用stata建立滞后变量模型解决实际问题.docx

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用stata建立滞后变量模型解决实际问题

重庆：

不同类型的收入对消费的影响

②滞后收入对即期消费支出的影响分析

滞后收入又可称为过去收入，是指现期收入以前年份的收入，这里指重庆农

民过去年份所取得的人均纯收入。

杜森贝利从“消费不可逆性”解释过去收入对现期

消费的影响，他认为过去的消费水平对现期消费具有很强的“示范效应”，即使现期

收入出现较大波动，也不会影响消费水平的剧烈波动，它会“承继”过去消费的延伸

影响。

现在用现期消费与过去收入的相关系数来考察重庆市农村居民的现期消费

与过去收入的相关程度，样本相关系数如下：

相关系数回归结果表明，过去收入对现期消费的影响较大，过去收入每增加1

元，导致居民的现期消费增长0.997元。

说明重庆市农村居民的现期消费对过去收

入的依赖性较强。

这可能是由于农民受“量入为出”、“勤俭节约”传统观念影响，养成了捂紧钱罐子的消费习惯，消费预期心理和预期收支趋紧，积累重于消费的观

念在农村仍占主导地位。

农村居民收入：

从表3可知，回归模型存在自相关，不能使用

（1）式。

根据消费与收入理论，消费不仅受当期收入的影响，还可能受以前消费水平的影响。

因此，需要引入滞后变量。

3．2引入滞后变量的科伊克模型检验

由图2可知，dlnRCt和dlnRIt相对趋于平稳，时间趋势基本消除。

应用Eviews6．0对lnRCt、lnRIt、dlnRCt、dlnRIt、ddlnRCt及ddlnRIt分别做单位根检验，结果见表4。

从表4中可以看出，变量lnRCt、lnRIt、dlnRCt、dlnRIt的ADF检验统计量的值在5%显著性水平下均大于所对应的临界值，说明未经差分的人均收入和人均消费以及一阶差分的人均收入和人均消费均存在单位根，是非平稳的。

而其二阶差分以后的ddlnRCt和ddlnRIt的ADF检验值都小于所对应的临界值，均达到平稳，说明lnRCt和lnRIt均为二阶单整序列。

3．2．2协整检验

变量序列lnRCt、lnRIt均是二阶单整序列，符合协整检验的要求。

采用Johansen协整检验，应用Eviews6．0得到表5的检验结果。

由表5可知，变量lnRCt与lnRIt

之间存在协整关系。

4结论

从以上分析和建立的科伊克回归模型，可以得出以下几点结论:

第一，1995—2010年江苏省农村居民实际人均消费支出与实际人均纯收入之间具有协整关系，即长期的动态均衡关系。

第二，影响江苏省农村居民实际人均消费水平的主要因素是即期收入和上一期消费水平。

上一期消费水平对当期消费有正向作用，表明江苏省农村居民实际人均消费水平不仅受即期收入的影响，还受上一期的消费水平的影响，说明江苏省农村居民消费具有后瞻性。

第三，回归模型中上上期消费水平对当期消费水平有反向作用，说明江苏省农村居民更早期的消费支出对当前消费有一定的制约作用，农村居民

消费有着一定时期（比如3年）内的计划性。

上上期消费对当期消费的影响远小于上一期，江苏省农村居民总的消费滞后效应仍为正向作用。

第四，由格兰杰因果关系检验结果知，江苏省农村居民人均纯收入是人均消费支出的格兰杰原因，而农村居民的人均消费支出不是人均收入的格兰杰原因。

这说明江苏省农村居民的消费呈现“量入为出”的特点。

第五，实证的计量分析结果表明，政府应当想方设法提高农村居民收入，加大农村社会保障力度，使农村居民消费时无后顾之忧。

广东：

基于分布滞后模型的广东省生产总值与固定资产投资关系的实证分析

一、引言

近年来，广东省经济持续稳定增长，地区生产总值和全社会固定资产投资是拉动广东经济增长的重要因素，因此，对生产总值与固定资产投资的关系的研究显得尤为重要。

由于在现实经济活动中，经济活动主体的决策与行动都需要一个过程，加之人们生活习惯的延续、制度或技术条件的限制以及预期效应等因素的影响，经济变量的变化往往存在时滞现象，而在这里对广东省的生产总值与固定资产投资来说，广东省的生产总值不仅受到本期固定资产投资额的影响，而且也取决于前几次投资额的影响。

