印明輝   貴州財經(jīng)學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院

摘要：通過計量經(jīng)濟學(xué)的方法，就如何擬合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值預(yù)測模型進行了探討，并根據(jù)所建立的模型對影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長的因素及相關(guān)的經(jīng)濟指標(biāo)的關(guān)系進行了分析。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值；預(yù)測模型

一．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值預(yù)測模型的選擇和檢驗

農(nóng)業(yè)我國的支柱產(chǎn)業(yè)，是我國國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，，研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)值主要受哪些因素影響，才能采取有效的措施，因此，探討我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的預(yù)測模型有著重要的意義。

(一) 模型變量的選擇

模型中的被解釋變量為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值（Yt），影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的因素比較多，根據(jù)其影響因素的大小和資料的可比以及預(yù)測模型的要求等方面原因，本文選擇以下指標(biāo)作為模型的解釋變量：農(nóng)作物總播種面積(X1t)、農(nóng)村居民家庭人均純收入(X2t)、農(nóng)村固定資產(chǎn)投資(X3t)、成災(zāi)面積(X4t)、能源消費總量(X5t)、農(nóng)業(yè)就業(yè)人員(X6t)、農(nóng)村各稅(X7t)等。在這些指標(biāo)中，農(nóng)作物總播種面積和農(nóng)業(yè)就業(yè)人員的多少直接影響到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的大小；農(nóng)村居民家庭人均純收入促進農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長；固定資產(chǎn)投資的增長是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值增長的主要因素；成災(zāi)面積會減少農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值；能源的多少直接影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值；農(nóng)村各稅是一個農(nóng)業(yè)生產(chǎn)正常運行的前提條件。因此，上述解釋變量的選取符合農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的經(jīng)濟意義和實際情況(見表 1)

表1                  農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值及相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)

年份

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值

農(nóng)作物總播種面積

農(nóng)村居民家庭人均純收入

農(nóng)村固定資產(chǎn)投資

成災(zāi)面積

能源消費總量

農(nóng)業(yè)就業(yè)人員

農(nóng)業(yè)各稅

億元

千公頃

元

億元

千公頃

萬噸標(biāo)準(zhǔn)煤

萬人

億元

Y

X1

X2

X3

X4

X5

X6

X7

1995

12135.8

149879

1577.7

4375.6

22267

131176

35530

278.09

1996

14015.4

152381

1926.1

5346.3

21233

138948

34820

369.46

1997

14441.9

153969

2090.1

5746.9

30309

137798

34840

397.48

1998

14817.6

155706

2162.0

5914.8

25181

132214

35177

398.80

1999

14770.0

156373

2210.3

6122.7

26731

133831

35768

423.50

2000

14944.7

156300

2253.4

6695.9

34374

138553

36043

465.31

2001

15781.3

155708

2366.4

7212.3

31793

143199

36513

481.70

2002

16537.0

154636

2475.6

8011.1

27319

151797

36870

717.85

2003

17381.7

152415

2622.2

9754.9

32516

174990

36546

871.77

2004

21412.7

153553

2936.4

11449.3

16297

203227

35269

902.19

2005

22420.0

155488

3254.9

13678.5

19966

224682

33970

936.40

2006

24040.0

152149

3587.0

16629.5

24632

246270

32561

1084.04

2007

28095.0

153464

4140.4

19859.5

25064

265583

31444

1439.09

注：該表的數(shù)據(jù)來源于《年中國統(tǒng)計年鑒》（2009）

(二) 模型的數(shù)學(xué)形式

通過散點圖發(fā)現(xiàn)，被解釋變量Yt跟解釋變量X2t、X3t、X5t存在線性相關(guān)關(guān)系，但是解釋變量X1t、X4t、X6t與被解釋變量Yt之間不存在線性相關(guān)關(guān)系。再利用log(X1t)、log（X4t）和（X6t）2、log（X7t）與Yt做散點圖，可發(fā)現(xiàn)它們之間存在比較好的線性關(guān)系于是得到該模型的理論方程：

Yt=β0+β1log(X1t)+β2X2t+β3X3t+β4log（X4t）+β5X5t+β6（X6t）2+β7log（X7t）

（1）

本文用Eviews5.0軟件進行模型的建立和檢驗。

(三) 模型的檢驗

1.多重共線性檢驗

對于理論模型運用OLS進行參數(shù)估計，得到如下的模型:

Yt=318398.1-24536.23×log(X1t)+8.451442×X2t-0.275846×X3t-2287.76×log（X4t）

  （0.922621）（-0.842840）（1.907224）（-0.407190）（-2.815229）

+0.010338×X5t+1.30E-06×（X6t）2-1096.359×log（X7t）                   （2）

（0.361828）   （0.347448）      （-0.591033）

R2=0.997708   D.W=2.573565   F=310.8997

從結(jié)果中可以看出，數(shù)據(jù)極不合理，各變量的t值不顯著，而且變量log(X1)（農(nóng)作物播種面積對數(shù)值）和X3（農(nóng)村固定資產(chǎn)投資）的參數(shù)為負值，不符合經(jīng)濟意義，故認為解釋變量間存在多重共線性。

