计量实验资料报告材料-研究人均粮食产量地影响因素.doc

WORD计 量 经 济 学 实 习 报 告班级：学号：：【摘 要】 本报告通过统计分析1983年至2000年我国粮食的相关数据，研究人均粮食产量的影响因素，选取亩均施肥量 、人均播种面积 、人均受灾面积 、亩均机械动力 四个因素为解释变量，利用利用Eviews软件，建立回归模型进行回归分析、参数检验和模型修正从而得出最终模型由模型可知：人均粮食产量与亩均施肥量、人均播种面积呈正相关关系，与人均受灾面积呈负相关关系关键字】 粮食产量 多元回归分析 检验和修正中国是世界上最大的粮食生产国之一，同时也是粮食的消费大国一直以来各种农业科技迅速的发展，带动了我国经济社会的发展随着人口的增长和贸易全球化的进程不断深化，粮食安全问题已渐渐为人们所关注关于影响粮食产量的因素，很多前人对其做过了分析，现有文献中也出现了许许多多的粮食生产模型如通过粮食总产量、粮食播种面积、化肥费用、其他物质费用、粮食成灾面积、时间虚变量，建立柯布—道格拉斯生产函数例如素文，晓青等主要运用多元回归模型的方法分析了省近50年来粮食播种面积，粮食产量的总体变化趋势[1],王伏虎[2]分别从时间空间角度，粮食价格角度，粮食资源属性和资源供给结构等方面建立了粮食供需平衡函数，并确立了粮食安全模式。

总结下来，影响粮食产量的主要因素有：粮食播种面积、有效灌溉面积、农业机械总动力、粮食作物受灾面积、农用化肥施用量、粮食单产、种粮劳动力数量等经研究分析，其中一些因素已被认为对粮食产量影响不显著，各因素之间也还存在着相关性现有文献在某些变量上也达成了一致，如种植面积、施肥量等对粮食产量的影响，但某些因素的影响仍然寻在分歧首先从众多的影响因素之中，选择出对因变量影响最大的四个解释变量：亩均施肥量、人均播种面积、人均受灾面积、亩均机械动力；然后通过计量经济学对模型进行多元回归分析、多重共线性检验和修正、异方差性检验和修正、自相关性检验和修正，从而得出一个拟合程度较优、估计参数显著的最终模型为了考察这些因素对人均粮食产量的影响，构造如下模型：其中，表示人均粮食产量，表示亩均施肥量，表示人均播种面积，表示人均受灾面积，表示亩均机械动力下表列出了从1983年到2000年18年期间人均粮食产量和亩均施肥量、人均播种面积、人均受灾面积、亩均机械动力的统计数据：年份人均粮食产量亩均施肥量人均播种面积人均受灾面积亩均机械动力198319841985163149419861987198819890.0210070919901991199219939199419951996199715199819992000根据表中数据，运用Eviews3.1软件建立回归模型进行多元回归分析，OLS法的估计结果如下：（—） （） () (—) (—)=，=，D.W.=，F=可决系数检验：此模型的可决系数和修正后的可决系数分别为=，=，表明人均粮食产量的变化中，可由各个解释变量的水平和变化解释的比重占到了96%以上，模型在整体上拟合得很好。

参数t检验：由于n-k-1=18-4-1=13,所以t检验的自由度为13，从而在5%的显著性水平下t分布临界值为=以上数据显示，截距项、、、、所对应的t值分别为=，=，=，=，=通过比较可知，系数的t值绝对值小于临界值，所以该系数与0没有显著差异，其余4个t值都通过了显著性检验F检验：模型的F值为，而临界值=3.18，模型F值远远大于临界值，说明在5%的显著性水平下，模型在总体上是高度显著的4.1.1.相关系数检验：变量的相关系数矩阵YX1X2X3X4Y—X1—X2———99—4X3—X4—从上表可知，和相关系数高达，两者高度正相关4.1.2.辅助回归判定系数检验：将亩均施肥量和亩均机械动力进行回归，OLS法的估计结果如下：（）（）=，=，D.W.=，F=辅助模型总体高度显著，前参数的t值>=2.120，可认为显著不为0以上数据说明此模型拟合程度很好，因此，亩均施肥量和亩均机械动力之间存在显著的线性关系4.1.3.方差膨胀因子检验：方差膨胀因子VIF>10，因此，模型存在较严重的多重共线性1)运用OLS方法逐一求Y对各个解释变量的回归，结果如下：（）（）=，=，D.W.=，F=—）=，=，D.W.=，F=。