因此，在研究全社会固定资产投资对经济增长的作用时，不仅要考虑本期投资额，也应该考虑前几次投资额。

本文拟采用阿尔蒙（Almon）多项式法建立广东省地区生产总值与全社会固定资产投资关

系的分布滞后计量经济模型，对它们之间的关系进行探讨。

模型中的βi表示第t年之前i年的固定资产投资对第t年的生产总值的边际贡献。

一般来说，固定资产投资在建设项目完工之后，就可发挥效益。

随着项目配套设施的不断完善，投资的作用强度也将逐渐提高，并在一定时期达到最高点。

之后，随着项目的逐渐老化，投资的作用强度也将不断减弱，并最终变为零。

因此，我们可以将βi看成是时间变量的非线性函数。

根据Weierstrass定理，在有限闭区间内的任何连续函数，都可以用一个适当的多项式来逼近。

假定βi可以用滞后长度i的适当阶的多项式来逼近。

即：

三、数据选取

分析所使用的样本取自1978～2006年，所有的数据都是年度数据，数据来源于《2007年广东省统计年鉴》。

用SY、SX分别表示广东省地区生产总值和固定资产投资总额（单位：

亿元），以1978=100的商品零售价格指数（用P表示）对SY、SX这二个变量进行调整以消除物价因素的影响，并用Y、X表示。

四、模型建立与分析

由于在实际应用中，阿尔蒙多项式的次数p通常都取得较低，一般取2或3，很少超过4。

因此，我们在此取p=3，利用经商品零售价格指数调整后的数据Y、X，分别用大于3的一系列q值对模型进行检验，得出较好的拟合结果时的q值（最大滞后长度）为15。

根据阿尔蒙法，取p=3和q=15，由（4）式和（5）式

计算得到Z0、Z1、Z2、Z3。

又由得到的诸Z的数据，用OLS法进行回归，得到了回归模型如下所示：

从R2和R2的值可以看出模型（6）对数据的拟合效果是相当好的；从F-统计值来看，回归方程总体上是显著的；又从各回归参数系数t-统计值来看，它们在统计上也是显著的。

根据式（6）给出的参数α的估计值，由计算公式

（2），我们可得到如下的分布滞后模型：

根据分布滞后模型（7）中的参数βi可以看出，广东省生产总值不仅受到当年固定资产投资的影响，而且受到以前15年的固定资产投资额的影响，并且固定

资产投资作用的强度会逐年提高。

又由各βi的值，我们得到：

单位投资所带来的生产总值增加额

即固定资产投资增加一个单位时，包括滞后效应而形成的，会使广东省生产总值增加10.8407个单位。

由此可见，固定资产投资对广东经济增长的作用是巨大的。

从β0到β15的数据可看出固定资产投资对广东经济增长的作用呈现先降后升的变化趋势，这与实际

情况是相吻合的。

因为在现实生活中有一部分投资是用于生产性固定资产的，这些投资在当年就发挥作用，其作用一般是随时间的推移而不断下降的；而另一部分投资是用来进行规模较大的经济基本建设的，这些投资一般在经过较长的时间以后才能够发挥作用，且其作用的程度一般是随其配套设施的完善和项目的老化而先升后降的。

