=0+1X1+2 X 2+3 X 3+4 X 4+5 X 5+6 X 6+U对模型进行初步估计，运用OLS估计法对模型中参数进行估计：结果如下参数估计的结果Y=61.64720+0.264

4、188X1-0.001288X2-0.0030155X3+0.008696X4+0.272492X5+2.206472X6 t (0.399499)(3.287969)(-0.195040) (-0.880516) (0.211414) (2.714417) (2.251858) - R2=0.9380 R2 =0.9225 F=60.53894 n=311经济意义检验 ：从上表中可以看出，在假定其他变量不变的情况下，当农业从业人员数，农户固定资产生产原值，农业耕地面积，农业机械总动力，农业当灌溉面积，化肥施用量分别增加一个单位农业总产值分别增加0.2642， 减少0.0012,减少0.003

5、01增加0.301,增加0.008696.增加2724922.增加206472个单位 ，这里耕地面积、固定资产生产原值不符合经济意义检验，农业从业人员数、农业机械总动力、灌溉面积、化肥施用量都符合经济意义检验。2拟合优度与统计检验 从回归结果可以看出，模型的拟和优度非常好（R2=0.0.938022）。针对H0：1=2=0，给定显著性水平=0.05，在F分布表中查出自由度F统计量的值F（6,31）1.75， F=60.5389F（6，32）1.75，应拒绝原假设H0：1=2=0，说明回归方程显著，即说明这六个变量联合起来对农产品的产值由一定的影响 对于t检验,X2、X3的系数符号是负的，t统计

6、值也均不显著，X2、X3的t统计量的p值都大于0.05，x4的t统计量的p值大于0.05，,所以x4的 t值不显著，说明x2 x3 x4 这几个变量对Y的影响不显著，这可能是由于变量之间存在多重共线的影响使其t值不显著。3、多重共线性检验 计算各变量之间相关系数矩阵法从结果可知可以看到，各解释变量相互之间的相关系数都比较高，证实确实存在严重的多重共线性。 修正：采用逐步回归法对其进行补救。分别作y对x1，x2 x3 x4 x5 x6的一元回归，结果如下x6的R2最大，所以以x6为基础，顺次加入其他变量逐步回归，结果加入x1,改进最大，且各参数的t检验显著，选择保留x1，然后再加入其他变量逐步回

7、归， 加入x5,改进最大，且各参数的t检验显著，选择保留x5，然后再加入其他变量逐步回归，加入x2 x3之后虽然R值有所增加，但是t统计量是负的，且p值大于0.05，t统计量不显著，加入x4之后p值大于0.05同样不显著，且对其他变量有所影响，因此应该剔除。模型修改为如下形式： Y=0.369440+0.281108X1+0.229815 X5+2.228085X6 T (0.004258)(4.048403) (2.444699) (3.473959 ) R2=0.935542 R=0.928380 F=130.6364 n=314、异方差检验White 检验从上表可以看出，nR2=9.27

8、146，由White检验可知，在 =0.05，查查x2分布表，得临界值为14.0671，比较计算的统计量与临界值，因为nR2=9.27146小于临界值14.0671所以接受原假设，这表明模型不存在异方差。5、自相关检验检验：用D-W检验 来检验模型是否存在一阶自相关。 根据上表中估计的结果，由DW=2.629879 ，给定显著性水平=0.05，查Durbin-Watson表，n=31，k=3，得DL=1.229,DU=1.650 。因为DW统计量为2.629870大于Du=1.650，所以没有自相关最后模型确立为Y=0.369440+0.281108X1+0.229815 X5+2.22808

9、5X6分析看出：我们所确立的模型，农业从业人员、灌溉面积、化肥施用量都是影响农业总产值的主要因素，并且它们与农业总产值呈正相关关系，其中，农业从业人员每增加一人，农业总产值增加约0.2811单位，灌溉面积每增加1单位，农业总产值增加约0.2298单位；化肥施用量每增加1单位，可以使农业总产值增加约2.2280个单位。虽然模型中机械化对其影响不显著，但在现实中机械化水平的提高对农业生产具有很大促进作用。四、建议对策1、转变农业经济模式，提高农民的收入由于我国某些地区的地形地势以及其它条件的限制，机械化水平还是较低，这就主要依靠人工的种植，所以农业人口对产值在一段时期内还是有很大影响，虽然农业从业

10、人员增加可以使我国农业总产值上升，但农业从业人口的不断下降也再一定程度上了影响其产量，同时农民人均收入过低生活得不到保障也影响了其从事其它行业，因此要提高农民的收入，加大对农民的优惠政策，但归根到底还是要转变传统的小农经济的模式2、因地制宜提高机械化水平人口平均分配土地使得地块过于零碎,现代化的机械耕作方式很难推广, 因而导致小农经营的原始耕作方式仍在很多地方保持, 这极大地阻碍了农业劳动生产率的提高, 阻碍了农业机械在农业生产中的运用, 制约农业机械化的发展。因地制宜, 采用正确的发展战略, 合理地选择农业机械、机械化技术及机械化环节, 借鉴外国与国内其它地区的经验, 集成有关的技术、措施和

11、政策, 在机械化技术、农业机械的管理和推广、服务体系建设以及相关的措施、政策等方面实施创新。3、提高化肥利用效率，推广生态农业。 化肥的使用可以增加土壤肥力，增加农作物营养，对提高粮食产量及农业总产值具有直接影响。但农业生产过程中不合理地过量施用化肥、农药对环境的污染，致使农业生态环境日益恶化。同时，化肥的使用存在明显的边际效用递减倾向，为维持同等的产出，必须使用越来越多的化肥。4、改进创新灌溉方式加强资源、环境的保护，使资源、环境能永续地支撑农业发展的可持续发展战略巳成为未来农业发展的必然选择改进土地灌溉的方式，节约水资源，如用滴灌、喷灌的灌溉方式代替传统的浇地灌溉。修建灌溉工程，增加灌溉设备的投入。从前述分析可以知道，灌溉在农业投入中的重要性当化肥逐渐减少使用后，为了继续保持农业产量的增长，增加水利灌溉投入是一个有效的途径。参考文献1庞 皓.计量经济学M.北京：科学出版社2国家统计局编.中国统计年鉴2011M.北京：中国统计出版社，20113陈永飞, 孙波. 农业技术进步对国民经济影响的数量分析4国家统计局网.5. 何宜强. 江西省农业技术进步贡献率的测算与分析 J . 江西财经大学学报, 2004, 6. 董梅生 中国农业投入和产出的关系基于偏最小二乘回归法的分析J 技术经济， 2009