1、关于 2007年上半年农产品价格上涨的原因分析关于 2007年上半年农产品价格上涨的原因分析05级经济基地杜暑 40501123王婷婷 40501162问题提出国家统计局对全国 31.1万个农业生产经营单位的生产价格调查结果显示，上半年全国农产品生产价格（指农产品生产者直接出售其产品时的价格）同比上涨 8.8%。其中种植业、林业、畜牧业和渔业产品价格分别上涨5.1%、4.5%、15.8%和 3.3%。在畜牧业产品中，生猪生产价格同比上涨 20.5%，肉牛生产价格上涨7.3%，活羊生产价格上涨 8.7%，家禽生产价格上涨 14.1%，禽蛋生产价格上涨14.3%，奶产品生产价格上涨 1.5%，毛绒
2、类生产价格上涨 5.3%。由此我们发现在所有的农产品中，涨价幅度最高的是畜牧产品，而在畜牧产品中，涨价幅度最高的是猪肉此次猪肉价格的大幅度上涨是否存在与以往涨价不同的动因，我们有应当如何针对这些特殊原因应对涨价风波、保护农民利益，这就是本课题研究的目的模型设定原因分析造成生猪供应价格上涨的原因主要有四方面：一是当前我国部分省市发生了猪瘟或蓝耳病合并细菌感染疫情，生猪供应量减少；二是去年生猪价格过低，养猪户减少，也造成了生猪供应量的减少；三是近期粮油价格上涨，带动了饲料价格的上涨，增加了养猪的成本；四是对生猪价格继续上涨的心理预期，导致各地商户到生猪供应地抢购生猪，又加剧了生猪价格的上涨。导致猪
3、荒最直接的原因是去年南方发生了大规模的生猪疫情，而其他地区的养猪户并不了解这一信息，反而因为当时猪价低迷，大幅减少了养殖数量。两项相加，一场前所未有的猪荒爆发按照市场供需规律，当去年南方发生大规模疫情时，其他地区的养猪户们如果及时掌握这一信息，并作出尽快多养猪的决策，那今年的猪荒局面应可避免。但更多的养猪户始终处于信息封闭状态，他们在去年市场价格低迷时作出了减少养殖数量的决策。同时，广泛分布的协会组织，能够有效针对养猪行业的产业集中度太低散户太多，大户太少的现状，在养猪的成本在不断提高的情况下，对农户提供积极帮助、准确及时地公布疫情，引导农民适应市场供给状况的变化，调整养殖数量，减缓猪肉价格上
4、涨幅度中国农业协会组织主要以农民专业合作社组织为主，具有成员主体是农民，经营的产业是农业，盈余主要按交易量（额）比例返还给成员等特性，为广大成员提供共同需要的市场信息、技术良种、标准生产、物资采购、产品销售、加工增值等多方面服务。通过组织起来，建设优势产业，开发特色产品，发展“一品一社” ，参与产业化经营，增加农民收入，有效发挥“建一个组织、兴一个产业、活一方经济、富一批群众”的积极作用综上所述，我们对猪肉价格上涨的原因分析归于信息和农民专业合作组织的发展两方面关于信息的度量中国农业部也在建设中国农村市场信息服务系统，通过中国农业信息网络系统，采集、加工、传播农产品市场经济信息和供求信息等，引
5、导农产品市场运行和农业生产安排。加强信息基础设施系统建设，利用现代信息基础设施，实现计算机网络、广播电视网络、无限移动网络、卫星无线通信网络和电话网络“多合一”集成运行，采取多种形式实现信息服务进村入户。为解决我国部分农村地区收听不到广播、收看不到电视的突出问题，广电总局会同有关部门组织实施了村村通广播电视工程，使全国已通电的行政村基本实现村村通广播电视，大大提高了我国广播电视人口覆盖率选择能接收八个台以上的电视拥有数量作为农村信息化程度的指标变量设定选取“各地生猪市场价格”作为被解释变量， “能接受八个以上的电视拥有数量” 、 “各地农村民专业经济合作组织数量”作为解释变量，建立二元线性回归
6、方程Y=C+C1X1+C2X2(三)数据收集YX1X213.2472.1282113.41247.7doc/Article/2007083116232-1.shtml模型的估计与调整各地生猪市场价格对各省市能接收八个台以上的电视拥有数量及农民专业合作经济组织个数的回归eviews的回归计算结果如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/15/07 Time: 22:59Sample: 1 10Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.?