很显然，当年就可以发挥效益的投资与当年不能发挥效益的投资各自所占比重的变化，将会使边际贡献值βi发生相应的变化。

五、模型预测

对于已经建立的模型（7），可以直接预测各样本的拟合值。

利用Eviews软件，我们可以得到广东省1993-2006年生产总值的预测值YF，预测图如图1所

示。

图中的实线表示因变量的预测值YF，上下两条虚线给出的是近似95%的置信区间。

图1右边的附表有一系列对模型的评价指标，一般认为如果平均绝对百分误差（MAPE）低于10，则认为预测精度较高。

希尔不等系数（TheilInequality

Coefficient）总是介于0到1之间，数值越小，表明拟合值与真实值间的差异越小，预测精度越高。

协变率（CP）则衡量了剩余误差，当预测比较理想时，均方误差大多数集中在CP上。

从图1可见，此模型的MAPE为0.75986，Theil不等系数为0.002907，CP近似于1，说明此次回归的预测精度相当高，预测值十分接近真实值，本文构建的计量经济模型相当理想。

六、结论及建议

从广东省生产总值与固定资产投资关系的分布滞后模型的研究结果来看，生产总值与固定资产投资总额之间呈明显的正相关关系，模型对数据的拟合度很

高，方程总体显著性很好，广东省地区生产总值可以被全社会固定资产投资很好地解释。

广东省生产总值随着固定资产投资的增长而稳步增长，并且固定资产投资对地区生产总值有一定的滞后效应，地区生产总值不仅受到当年固定资产投资的影响，而且受到以前15年的固定资产投资的影响。

因此可见固定资产投资是广东经济增长的最主要的推动力，优化固定资产投资结构是广东现阶段进行宏观调控的一个重点。

政府应继续推进固定资产投资结构的优化与升级，进一步优化投资环境。

通过优化投资环境，进一步引进外资，提高引资质量，引进更多规模大、技术新、产品附加值高，无污染或污染少的外资企业。

同时，通过优化投资环境，促进民营经济的发展，推进基本公共服务均等化，加快后进地区的发展，缩小地区差距。

这样才能促进广东省生产总值的稳步提高和经济的持续快速增长。

摘要：

利用柯布—道格拉斯生产函数，以1999年和2005年数据为基础，对常德市农业生产的实际情况进行量化分析，以农业产值为产出因子，选择劳动力、化肥投入、机械总动力、耕地面积和有效灌溉面积为投入因子，利用EVIEW计量经济软件建立投入产出模型。

通过计量经济模型对比分析发现，从1999年到2005年常德市农业产值大幅增加的主导影响因素依然是耕地面积，相对1999年劳动力和农业机械总动力的影响而言，2005年化肥投入量和农业机械总动力的影响增强，而劳动力则表现出剩余现象。

说明今后常德市农业生产应做好耕地资源的开源与节流工作，重视农业科技和农业机械化发展，调整农业产业结构促进劳动力资源合理利用及优化农业产业类型的布局。

　　关键词：

常德市；农业投入产出；模型分析

　　Abstract:

UsetheCobb-Douglasproductionfunctionto1999and2005data，ChangdeCityofagriculturalproductionontheactualconductofquantitativeanalysis，choosetheoutputvalueofagricultureasoutputfactor，chooselabor，fertilizerinputs，Dynamicmechanicaltotal，arablelandareaandtheareaofeffectiveirrigationasinputfactor，usingeviewssoftwareconstructinput-outputmodel.EconometricmodelthroughcomparativeanalysisfoundthatFrom1999to2005，ChangdeCity，agriculturaloutputincreasedsubstantiallydominantfactorremainstheareaofarableland，1999relativelaborandthetotalpowerofagriculturalmachineryimpact，2005fertilizerinputsandthetotalpowerofagriculturalmachinerytoenhancetheimpact，whilethelaborshowedaresidualphenomenon.ChangdeCityindicationoffutureproductionshouldfocusonprotectingarableland，whilestrivingtoimproveagriculturaltechnology，andtoaddresstheproblemofruralsurpluslabor.

