1、. . . . 摘 要一個地區的經濟發展受著多方面的因素影響，例如農業，工業，消費，投資等，而農業作為第一產業，更是對一個地區的經濟發展有著重大的影響。省是一個農業大省，有著眾多的勞動資源，所以省的農業增長對于省的經濟發展有著不容忽視的重要作用。本文在2008年省統計年鑒上搜集了19782007年的省GDP數據和省農業總產值數據，剔除價格變動的影響，將數據折算成不變價格數據后，應用協整與誤差修正理論，建立經濟模型，以與誤差修正模型，分析了省農業對經濟增長的具體影響，并對今后的省GDP與農業總產值進行一個簡單的預測。所得結果表明，省經濟增長與省農業的增長存在著長期均衡關系以與短期的波動，這與我們

2、所知道的經濟理論是相符合的。 關鍵詞GDP 農業總產值 協整 誤差修正XVII / 17Abstract：region's economic development is being affected by many factors, such as agriculture, industry, consumption, investment, and agriculture as the primary industry, but also of a region's economic development has a significant impact. Yunnan

3、is a major agricultural province, has a large number of labor resources, the agricultural growth of Yunnan Province, Yunnan Province's economic development has an important role can not be ignored. In this paper, the 2008 Statistical Yearbook of Yunnan Province on the years 1978-2007 collected d

4、ata and the Yunnan Province, Yunnan Agricultural GDP GDP data, the effect of price changes, the data converted into constant price data, the application of cointegration and error correction theory, economic models, as well as the error correction model to analyze the economic growth of agriculture

5、in Yunnan Province of the specific impact of future GDP and agricultural output value of Yunnan Province to conduct a simple forecast. The results show that the economic growth of YunnanProvince and YunnanProvince, the growth of agriculture and the existence of short-term fluctuations and long-run e

6、quilibrium relationship, which we know is consistent with economic theory.KeywordsYunnan GDPTotal agricultural output value Cointegration Error Correction一、 引言（一）問題的提出通常對GDP的定義為：一定時期（一個季度或一年），一個國家或地區的經濟中所生產出的全部最終產品和提供勞務的市場價值的總值。在經濟學中，常用GDP來衡量該國或地區的經濟發展綜合水平通用的指標。這也是目前各個國家和地區常采用的衡量手段。GDP是宏觀中最受關注的經濟統計數

7、字，因為它被認為是衡量國民經濟發展情況最重要的一個指標。一般來說，國生產總值有三種形態，即價值形態、收入形態和產品形態。從價值形態看，它是所有常駐單位在一定時期生產的全部貨物和服務價值與同期投入的全部非固定資產貨物和服務價值的差額，即所有常駐單位的增加值之和；從收入形態看，它是所有常駐單位在一定時期直接創造的收入之和；從產品形態看，它是貨物和服務最終使用減去貨物和服務進口。 GDP反映的是國民經濟各部門的增加值的總額。一個地區的GDP大幅增長，反映出該地區的經濟發展蓬勃。至始是一個農業大省，農業作為我國的第一產業，凸顯了其重要性。而具有廣大的勞動人民，說明省農業勞動力資源豐富，所以農業在省經濟

8、增長中有著極其重要的作用。從20世紀70年代末開始，農業跟隨國家的政策，經歷了一系列波瀾壯闊的改革。包括推行家庭聯產承包責任制，改革農產品流通體制、小城鎮發展和推進新農村建設等。伴隨著改革的深入，農業發生了根本性的轉變，糧食生產告別了短缺時代，農業產業結構發生了顯著地變化，農業的生產水平不斷提高，所以研究省農業對經濟增長的影響也有著重要的現實意義。協整理論(Co Integration)是20世紀80年代中后期以來數量經濟學領域應用較為廣泛的一種建模理論。它從分析時間序列的非平穩性著手，探求非平穩經濟變量間蘊含的長期均衡關系。對傳統的數量經濟模型，尤其是動態模型，進行了較為清晰的描述，澄清了傳

9、統的數量經濟學統計推斷中一些較為模糊的概念。傳統的線性回歸建模通常假定時間序列是平衡的，以保證普通最小二乘法得到的估計量是一致的，具有漸近的正態分布。（二）文獻綜述綜合一個國家或地區的實力，首先要看一個國家或地區的經濟水平如何。GDP是宏觀中最受關注的經濟統計數字，因為它被認為是衡量國民經濟發展情況最重要的一個指標。 近年來，更是有許多學者來研究經濟增長給各個行業帶來的影響，亦或是各個因素對經濟增長的影響，而在研究的過程中，針對地區的不同，研究的方法也都有不同。大部分是做對經濟增長的分析，或者是技術進步等因素對農業經濟增長的影響，單做農業增長對經濟增長的影響的較少。而一般做經濟增長分析的方法是