D.W.=，F=D.W.=，F=通过比较分析，人均粮食产量和亩均施肥量的线性关系较强，拟合程度较好2)在第一步选出的最优回归模型的基础上，分别代入、、，结果如下：（—）（） ()=11358，=0.899540，D.W.= 1.933729，F= (—)=，=，D.W.=，F=167）（73） ()=，=，D.W.=，F=通过比较分析，第一个模型可决系数有明显提高，且比其他模型高，各个解释变量的系数也都通过显著性检验，因此，人均粮食产量和亩均施肥量、人均播种面积、人均受灾面积的线性关系较强，拟合程度较好在代入后，可决系数已无明显提高，且的系数为负，没有经济意义，所以将删除在删除后，模型的统计检验均有较大改善，经过上述逐步回归分析，表明和、、的回归模型为较优，最终模型回归结果如下：（—）（） () (—)=，=，D.W.=，F=处理后的模型的可决系数和修正可决系数分别为=，=，表明模型在整体上拟合得很好临界值=2.145，通过对比，虽然截距项没有通过显著性检验，但、、、所对应的系数都是显著的模型的F=>=3.34，模型F值远远大于临界值，说明在5%的显著性水平下，模型在总体上是高度显著的。

残差平方散点图通过回归模型的残差平方散点图-可以判断，残差平方差异很小，没有出现明显差异趋势，因此初步认为模型不存在异方差性5.2.White检验法建立辅助回归方程通过多元回归分析，OLS法的回归方程如下：其中回归方程的=，由于服从自由度为9的卡方分布，查表可得，在5%的显著性水平下，卡方分布的临界值=16.92，，所以则应当接受原假设；查表得=2.306，由回归数据得到的各参数t值得绝对值均小于临界值，即模型参数都不显著因此，模型不存在异方差性综上所述，模型不存在异方差性，因此不需要修正残差散点图从各个年度残差的变化图可看出，随机干扰项并不存在明显的自相关性D.W.)检验法修正多重共线性后，OLS法估计结果如下：（—）（） () (—)=，=，D.W.=，F=013从修正多重共线性后的模型回归数据可得，D.W.=，在5%的显著性水平下，n=18，k=4，查D.W.检验上下界表可得，=0.93，=1.96，< D.W.<，位于不确定的区域，因此，无法判断模型是否存在一阶自相关性6.3.拉格朗日乘数（LM）检验法① 一阶自相关性检验：建立辅助回归方程，通过多元回归分析得到，含一阶滞后残差项的辅助回归模型为： (—) (—) (—) () (—)=，=，D.W.=，F=。

从回归结果可得，=（18-1）*，在5%的显著性水平下，通过查表得临界值=3.84，<，接受原假设，且前系数的t检验p值为0.7745，远远没有通过显著性检验，因此，认为模型不存在一阶自相关性② 二阶自相关性检验：建立辅助回归方程，通过多元回归分析，含二阶滞后残差项的辅助回归模型为：() () () () () （）=，=，D.W.=，F=从回归结果可得，=（18-2）*0.053063=0.849008，在5%的显著性水平下，通过查表得临界值=5.99，<，接受原假设，且前系数的t检验p值为，前系数的t检验p值为，都远没有通过5%的显著性检验，因此，认为该模型也不存在二阶自相关性综上所述，模型不存在自相关性，因此不需要修正经过对原模型的多重共线性、异方差性、自相关性的检验和修正后，最终的OLS法估计模型如下：（—）（） () (—)=，=，D.W.=，F=模型中前的参数表示，当其他因素不变的情况下，亩均施肥量每增加一个单位，人均粮食产量相应平均增加个单位；模型中前的参数表示，当其他因素不变的情况下，人均播种面积个单位；模型中前的参数表示，当其他因素不变的情况下，人均受灾面积个单位。

综上所述，人均粮食产量由亩均施肥量、人均播种面积、人均受灾面积综合决定亩均施肥量、人均播种面积与人均粮食产量呈正相关关系，说明这两个因素对人均粮食产量的增长做出了主要贡献；相反的，人均受灾面积与人均粮食产量呈负相关关系，因而认为人均受灾面积在一定程度上阻碍了人均粮食产量的增长可见，所得出的结论正好符合现实情况由以上计量经济模型可知，人均粮食产量由亩均施肥量、人均播种面积、人均受灾面积综合决定；亩均施肥量、人均播种面积与人均粮食产量呈正相关关系，人均受灾面积与人均粮食产量呈负相关关系由此我提出如下建议：首先，政府应该加大对农民的转移支付以提高化肥的施用量，应当有效的控制化肥等农资产品的价格，让农民用得起化肥；其次，政府应该稳定粮食收购价格，保持农民的种粮热情，严格控制非农业占地，保证足够的粮食播种面积；再者，可以增加科技投入、改进现有耕作方式和耕种技术、改培育良种农作物等方式有效地增加粮食产量参考文献[1] 艳春，利昌，计量经济学 [M].中国林业.2008（8）[2] 素文，晓青.省粮食生产变化趋势及影响因子研究[J].国土与自然资源研究，2005[3] 王伏虎.入世后我国粮食供给结构分析[D].大学，2002[4] 中文.我国粮食产量影响因素的实证分析 [J].行政学院学报(双月刊).2011(3)[5] 妍：中国粮食生产影响因素及地区差异分析[J].经济研究导刊，2009（13）. [6] 高倩倩.邢秀凤.传进.基于逐步回归分析的粮食产量影响因素研究 [J].当代经济.2010(5) / 。