　　Keywords:

ChangdeCity；Multipleregression；Cobb-Douglasproductionfunction

　　引言

　　农业投入直接影响着农业产出，劳动力、机械动力、化肥、灌溉等投入要素，不同农业生产区域有所不同。

预测农业投入与产出之间的相互关系，对农业投入与产出效益进行量化分析能有效的指导农业生产。

史明瑛、朱云鹃（1999）通过简单相关分析模型和线性回归等多种模型对安徽省1978年至1997年的农业投入产出进行了分析，得出农业机械总动力对农业总产值影响最大以及化肥是粮食增产的主要因素的结论[1]；时训柳、洪林等（2001）通过对漳河灌区水稻灌溉方式的比较研究，对节水灌溉与传统灌溉两种方式对农业产出的影响进行了探讨[2]；孔朝莉，杨启昌（2006）运用主成分分析法对我国农业农业投入进行了分析，得出发展节水、节肥的精准农业将是今后我国农业发展的重要方向[3]。

常德市素有“鱼米之乡”美称，为了积极推动常德从农业大市向农业强市转变，对其农业投入与产出之间的相互关系进行积极探讨，从而为整个常德的农业投入提供理论依据。

　　一、研究区域概况

　　常德市位于湖南省西北部，全市土地总面积1.82×104km2，其中耕地面积43×104hm2，占土地面积的38%，占全省耕地面积的15%。

全市辖武陵、鼎城2个区，汉寿、桃源、临澧、澧县、石门、安乡6个县及津市市，共209个乡镇，总人口608万，其中农业人口407万。

常德市地貌类型以平原地形为主，属于亚热带季风气候，其间水域辽阔，河湖密布，水草资源丰富。

全市三分之二以上耕地为洞庭湖淤积平原，土地肥沃，农业生产具备良好的光、热、水、土条件。

农作物生产以棉花、油菜、稻谷为主。

并已成为全国闻名的商品棉、商品粮、淡水鱼和柑橘等大宗农产品的生产基地。

全市9个区、县（市）中有8个是国家商品粮基地县，2个是商品棉基地县，5个是商品鱼基地县，1个绿色食品生产基地县，1个综合农产品优质商品基地县，已形成了一个强势的商品性农业生产基地群。

（具体见表1，2）。

　　二、常德市农业投入产出效率评价

（一）农业投入产出效率评价方法的选取

　　农业投入产出率的测定方法采用常用的柯布—道格拉斯生产函数（CD生产函数）为基本工具:

　　Y=ALαKβ

（1）

　　上式中，Y为产出量，L为劳动投入，K为资金投入，α、β分别为L、K的产出弹性系数，A为结构参数[4]。

为研究方便，两边取对数转换得回归模型：

　　lnY=lnA+αlnK+βlnL

（2）

　　此方法在农业生产研究方面已经运用，国内部分学者已做过相关研究，如：

杨君、关欣等2002年对塔里木盆地农业生产投入产出潜力进行了研究[5]；秦耀辰、千怀通过构建生产函数对河南省东部平原的粮食生产进行过投入产出潜力研究[6]。

根据1999年和2005年常德市9个县区农业总产值（Y）、劳动力人数（X1）、化肥施用量（X2）、农业机械总动力（X3）、耕地面积（X4）、有效灌溉面积（X5）资料整理出常德市生产农业截面数据，构建CD生产函数并进一步将模型转化为多元线形回归模型:

令Y^=lnY，β0=lnA。

则有：

　　Y^=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5（3）

　　依据上式将1999年和2005年常德市农业生产基本数据输入eviews进行回归，对投入产出进行评估。

（二）建立回归模型

　　1.原始数据的选取

　　查找1999年、2005年常德市各县的农业生产基本数据如表3。

　　2.建立回归模型

　　以农业产值作为因变量,耕地面积、化肥、劳力、有效灌溉面积和农业机械总动力都当做自变量，将数据输入eviews，得如表4所示的回归结果：

　　因此，可建立如下两个回归模型：

　　1999回归模型为：

　　lnY=7.4+0.58*lnX1-0.324345

　　6163*lnX2+0.37*lnX3+0.58*lnX4-0.039*lnX5。

　　F=215.0978，拟合优度为R2=0.997218，修正R2=0.992582。

　　2005年回归模型为：

　　lnY=2.1-0.19*lnX1+0.63*lnX2+0.86*lnX3+0.2*lnX4-0.054*lnX5

　　经统计检验R2=0.990807，调整后R2=0.975484，F=64.6635，S.E=0.100257，DW=1.520566，t值在给定显著性水平α=0.05下显著，方程拟合程度较好。