7、C14.163760.62180022.778650.0000X1-0.0020040.002239-2.8952220.0004X2-0.7992320.0001032.7742750.0441R-squared0.372341?Mean dependent var13.72000Adjusted R-squared0.283451?S.D. dependent var0.777174S.E. of regression0.834134?Akaike info criterion2.718481Sum squared resid4.870462?Schwarz criterion2.8092
8、56Log likelihood-10.59240?F-statistic15.406406Durbin-Watson stat0.929897?Prob(F-statistic)0.380797Y=14.16376-0.002004X1-0.799232X2(0.621800)( 0.002239) (0.000103)t=(22.77865)( -3.895222)( 3.774275)R2=0.872341 F15.406406 df=91.经济意义检验从回归结果可以看出，因为解释变量的系数都是负数，所以此模型已经证实了之前的推测，即，各地信息越通畅，农民专业合作经济组织越多，该地的猪肉
9、价格越低，信息不通畅及专业经济组织不力是导致猪肉价格上涨的显著原因2统计推断检验从回归结果看，可决系数 R2的拟合程度不高，但由于是截面数据，并且纳入模型中的解释变量在经济意义上是次要因素，所以该可决系数是可以接受的系数显著性检验：给定 a0.05，查 t分布表，在自有度 n37 时得临界值 2.365，由于各解释变量系数的 t值均大于临界值，并且，在同样的显著性水平，和自由度分别为 2和9 的条件下，查表得 F统计量得临界值为14.9，F 值大于临界值，所以各省市能接收八个台以上的电视拥有数量及农民专业合作经济组织个数对各地生猪市场价格有显著影响3计量经济学检验自相关检验如下给定显著性水平
10、0.05，查 dw表，当 n10，k2 时，得下限临界值dl0.697，du1.641，因为 dw统计量为 0.929897大于 dl小于 du，判定区域知不能判断自相关性，认为可能存在自相关由 eviews生成残差序列，命名为 e，并用 et进行滞后一期的自回归，在eviews中输入 ls e e（1）可得回归方程et0.529007et1由上式可知 0.529007，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程Yt-0.529007Yt-1=C(1-0.529007)+C1(X1t-0.529007X1t-1)+ C2(X2t-0.529007X2t-1)+ut对上式的广义差分方程进行回归，在
11、eviews命令栏中输入 ls Y-0.529007*Y(-1) c X1-0.529007*X1(-1) X2-0.529007*X2(-1),得到结果如下Dependent Variable: Y-0.529007*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 12/16/07 Time: 11:22Sample (adjusted): 2 10Included observations: 9 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.?C6.4676950.26535424.373840.
12、0000X1-0.529007*X1(-1)-6.6605790.001426-2.04671150.0043X2-0.529007*X2(-1)-1.9851436.29E-0523155170.0431R-squared0.266922?Mean dependent var6.530382Adjusted R-squared0.244102?S.D. dependent var0.577560S.E. of regression0.644207?Akaike info criterion2.219607Sum squared resid2.490014?Schwarz criterion2
13、.285349Log likelihood-6.988233?F-statistic21.9168Durbin-Watson stat1.706953?Prob(F-statistic)0.812368由上可得回归方程为Yt*=6.467695-6.660579X1t*-1.985143X2t* se=(0.265354) (0.001426) (6.29E-05) t=(24.37384) (-2.046711) (2.315517)R2=0.266922 F=21.9168 df=9 DW=1.706953其中 Yt*=Yt-0.529007Yt-1, X1t* =X1t-0.529007
14、X1t-1 X2t* =X2t-0.529007X2t-1在 0.05的显著性水平下可知 DW统计量，dl0.697，du1.641，模型中DW1.706953 大于 du，说明广义差分模型中已无自相关，不必再进行迭代。同时，可决系数，t，F统计量也达到理想水平对修正后的模型做异方差的 white检验如下White Heteroskedasticity Test:F-statistic0.569844?Probability0.697103Obs*R-squared3.131278?Probability0.536102Test Equation:Dependent Variable: RES
15、ID2Method: Least SquaresDate: 12/15/07 Time: 23:29Sample: 1 10Included observations: 10VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.?C1.0415371.4720240.7075550.5108X1-0.0049030.008082-1.6065950.5706X122.61E-068.93E-062.2927070.7815X2-0.0002390.0002481.9632530.3797X22-7.68E-091.45E-08-3.5310290.6181R
16、-squared0.313128?Mean dependent var0.487046Adjusted R-squared0.236370?S.D. dependent var0.630393S.E. of regression0.700948?Akaike info criterion2.434087Sum squared resid2.456642?Schwarz criterion2.585380Log likelihood-7.170436?F-statistic0.569844Durbin-Watson stat1.489139?Prob(F-statistic)0.697103可以
17、看出，nR23.13128，由 white检验知，在 a0.05 下，查卡方分布表，得临界值 x0.05(2)=5.99174,同时 X和 X2的 t检验值也显著，比较计算的卡方统计量与临界值，因为 nR23.13128 小于 x0.05(2)=5.99174,所以拒绝原假设，不拒绝备择假设，表明模型不存在异方差多重共线性检验如下：Y对 X1的回归，eviews 计算结果如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/07 Time: 10:21Sample: 1 10Included observations: 10Variab
18、leCoefficientStd. Errort-StatisticProb.?C13.944930.53981725.832680.0000X1-0.0004210.000888-2.4738670.0483R-squared0.327302?Mean dependent var13.72000Adjusted R-squared0.294285?S.D. dependent var0.777174S.E. of regression0.812987?Akaike info criterion2.600653Sum squared resid5.287584?Schwarz criterion2.661170Log likelihood-11.00327?F-statistic5.224550Durbin-Watson stat0.792623?Prob(F-statistic)0.048257相关系数距阵：b，Y 对 X2回归，eviews 计算结果如下Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/16/07 Time: 10:21Sample: 1 10Included observations: 10