10、利用回歸分析，擬合線性模型，但是由于影響經濟增長的因素很多，存在很多不確定性，所以回歸的結果就存在很多誤差，若只擬合一元線性模型，則可能存在“偽回歸”，造成一種假象。研究經濟增長的文獻有，英，世平，省區域經濟發展差異的實證分析，通過對省十大省轄市19942005年人口、 GDP 的變化的分析,探討影響省區域發展差異的因素,并通過計算其區位熵和庫茲涅茨系數來進行實證分析,希望能提出解決區域差異問題的方法,為政府提供一種政策建議。后凱，中國社會科學院工業經濟研究所，中國地區經濟增長與其收斂性，文章通過對GDP的影響做回歸分析，對地區的經濟增長做分析。研究農業促進經濟增長的文獻有，安吉，2007年，

11、大學，農業在發展中國家經濟發展中的作用研究，采用GDP做指標，通過建立二元經濟模型，來分析農業發展對發展中國家經濟發展的作用。仙忠云，2008年6月，州農業經濟增長問題研究，文章在19522002年期間的農業經濟增長和發展進行了實證研究,描述了該地區的農業經濟增長與發展狀況,揭示了該地區農業經濟增長的變化規律與發展特點。媛媛，省農業經濟增長方式轉變實證分析研究，文章選擇了省這樣一個典型的農業大省的農業經濟增長方式轉變作為研究對象,在廣泛參考相關文獻和收集統計數據的基礎上,對省的農業經濟增長現狀進行分析,以便準確、合理地反映省農業經濟增長方式轉變的進程,為省適時把握農業經濟增長方式轉變程度的脈搏

12、提供數量規和理論支持,其較強的示效應也為今后在全國圍推廣農業經濟增長方式測評指標體系提供了依據。利用協整理論研究農業與經濟增長關系的有，朱玉春，天佑，我國農業財政投入與經濟增長的協整分析，文章以19532006年我國農業財政投入和國生產總值的統計數據為基礎,運用時間序列動態均衡關系的協整分析方法,對我國農業財政投入與經濟增長之間的關系進行實證研究,建立兩者之間的長期動態均衡模型和誤差修正模型。 通過閱讀大量文獻，搜集資料，發現采用協整與誤差修正理論來分析農業對經濟增長的影響的文章較少，所以本文選用協整與誤差修正模型，來研究省的農業增長對經濟增長的影響。（三）本文的研究思路與文章的結構本文通過1

13、978年到2007年的省GDP數據和省農業總產值數據來進行分析，分析農業是影響經濟增長的原因與否。本文利用協整與誤差修正模型，對數據進行分析。因為數據中存在著價格變動影響，所以本文首先對數據進行不變價格處理，然后通過驗證數據是否具有協整關系，結果表明兩者之間存在著協整關系，所以我們繼續進行誤差修正模型，最后得到回歸分析結果，結果表明農業與經濟增長是存在著影響關系的。本文的結構是首先是問題的提出，然后是對所搜集的資料做概述，然后利用搜集的數據做具體的實證分析，選用EVIEWS統計軟件，最后得出所要的結果，即省農業增長對省經濟的增長用著顯著的影響，最后，本文對省的農業總產值和省的GDP做一個簡單的

14、預測。二、基本理論簡介（一）ADF單位根檢驗( Unit Root Examining)如果用一個簡單模型去估計農業總產值與經濟增長的關系，極有可能得到錯誤的結論。因為在這里，參數的估計值是毫無意義的。可能會出現偽回歸，所以需要協整的支持。以前只能是把非平穩時間序列變化為平穩時間序列來建立回歸模型，這樣很可能會導致模型是偽回歸，認為是得出的相關關系，其實造成的是一種假象，而由于出現協整理論，如果一組非平穩時間序列之間存在協整關系，就可以直接建立回歸模型，所以要進行單位根檢驗。因為大部分時間序列不是一個簡單的AR(1) 過程，所以通過修正的方法，用ADF檢驗。（二）單整( Intearation