　　（三）回归结果分析

　　从以上回归结果看，1999年F值为215.0987，调整系数为0.9925，实际值与拟合值接近，回归效果较好，模型选择变量可对区域农业生产投入产出进行很好解释。

其中耕地面积弹性系数最高（为0.89），说明1999年常德农业生产产值的主要影响因素为耕地面积，其次农业机械总动力（0.26）和劳动力投入（0.19）也对农业生产有一定的影响。

而化肥（-0.32）和有效灌溉面积（-0.06）则对农业生产影响甚微,也说明对于处于洞庭湖区的常德而言,农业灌溉问题不是农业生产的制约因素,其间化肥投入也已满足当地农业生产的需要。

　　但从1999年到2005年六年间，影响常德市农业投入产出的主要因素的弹性系数发生了变化，耕地面积的影响依然占据主导地位，但若求出自变量相关关系系数，其地位则相对下降，弹性系数由1999年的0.8916降低到2005年的0.5322，机械化水平系数上升（从1999年的0.2644到2005年的0.334）；而化肥弹性系数则有大幅度提高（-0.3243到0.3642）；劳动力（-0.22）和有效灌溉面积（-0.08）则趋近于0，对农业生产影响微弱。

　三、结论与建议

　　1.做好耕地资源的开源与节流工作

　　耕地面积仍然是农业产值增加的主要因素。

从1999年至2005年，常德市耕地面积增加了28990公顷，有效灌溉面积减少了930公顷，粮食产量增加了407.02亿元。

由此，我们可以分析得出，作为国家商品粮棉基地的常德市，在今后的农业发展中应积极做好耕地保护工作。

主要是在耕地资源的“开源”和“节流”上做好文章，“开源”主要是通过新农村建设将分散聚居的村庄模式逐步集中规划，减少住宅基地的无序扩张以及遍地建房模式，另外，伴随农民工外出导致的农村抛荒地的增多，要积极探索农业生产劳动力过剩情况下，抛荒地、可整治土地的合理利用；“节流”主要是指在大力推进新型工业化、农业产业化和区域城镇化过程中要节约集约用地，搞好城镇用地规划，防止城镇无序扩张，保护耕地资源，保障基本农田；新农村建设与规划也应该尽量避免大拆大建，尽量依靠老村建新村，合理改造，避免造成新的土地资源浪费。

　　2.重视农业科技和农业机械化发展

　　农业机械是提高现代农业科技水平提高的表现，也是农业产值增加的关键。

从1999年到2005年，常德市农业机械总动力增加了108.2万千瓦，拖拉机、排灌设施、农药喷洒机械动力提升，大大减少了劳动力投入，农业生产效率大幅度提高，农业科技水平步入新台阶。

　　常德市要从现在的农业大市变为农业强市，在今后很长一段时间内，应强化农业科技攻关，推广农业科技成果，加强农业科技培训，以提高农产品品质和农业效益；在产品生产过程中应注意新产品的推广、新技术的应用、新科技成果的转化，尤其是对优良品种的引进繁育、土壤改良、栽培、储藏、加工运输、营销等，提高农业科技水平、改进农业生产方式，走高产优质高效农业发展之路。

