计量经济学论文Word文档格式.docx
- 文档编号:6904281
- 上传时间:2023-05-07
- 格式:DOCX
- 页数:23
- 大小:53.69KB
计量经济学论文Word文档格式.docx
《计量经济学论文Word文档格式.docx》由会员分享,可在线阅读,更多相关《计量经济学论文Word文档格式.docx(23页珍藏版)》请在冰点文库上搜索。
46662
110060
3593.7
36118
1996
50454
112548
3827.9
38547
1997
49417
112912
3980.7
42016
1998
51230
113787
4083.7
45208
1999
50839
113161
4124.3
48996
2000
46218
108463
4146.4
52574
2001
45264
106080
4253.8
55172
2002
45706
103891
4339.4
57930
2003
43070
99410
4411.6
60387
2004
46947
101606
4636.6
64028
2005
48402
104278
4766.2
68398
2006
49804
104958
4927.7
72522
2007
50160
105638
5107.8
76590
2008
52871
106793
5239
82190
2009
53082
108986
5404.4
87496
2010
54648
109876
5561.7
92780
2011
57121
110573
5704.2
97735
2012
58958
111205
5838.8
102560
2013
60194
111956
5911.9
103907
(二)模型设计
为了具体分析各要素对我国粮食产量影响的大小,我们可以用粮食总产量(y)作为衡量,代表粮食发展;
用粮食耕种面积(x1)、农用化肥施用量(x2)以及农业机械总动力(x3)。
运用这些数据进行回归分析。
采用的模型如下:
y=β1+β2x1+β3x2+β4x3+ui
其中,y代表粮食总产量,x1代表粮食耕种面积,x2代表农用化肥施用量,x3代表农业机械总动力,ui代表随机扰动项。
我们通过对该模型的回归分析,得出各个变量与我国粮食产量的变动关系。
三、模型估计和检验
(一)模型初始估计(表二)
DependentVariable:
Y
Method:
LeastSquares
Date:
12/21/15Time:
16:
27
Sample:
19902013
Includedobservations:
24
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-44644.14
6601.867
-6.762350
0.0000
X1
0.684116
0.053113
12.88043
X2
4.042971
0.974751
4.147697
0.0005
X3
0.031032
0.038352
0.809131
0.4280
R-squared
0.966281
Meandependentvar
49317.62
AdjustedR-squared
0.961223
S.D.dependentvar
4867.060
S.E.ofregression
958.4155
Akaikeinfocriterion
16.71945
Sumsquaredresid
18371206
Schwarzcriterion
16.91579
Loglikelihood
-196.6334
F-statistic
191.0450
Durbin-Watsonstat
1.534928
Prob(F-statistic)
0.000000
回归函数为:
(6601.867)(0.053113)(0.974751)(0.038352)
T=(-6.762350)(12.88043)(4.147697)(0.809131)
(二)多重共线性检验
相关系数矩阵(表三)
1
-0.267566314901
-0.23239867238
0.977074961235
根据多重共线性检验,解释变量之间可能存在着线性相关。
为了进一步了解多重共线性的性质,我们可以做辅助回归。
(表四)
被解释变量
可决系数R2的值
方差扩大因子
0.09019
1.09913
0.956409
22.9405
0.955583
22.6398
由上表可以得知,辅助回归的可决系数很高,经验表明,方差扩大因子
>
=10时,通常说明该解释变量与其余解释变量之间有严重的多重共线性,这里的x2、x3的方差扩大因子远大于10,表明存在严重的多重共线性问题。
为了进一步筛选并剔除引起多重共线性分变量,需要采用逐步回归的方法。
分别作Y对X1、X2、X3的一元回归,意愿回归结果如下表
(表五)
变量
参数估计值
0.369628
4.071071
0.162556
t统计量
1.472800
6.754246
6.867695
R2
0.089748
0.674652
0.681921
0.048373
0.659863
0.667463
(表六)
X1、X3
0.641034(9.246298)
0.186325
(16.84505)
0.937277
X2、X3
1.587586
(0.558181)
0.100949
(0.893659)
0.686571
通过采用剔除变量法,多重共线性的修正结果如下:
剔除X2。
(表七)
12/25/15Time:
10:
06
-31636.64
7732.436
-4.091419
0.641034
0.069329
9.246298
0.011061
16.84505
0.931303
1275.661
17.25679
34173555
17.40404
-204.0814
156.9019
1.001388
修正后方程为
(7732.436)(0.069329)(0.011061)
T=(-4.091419)(9.246298)(16.84505)
(三)异方差检验
(表八)
ARCHTest:
F-statistic
0.037667
Probability
0.847978
Obs*R-squared
0.041181
0.839189
TestEquation:
RESID^2
12/24/15Time:
18:
58
Sample(adjusted):
19912013
23afteradjustingendpoints
1280357.
504218.4
2.539291
0.0191
RESID^2(-1)
0.041531
0.213987
0.194081
0.8480
0.001790
1341173.
-0.045743
1852594.
1894492.