15、)一個具有非確定性分量的時間序列，如果在差分d次后具有一個平穩即可回歸移動平均(ARMA)表達式，而在差分d- 1后仍是非平穩的，則稱時間序列是d階單整的，稱I (d)序列。顯然，平穩序列一般可以表示為I(0)。對于DF檢驗與ADF檢驗，單位根檢驗，即檢驗時間序列的單整階數d。為方便起見，通常考慮一階單整序列：I(1)的情況對于數據生成過程(DGP) y1= py1 +ut ，utN ( 0,u2)y0=0。如果檢驗零假設H o: =0，對于| |<1，檢驗得到的t統計量服從t分布。當0= 1時，檢驗統計量并非漸近的標準正態分布，甚至不對稱。（三）協整(Co Integration)為了

16、有效的衡量序列之間是否具有長期均衡關系，Engle和Granger于1987年提出了協整的概念。 假定自變量序列為，。，響應變量序列為，構造回歸模型 假定回歸殘差序列（）平穩，我們稱響應序列與自變量序列 之間具有協整關系。協整建模的研究目前主要集中在兩個領域: 一是協整理論與方法的研究，一是應用協整理論的實證研究。協整理論與方法的研究圍繞著協整關系和協整向量的估計兩個問題進行:在進行協整分析之前，首先分析確定序列的單整階數，目前應用量較為廣泛的是Dickev- Fulle的DF檢驗和ADF檢驗。有關協整向量的檢驗和估計，EG兩步法既簡便又可以得到一致的參數估計，它適用于兩變量協整系統或只存在一

17、個協整關系的協整系統。本文選擇的是ADF檢驗，來證明省農業總產值和省經濟增長之間是存在協整關系的。協整概念的提出有著非常重要的意義，因為之前一直不敢大膽的對非平穩序列構建動態回歸模型，是擔心非平穩序列容易產生虛假回歸的問題。而虛假回歸之所以會產生是因為殘差序列不平穩。如果非平穩序列之間具有協整關系，就說明殘差序列平穩，那就不會產生虛假回歸問題了。（四）誤差修正模型（Error Correction Model）誤差修正模型簡稱ECM，最初由Hendry 和Anderson于1977年提出，它常常作為協整回歸模型的2模型出現。有協整模型度量序列之間的長期均衡關系，而EMC模型則解釋序列短期波動關

18、系。響應序列的當期波動主要會受到三個方面的影響：1， 輸入序列的當期波動；2， 上一期的誤差；3， 隨機波動。4， 所以EMC的構建模型為：其中稱為誤差修正系數，表示誤差修正對當期波動的修正力度，根據誤差修正模型的推導原理（推導原理這里省去），可以確定，即誤差修正機制是一個負反饋機制。（五）殘差自回歸殘差自回歸（Auto-Regressive）模型的構造思想是首先通過確定性因素分解方法提取序列中主要的確定性信息：式中，為趨勢效應擬合；為季節效應擬合。考慮到因素分解方法對確定性信息的提取可能不夠充分，因而需要進一步檢驗殘差序列的自相關性。純隨機性檢驗也稱為白噪聲檢驗，是專門用來檢驗序列是否為純隨

19、機序列的一種方法。如果一個序列是純隨機序列，那它的序列值之間應該沒有任何相關關系，即滿足=0，k0.在實際應用中一般是構造LB統計量：LB=n（n+2），其中n為序列觀測期數；m為指定延遲期數。Box和Ljung證明LB統計量近似服從自由度為m的卡方分布.如果檢驗結果顯示殘差序列自相關性不顯著，說明確定性回歸模型對信息的提取比較充分，可以停止分析了。如果檢驗結果顯示殘差序列自相關顯著，說明確定性回歸模型對信息的提取不充分，這時可以考慮對殘差序列自回歸模型，進一步提取相關信息：這樣構造的模型： 稱為殘差自回歸（Auto-Regressive）模型。模型擬合步驟：1.確定自回歸模型的階數。 根據自

