【文章內容簡介】 科克倫奧克特迭代法做廣義差分回歸，用Eviews進行分析所得結果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/24/15 Time: 19:38Sample(adjusted): 1991 2013Included observations: 23 after adjusting endpointsConvergence achieved after 10 iterationsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CX1X3AR(1)Rsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid22841163 Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)Inverted AR Roots .49 （表十二）由圖表知DW==，dl=，duDW4du,說明無自相關。[AR(1)=] () () ()T= () () () （五）時間序列的平穩(wěn)檢驗：（表十三）ADF Test Statistic 1% Critical Value* 5% Critical Value 10% Critical Value*MacKinnon critical values for rejection of hypothesis of a unit root.Augmented DickeyFuller Test EquationDependent Variable: D(E)Method: Least SquaresDate: 12/24/15 Time: 19:47Sample(adjusted): 1992 2013Included observations: 22 after adjusting endpointsVariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. E(1)D(E(1))Rsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid21323242 Schwarz criterionLog likelihood DurbinWatson stat 經檢驗，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。經濟意義檢驗：所估計的參數 、我國糧食產量y與農業(yè)農用機械總動力x3正相關，與糧食耕種面積(x1)成負相關。 擬合優(yōu)度檢驗（eviews表在附錄里最后一張表）可決系數，=，這說明所建模型整體上對樣本數據擬合較好，即解釋變量“糧食耕種面積”和“農用化肥施用量”對被解釋變量“糧食總產量”的絕大部分差異作了解釋。F檢驗針對H0：β1=β2=0，給定顯著性水平α=，在F分布表中查出自由度為k－1＝2和n－k＝20的臨界值Fα（2,20）＝，由表中得到F＝＞Fα（2，20）＝，應拒絕原假設H0：β1=β2=0，說明回歸方程顯著，解釋變量“糧食耕種面積”和“農用化肥施用量”對被解釋變量“糧食總產量”有顯著影響。t檢驗針對H0： =0，和 H0=0，由上表可以看出，t（ ）=，t（ ）=，t() =，取a=，查表 （20）=（ ） （20） ，所以拒絕H0： =0，因為t（ ） （20） ，所以拒絕H0： =0，因為t（ ） （20） ,所以接受H0 ： =0。對斜率系數的顯著性表明，解釋變量“糧食耕種面積”和“農用化肥施用量”對被解釋變量“糧食總產量”有顯著影響。四、結論分析和政策建議（一）主要結論1）從模型可以看出農民對化肥的投入量，即模型中的化肥施用量，是影響糧食總產量增產的最顯著因素，說明我國目前農業(yè)生產中，農民對農業(yè)的投入所產生的效益最大。2）從模型可以看出，糧食作物耕種面積也是影響糧食總產量的重要因素之一，擴大糧食作物耕種面積無疑是可以使糧食增產的。3）農業(yè)機械化是農業(yè)現代化的重要內容和主要標志之一，而通過對模型的回歸分析，可看出我國的農業(yè)機械化程度是較低的，對我國的糧食總產量增產貢獻十分低下。（二）政策建議1）首先，在短期內為緩解糧食供應緊張，應提高農民種糧的積極性擴大糧食耕種面積，這是增加糧食總產量的唯一辦法。農民積極性主要取決于種糧食的收益及其預期，收益則是賣糧收入與成本的差額。因此，應該雙管齊下，穩(wěn)定并提高糧食價格，控制農用物資價格的過快增長，在涉農物資上實行嚴格的價格管制，控制種糧的成本。在提高農民積極性的同時，也得以增加了化肥的施用量，在一定程度上，影響糧食總產量的增產。但是，由于我國土地后備資源有限,且糧食耕種面積已占耕地總面積較大比例(75%),其調整幅度不大。在一定程度上是一個既定的前提。從我國糧食生產的發(fā)展來看,總產量的增長主要取決于單位面積產量的提高。而單位面積產量直接決定于農戶的資本和勞動投入,即農戶的種糧積極性。同時受經濟體制和政策、科技進步