此外，在建设良好的市场环境的同时，建立农产品市场信息收集、发布系统和农产品质量标准体系，帮助农民获得准确的市场供求信息；通过会议、报刊、电影科技片、广播等多种形式向农户提供产销信息，指导农户安排生产，减少生产的盲目性；组建上下相连、左右互通、联系密切、信息灵通、贷畅其流的营销网络，以提高农业抗市场风险的能力。

　　3.调整农业产业结构促进劳动力资源合理利用

　　劳动力总数影响逐步微弱并呈现出劳动力剩余特征。

农业机械化水平提高，有效地提高了农业生产效率，减少了劳动力投入，劳动力数量因素不再是农业发展的重要影响因素。

因此，在新农村建设背景下，在湖南新型工业化和城镇化过程中如何实现农村剩余劳动力的合理利用，调整农业产业结构即将成为今后很长一段时间内常德市应着力解决的问题。

常德是传统农业生产主产区之一，现有农业各部门农、林、牧、渔发展很不均衡，种植业（主要是指粮棉油的生产）、牧业生产基础较好，渔业生产和经营却比较薄弱，林业生产则在各个农业生产部门中，生产基础最为薄弱。

如果将常德市农业生产的相关部门按三次产业进行划分，第一产业即种植业比较发达，第二产业即农产品加工业相当薄弱，第三产业即为农服务业发展缓慢。

因此，调整农业产业结构势在必行。

在常德市农业产业结构调整过程中，应继续加强传统种植业的生产，强化农产品加工业，并积极发展为农服务业。

总之，产业结构调整就是要依靠科技，加强农业基地生产，强化产品加工，开拓销售市场，引导农民从单纯从事第一产业转移从事二、三产业，使全市农村经济向第一、二、三产业并重的局面，从而促进农民增收。

　　4.优化农业产业类型的布局

　　农业产业结构的调整必须注重农业产业类型的布局。

常德市必须在现有农业发展基础上，对区域内各县（市、区）农业产业进行合理布局，避免各县（市、区）农业产业结构趋同以及区域内部产业无序竞争。

常德市现有的农业生产基地布局，并未真正遵循湖区发展粮棉油大宗农产品生产和肉牛、肉羊的引进驯养，山区重点发展茶叶、果蔬、马头羊和肉兔生产，平丘区重点发展奶牛饲养的布局规律。

依据常德市“三分丘岗，两分半山，四分半平原和水面”的地貌特征，常德市的农业产业布局按照不同的地域特征大致可划分为三个区域：

第一个区域是石（门）长（沙）铁路和焦柳铁路线以东的洞庭湖区，包括区县（市）有津市市、安乡县、汉寿县、常德城区以及临澧县大部分。

这个区域地势低平，土壤肥沃，河湖密布，是非常良好的商品粮棉油基地，同时，这一区域也可积极发展蔬菜种植、淡水鱼养殖和淡水珍珠养殖；第二个区域是指包括澧县大部分地区、桃源县东北部和临澧县部分地区的中部丘陵岗地。

这一区域适宜发展奶牛饲养和林果栽培与种植；第三个区域以石门县为主体，另辖澧县西部和桃源西南部。

这一区域应主要以石门柑橘生产为主体，同时利用山区优势发展马头羊和肉兔等畜牧生产。

　　参考文献：

　　[1]史明瑛,朱云鹃.安徽省农业投入产出效果分析[J].运筹与管理,1999,

（2）:

62-66.

　　[2]时训柳,洪林,袁宏源.漳河灌区水稻节水灌溉对农业投入产出的影响分析[J].中国农村水利水电,2001,（9）:

15-23.

　　[3]孔朝莉,杨启昌.农业投入产出变量的主成分回归分析模型[J].鞍山师范学院学报,2006,（8）:

11-14.

　　[4]孙敬水.计量经济学[M].北京:

清华大学出版社,2004:

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　　[5]杨君,关欣,等.塔里木盆地农业生产投入产出潜力模型初步研究[J].新疆农业大学学报,2004,（4）:

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　　[6]中国地理学会自然地理专业委员会.自然地理学与中国区域开发[M].武汉:

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　　[7