20、相關圖確定自回歸模型的階數。 2.參數估計。根據殘差序列的值可以確定殘差自回歸模型的口徑:（六）指數平滑平滑法是進行趨勢分析和預測時經常使用的一種方法。它是利用修勻技術，削弱短期隨機波動對序列的影響，使序列平滑化，從而顯示出變化的規律。在實際生活中，發現對大多數隨機事件而言，一般都是近期的結果對現在的影響會大些，遠期的結果對現在的影響會小些。為了更好的反映這種影響作用，考慮到時間間隔對時間發展的影響，各期權重隨時間間隔的增大而呈指數衰減。這就是指數平滑法的基本思想。不考慮季節（周期）因素的影響，常用的進行趨勢擬合的指數平滑法有：簡單指數平滑、Holt兩參數指數平滑。(1) 簡單指數平滑式中，為

21、平滑系數，它滿足 。因為所以又等價于(2) Holt兩參數指數平滑Holt兩參數指數平滑，適用于對含有線性趨勢的序列進行修勻。它假定序列有一個比較固定的線性趨勢每期都遞增r或遞減r，那么第t期的估計值就應該等于第t-1期的觀察值加上每期固定的趨勢變動值。在Holt兩參數指數平滑中又分為：Holter-Winter 非季節模型、Holter-Winter 季節乘積模型和Holter-Winter 季節迭加模型。本文選用此方法。三、實證分析(一)數據的選取與處理本文選取了1978年到2007年省的GDP總值和省的農業總產值數據，由于其中有價格變動的影響，所以需要對數據進行處理，將數據折算成不變價格

22、數據。本文的省GDP指數數據選取以1952=100，然后進行折算。同樣的，農業數據總產值指數也是以1952=100來進行折算的。折算后的數據見附錄.時序圖圖 GDP與X的線性趨勢圖由X與GDP的圖形可以看出，曲線是為指數曲線，所以，需要對原始的數據取對數，再對數據進行分析。2取對數后的趨勢圖形圖 LNGDP與LNX的線性趨勢圖（二）實證分析1.單整檢驗表LNX的單整檢驗與LNGDP的單整檢驗變量ADF檢驗值1%臨界值5%臨界值結論LNGDP-2.211033-4.3082-3.5731非平穩DLNGDP-5.494512-4.3226-3.5796平穩LNX-0.662687-4.3082-3

23、.5731非平穩DLNX-3.647775-4.3226-3.5796平穩通過單位根檢驗，可以看到LNX和LNGDP都是一階單整，即兩個變量之間是同階單整的。接下來對數據進行進一步的協整檢驗。2.協整檢驗n 原假設：多元非平穩序列之間不存在協整關系n 備擇假設：多元非平穩序列之間存在協整關系從協整的定義可以看出協整的經濟意義在于：兩個變量，雖然它們具有各自的長期波動規律，但是如果它們是協整的，則它們之間存在著一個長期穩定的比例關系表殘差的ADF檢驗類型延遲階數ADF檢驗值1%臨界值5%臨界值10%臨界值類型20-7.348079-3.6752-2.9665-2.62201-3.324092-3

24、.6852-2.9705-2.62422-2.173779-3.6959-2.9750-2.6265由以上三個表，可以得出，LNGDP與LNX之間存在著協整關系。擬合回歸模型如下： LNGDP=1.1252330+1.133631LNX+ P= (0.0000) (0.0000) =0.925705 P(F-statistic)=0.0000由可決系數為0.925705可以看出，模型整體擬合都很顯著。再對殘差進行分析，令回歸后的殘差為E，考察殘差的隨機性。表 殘差的白噪聲檢驗延遲階數Q統計量P值結論647.9740.000殘差為非白噪聲序列12124150.000通過上述表3發現殘差不是隨機序

25、列，說明信息提取的不充分，尚有信息未提取。所以對殘差建立殘差自回歸模型，擬合ARMA（2，3）模型，結果如下：表 殘差序列的平穩性檢驗延遲階數Q統計量P值結論610.4220.108模型顯著有效1212.2940.422所以，回歸模型可以寫為：=0.999221 DW=1.736752 P(F-statistic)=0.00000由可決系數為0.999221可以看出，模型擬合的較好。省經濟增長與省農業增長有著長期的均衡關系。說明農業增長對經濟增長有著正向的促進作用，每增加1%的農業產值，省的經濟增長就增加1.13363%，這說明，隨著省經濟的發展，省農業增長和經濟增長存在著密切的關系，而且是一