從Correlatin Matrix 結(jié)果中發(fā)現(xiàn)X2與X3,X2與X7,X3與X5,X5與X7之間存在高度相關(guān)性。運用逐步回歸法，剔除變量后，得到以下模型：

）   （3）

   （-3.316304）    （3.561170） （39.39796）  （-4.133343） 

R2=0.994840   D.W=2.062339   F=578.4305

從P值得出可以看到，所有變量都通過了顯著性檢驗，擬合優(yōu)度較高，方程的顯著性也非常好，所以式（3）式通過了經(jīng)濟意義檢驗和統(tǒng)計檢驗。

2.異方差檢驗

（1）有交叉項的WHITE檢驗

得到nR2=11.74977，由White檢驗知，在 =0.05下，臨界值χ20.05(7)=14.07，nR2<χ20.05(7)。

（2）無交叉項的WHITE檢驗

得到nR2=6.365127，由WHITE檢驗知，在 =0.05下，臨界值χ20.05(5)=11.07，nR2<χ20.05(5)

因為有交叉項的WHITE檢驗和無交叉項的WHITE檢驗，nR2均小于χ20.05，表明模型不存在異方差。

但本模型仍采用1/|e|為權(quán)重進行加權(quán)最小二乘估計，則得到以下結(jié)果：

Yt=-333239.3+30509.36×log(X1t)+0.977222×X3t-2215.425×log（X4t） （4）

（-11.34975）

R2=0.994840   D.W=2.062339   F=578.4305

所得到的最終模型，參數(shù)的t檢驗均顯著，F值也顯著，可決系數(shù)提高。

3.序列相關(guān)檢驗

從以上的結(jié)果中DW值可以看出，所擬合的模型已無序列相關(guān)。

（四）最終模型及擬合結(jié)果

通過所有檢驗后，得到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的模型，其最終形式為即為（4）式

二．預(yù)測及經(jīng)濟分析

(一) 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的預(yù)測

由《中國統(tǒng)計年鑒》（2009）可知，2008年的農(nóng)作物總播種面積是156266千公頃；2008年的農(nóng)村固定資產(chǎn)投資總量24090.1億元；2008年的成災(zāi)面積是22283千公頃，把它們代入式（4）式就可以得到2008年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的預(yù)測值 是32779.3億元，2008年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的實際值是34000億元，誤差( )為1220.40億元，相對誤差( ( )/  )×100%為3.6%。

(二)模型的擬合及分析

通過對所得到的模型進行擬合，得到以下結(jié)果：

農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值模型的擬合數(shù)據(jù)

年度

實際數(shù)

擬合數(shù)

殘差值

相對誤差值

1995

12135.8

12456.08167

-320.2816687

-0.026391476

1996

14015.4

14015.1153

0.284703254

2.03136E-05

1997

14441.9

13934.44711

507.4528928

0.035137544

1998

14817.6

14851.42678

-33.82677537

-0.002282878

1999

14770

15052.6688

-282.6687988

-0.019138036

2000

14944.7

15041.43889

-96.73889408

-0.006473124

2001

15781.3

15603.2236

178.0764036

0.011284014

2002

16537

16509.05456

27.94544109

0.001689874

2003

17381.7

17385.94235

-4.242353973

-0.00024407

2004

21412.7

20799.00566

613.6943388

0.028660297

2005

22420

22909.64904

-489.6490445

-0.021839832

2006

24040

24665.85244

-625.8524403

-0.026033795

2007

28095

28046.31637

48.68362748

0.001732822

 

通過圖1、圖2及表2結(jié)果可以看出，相對誤差絕對值較小，所以該模型能比較好地解釋農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長變化狀況，可以用于經(jīng)濟預(yù)測與分析。

1.農(nóng)作物總播種面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的關(guān)系。從式（4）中X1t的系數(shù)可以看出，農(nóng)作物總播種面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值成正向關(guān)系。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長需要穩(wěn)定的農(nóng)作物總播種面積作為基礎(chǔ)，保持農(nóng)作物總播種面積不能減少。

2.農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的關(guān)系。從式（4）中X3t的系數(shù)可以看出，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值成正向關(guān)系，農(nóng)村固定資產(chǎn)投資對于保持農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的增長有著積極的作用。

3.成災(zāi)面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的關(guān)系。從式（4）中X4t的系數(shù)可以看出，成災(zāi)面積與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值成負向關(guān)系。要使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值保持增長，就要盡可能的降低成災(zāi)面積帶來的損失。

 

參考文獻：

[1]李子奈.計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2004.

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使用指南[M].天津:南開大學(xué)出版社,2004.

本文編號：17905