31.82974
7.54E+13
31.92848
-364.0420
1.986528
由上表可以得知,(n-p)
=0.041181,给定显著性水平为0.05,查
分布表得临界值
(p)=5.9915>
(n-p)
则接受原假设,表明模型中的随机误差项不存在异方差。
(四)自相关检验(表九)
查DW表可知,dl=1.188,du=1.546,模型中DW<
dl,显然有自相关。
(表十)
残差的变动有系统模式,连续为正和连续为负,表明残差项存在一阶自相关。
对模型进行BG检验,用Eviews分析结果如下:
(表十一)
Breusch-GodfreySerialCorrelationLMTest:
2.642994
0.097113
5.223742
0.073397
RESID
19:
24
1247.564
7284.998
0.171251
0.8658
-0.011466
0.065346
-0.175462
0.8626
0.000174
0.010286
0.016914
0.9867
RESID(-1)
0.517086
0.228709
2.260893
0.0357
RESID(-2)
-0.140158
0.230260
-0.608696
0.5499
0.217656
-4.21E-12
0.052952
1218.937
1186.225
17.17799
26735479
17.42342
-201.1359
1.321497
1.906529
0.297918
由上表显示LM=TR^2=5.223742,其p值为0.073397,表明存在自相关。
对模型进行处理:
对原模型进行科克伦-奥克特迭代法做广义差分回归,用Eviews进行分析所得结果如下:
38
Convergenceachievedafter10iterations
-39779.15
10686.99
-3.722202
0.0014
0.721949
0.097350
7.416045
0.179184
0.018435
9.719934
AR
(1)
0.488459
0.183541
2.661306
0.0154
0.956230
49521.70
0.949319
4870.329
1096.434
16.99428
22841163
17.19176
-191.4343
138.3617
2.032169
InvertedARRoots
.49
(表十二)
由图表知DW=2.032169可以判断du=1.543,dl=1.168,du<
DW<
4-du,说明无自相关。
[AR
(1)=0.488459]
(10686.99)(0.097350)(0.018435)
T=(-3.722202)(7.416045)(9.719934)
(五)时间序列的平稳检验:
(表十三)
ADFTestStatistic
-3.230277
1%CriticalValue*
-2.6756
5%CriticalValue
-1.9574
10%CriticalValue
-1.6238
*MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot.
AugmentedDickey-FullerTestEquation
D(E)
47
19922013
22afteradjustingendpoints
E(-1)
-0.689140
0.213338
0.0042
D(E(-1))
0.098372
0.201669
0.487787
0.6310
0.364916
136.8152
0.333162
1264.449
1032.551
16.80396
21323242
16.90315
-182.8436
Durbin-Watsonstat
1.989449
经检验,表明残差序列不存在单位根,是平稳序列。
经济意义检验:
所估计的参数
分别为-39779.15、0.721949、0.488459从经济学意义上来说,我国粮食产量y与农业农用机械总动力x3正相关,与粮食耕种面积(x1)成负相关。
1、拟合优度检验(eviews表在附录里最后一张表)
可决系数
,
=0.949319,这说明所建模型整体上对样本数据拟合较好,即解释变量
“粮食耕种面积”和“农用化肥施用量”对被解释变量“粮食总产量”的绝大部分差异作了解释。
2、F检验
针对H0:
β1=β2=0,给定显著性水平α=0.05,在F分布表中查出自由度为k-1=2和n-k=20的临界值Fα(2,20)=3.49,由表中得到F=138.3617>Fα(2,20)=3.49,应拒绝原假设H0:
β1=β2=0,说明回归方程显著,解释变量
“粮食耕种面积”和“农用化肥施用量”对被解释变量“粮食总产量”有显著影响。
3、t检验
=0,和H0
=0,由上表可以看出,t(
)=-3.722202,t(
)=7.416045,t(
)=9.719934,取a=0.05,查表
(20)=2.086.因为t(
)>
(20),所以拒绝H0:
=0,因为t(
)>
=0,因为t(
)<
(20),所以接受H0:
=0。
对斜率系数的显著性表明,解释变量
四、结论分析和政策建议
(一)主要结论
1)从模型可以看出农民对化肥的投入量,即模型中的化肥施用量,是影响粮食总产量增产的最显著因素,说明我国目前农业生产中,农民对农业的投入所产生的效益最大。
2)从模型可以看出,粮食作物耕种面积也是影响粮食总产量的重要因素之一,扩大粮食作物耕种面积无疑是可以使粮食增产的。
3)农业机械化是农业现代化的重要内容和主要标志之一,而通过对模型的回归分析,可看出我国的农业机械化程度是较低的,对我国的粮食总产量增产贡献十分低下。
(二)政策建议
1)首先,在短期内为缓解粮食供应紧张,应提高农民种粮的积极性扩大粮食耕种面积,这是增加粮食总产量的唯一办法。
农民积极性主要取决于种粮食的收益及其预期,收益则是卖粮收入与成本的差额。
因此,应该双管齐下,稳定并提高粮食价格,控制农用物资价格的过快增长,在涉农物资上实行严格的价格管制,控制种粮的成本。
在提高农民积极性的同时,也得以增加了化肥的施用量,在一定程度上,影响粮食总产量的增产。
但是,由于我国土地后备资源有限,且粮食耕种面积已占耕地总面积较大比例(75%),其调整幅度不大;
在一定程度上是一个既定的前提。
从我国粮食生产的发展来看,总产量的增长主要取决于单位面积产量的提高。
而单位面积产量直接决定于农户的资本和劳动投入,即农户的种粮积极性;
同时受经济体制和政策、科技进步状况和市场环境等强有力的影响。
因此,我们一方面要坚持最严格的耕地保护制度,控制非农业占地,建立
- 配套讲稿:
如PPT文件的首页显示word图标,表示该PPT已包含配套word讲稿。双击word图标可打开word文档。
- 特殊限制:
部分文档作品中含有的国旗、国徽等图片,仅作为作品整体效果示例展示,禁止商用。设计者仅对作品中独创性部分享有著作权。
- 关 键 词:
- 计量 经济学论文