26、個正向的推動作用。3誤差修正模型：協整模型度量序列之間的長期均衡關系，而EMC模型則解釋序列短期波動關系。由此可以得到誤差修正后的模型為：=0.640246-0.204585+由該結果可以看出，模型的整體效果顯著，誤差修正模型的0，,這個結論與誤差修正機制相一致。 誤差修正模型的方程中，誤差修正項以20.45%的比例對下一年的經濟增長產生影響，調整幅度很大。被解釋變量的波動可以分為兩部分，一部分是短期波動，一部分是長期均衡，根據誤差修正模型，如果農業總值變化1%，GDP變化64.0246%。說明省農業的增長對省經濟的增長影響是顯著的，這與省是一個農業大省相符合。4.指數平滑預測應用指數平滑法對

27、省農業總產值和省GDP做預測。省農業總產值預測方程為： （k=1,2,3）省GDP預測方程為：表省農業總產值和省GDP預測結果預測值省GDP省農業總產值200884.7509238266887.988200906200988.4711276533977.150583774201092.19133147991066.31296664201195.91153530651155.47534951預測圖如下所示：圖 省GDP序列觀察值與指數平滑值序列擬合圖圖 省農業總產值序列觀察值與指數平滑值序列擬合圖由預測圖可以看出，利用指數平滑法對省農業總產值和省GDP的預測效果很好。四、結論和建議（一）結論通過

28、單位根檢驗，可以看到LNX和LNGDP都是一階單整，即兩個變量之間是同階單整的。接下來對數據進行進一步的協整檢驗，得到農業增長對經濟增長有著正向的促進作用，每增加1%的農業產值，省的經濟增長就增加1.13363%，這說明，隨著省經濟的發展，省農業增長對經濟增長存在著協整關系，這是一種長期均衡的關系，并且具有正向的推動作用。可決系數為0.999221，說明模型擬合的很好。誤差修正模型的方程中，誤差修正項以20.45%的比例對下一年的經濟增長產生影響，調整幅度很大。根據誤差修正模型，如果農業總值變化1%，GDP變化64.0246%。說明省農業的增長對省經濟的增長影響是顯著的，這與省是一個農業大省相

29、符合。由預測圖可以看出，預測的趨勢是同實際的趨勢是相似的（二）建議在國民經濟發展的過程中，國生產總值（GDP）無疑是衡量一個國家或地區綜合實力的重要指標。國生產總值，這個指標把國民經濟全部活動的產出成果概括在一個極簡明的統計數據中， 為評價和衡量國假的經濟狀況，經濟增長趨勢與社會財富的經濟表現提供了一個最為綜合的尺度，可以說，它是影響經濟生活乃至社會生活的最重要的經濟指標。對其進行研究具有重要的理論和現實意義。所以要發展省經濟，就要大力的發展省的農業，人口眾多，只有解決了人們的溫飽問題，才能去向更多的地方消費，投資，促進省的經濟增長。如果沒有了農業的支持，一切問題都是空談！所以要大力的發展農業

30、，對于農村應該實施一些優惠的正常，以促進我國農業的發展！經濟增長理論和本文的實證分析結果來看，建議省政府今后應在以下幾方面對農業財政支出結構進行優化和調整。1、堅持科教興農，適用財政政策促進農業科技進步與創新省政府應對農業新產品的試制費用，鄉鎮企業的技術推廣，尤其是關于農業的科學研究應在財政上進行大力支持，并建立完善的農業技術推廣網絡和農業技術市場，推動農業科技向現實生產力的轉化。省政府在一定程度上還可以財政撥款直接購買先進的農業生產技術。2、提高農村教育的財政支出，提高農業勞動者的素質教育可以提高農民對新知識的獲得和接受能力，從而在農業技術進步中獲利，在生產實踐中的學習會進一步促進農業技術的

31、創新。因此，省政府應加大對農村基礎教育、農村職業教育以與農村成人教育的財政支出，而我省現在做得還很不夠。3、促進物質資本形成的財政政策研究從上述模型和實證分析可以看出，農業的財政基本建設支出對經濟增長的拉動作用很明顯。因此，在強調對農業科技和農村人力資本的投資的同時，也不能忽視財政的物質資本投資，尤其是農村的基本建設投資。附錄年份名義GDP名義農業總產值GDP指數（）農業總產值指數（）實際GDP實際農業總產值197869.0528.58459.823354.1644412.2660944197976.8331.03474.1213.555.8489814.5339578198084.2733.02514.4231.360.5963214.2758322198194.1338.32554.5255.765.320114.98631201982110.1241.9640.4274.175.4391215.28639181983120.0742.3694.2274.881.7767615.39301311984139.5848.78794.9303.793.63922