【正文】 Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood DurbinWatson stat由此伴隨概率知，模型設(shè)定是無偏誤的。故最終確定的模型形式為：Ln Y = ++++六、 模型的應用經(jīng)濟意義的解釋： ?常數(shù)項的回歸系數(shù)β0 經(jīng)濟意義：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值在最原始的， ?x2的回歸系數(shù)β2 經(jīng)濟意義：在假定其他的因素不變的情況下，農(nóng)用化肥施用量每增加1%%。 ③X3的回歸系數(shù)β3 經(jīng)濟意義：在假定其他的因素不變的情況下，成災面積每增加1%%。④X4的回歸系數(shù)β4 經(jīng)濟意義：在假定其他的因素不變的情況下，有效灌溉面積每增加1%%。⑤ X5的回歸系數(shù)β5經(jīng)濟意義：在假定其他的因素不變的情況下，主要農(nóng)作物產(chǎn)量每增加1%%。⑥ X6的回歸系數(shù)β6經(jīng)濟意義：在假定其他的因素不變的情況下，鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量1%農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值平均增加0。025364%。在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的總變差中，%可由農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災面積、有效灌溉面積、主要農(nóng)作物產(chǎn)量、鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量解釋；%不能解釋的變差由農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災面積、有效灌溉面積、主要農(nóng)作物產(chǎn)量、鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量以外的因素表示。經(jīng)濟意義：剔除解釋變量數(shù)目和樣本容量的影響，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的總變差中，%可由農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災面積、有效灌溉面積、主要農(nóng)作物產(chǎn)量、鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量解釋；%不能解釋的變差由農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災面積、有效灌溉面積、主要農(nóng)作物產(chǎn)量、鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量以外的因素表示。?常數(shù)項的回歸系數(shù) 經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，== 0之間距離充分大，=，== 0這樣的總體所產(chǎn)生的。②X2的回歸系數(shù)的t檢驗經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，= 與= 0之間距離充分大，= ，= = 0由這樣的總體所產(chǎn)生的。農(nóng)業(yè)化肥施用量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響是顯著的。③X3的回歸系數(shù)的t檢驗經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，= = 0之間距離充分大，= ，3= = = 0這樣的總體所產(chǎn)生的。成災面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響是顯著的。④X4的回歸系數(shù)的t檢驗經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，==0之間距離充分大，=，==0這樣的總體所產(chǎn)生的。有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響是顯著的。⑤X5的回歸系數(shù)的t檢驗經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，==0之間距離充分大，=，==0這樣的總體所產(chǎn)生的。主要農(nóng)作物產(chǎn)量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響是顯著的。⑥X6的回歸系數(shù)的t檢驗 經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下， = =0之間距離充分大，鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量=，==0這樣的總體所產(chǎn)生的。對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響是顯著的。經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，整體上農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災面積、有效灌溉面積、主要農(nóng)作物產(chǎn)量、鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量解釋對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響是顯著的。判斷各解釋變量的影響a. 大系數(shù)LYELX2ELX3ELX4ELX5ELX6E Mean Median Maximum Minimum Std. Dev. Skewness Kurtosis JarqueBera Probability Observations313131313131農(nóng)業(yè)化肥施用量比有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；有效灌溉面積比主要農(nóng)作物產(chǎn)量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；主要農(nóng)作物產(chǎn)量比成災面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；成災面積比鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；LYELX2ELX3ELX4ELX5ELX6E Mean 農(nóng)業(yè)化肥施用量比有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；有效灌溉面積比主要農(nóng)作物產(chǎn)量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；主要農(nóng)作物產(chǎn)量比成災面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；成災面積比鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著； 由上述過程發(fā)現(xiàn)，大系數(shù)，彈性系數(shù)推導出的解釋變量的影響程度不相同。分析其原因：①，彈性系數(shù)是一定時期內(nèi)相互聯(lián)系的兩個經(jīng)濟指標增長速度的比率，它是衡量一個經(jīng)濟變量的增長幅度對另一個經(jīng)濟變量增長幅度的依存關(guān)系。在上述彈性系數(shù)計算過程中采用的為平均彈性系數(shù)，使結(jié)果體現(xiàn)為，即由于X2中基數(shù)較X4中大，因而在X2變化1%時，所發(fā)生的絕對變化值要大于X4變化1%時發(fā)生的絕對變化值，導致Y做出的反應也略強一些。由于偏相關(guān)系數(shù)是在剔除其它變量影響的基礎(chǔ)上，用于衡量兩個變量之間的線性相關(guān)程度，反映二者線性趨勢的強弱，其數(shù)值大小并不能完全說明此變量對于被解釋變量所產(chǎn)生的影響程度。并且， 在復雜的經(jīng)濟現(xiàn)象中，各因素是并存的，一個因素往往會受其它因素的傳導作用而增大影響程度。同時，由歷史研究表明農(nóng)業(yè)化肥施用量比有效灌溉面積的影響大。因而，綜上各方面因素考慮，認為在此模型中，彈性系數(shù)推導出的變量影響程度最為貼切，即農(nóng)業(yè)化肥施用量比有效灌溉面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；有效灌溉面積比主要農(nóng)作物產(chǎn)量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；主要農(nóng)作物產(chǎn)量比成災面積對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；成災面積比鄉(xiāng)村辦水電站裝機容量對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響更顯著；預測給定X2=170、X3=X4=2500、X5=7000、X6=20a. 點預測b. Ln Y = ++++=Y = (萬億元) 令X*=（170，40，2500,7000,20）Var()=*= Ln Y =[，] E(Y*) = [,] 統(tǒng)計意義：在95%的置信概率下，當X2=170、X3=X4=2500、X5=7000、X6=20時，區(qū)間[,]將包含總體真值E(Y*)。經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，當農(nóng)業(yè)化肥施用量為170（萬噸）、受災面積為40（千公頃）、有效灌溉面積為2500（千公頃）、主要農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量為7000（萬噸）、鄉(xiāng)村辦2水電站裝機容量為20（萬千瓦）時。 Var()==1,0708*= Lny = [，]Y* =[851,13，]統(tǒng)計意義：在95%的置信概率下，當2=170、X3=X4=2500、X5=7000、X6=20時，區(qū)間[851,13，]將包含總體真值Y*經(jīng)濟意義：在95%的置信概率下，當農(nóng)業(yè)化肥施用量為170（萬噸）、受災面積為40（千公頃）、有效灌溉面積為2500（千公頃）、主要農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量為7000（萬噸）、鄉(xiāng)村辦2水電站裝機容量為20（萬千瓦）時，農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值在[851,13，]億元之間。 本文利用2010 年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響因素進行了計量分析。事實上影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的因素有很多，但是因為種種原因，這次分析中，只選取了有限的九種因素作為分析的解釋變量。雖然我們可以通過各樣的方法去進行估計，但是考慮到用估計的數(shù)值再去進行模型的估計，結(jié)果的真實性會更差一些。故只是采用2010年中國統(tǒng)計年鑒的31省數(shù)據(jù)。A. 模型的最后應用的是五元方程： Ln Y =++++從以上分析可以看到，我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長結(jié)構(gòu)是不合理的。原因在于農(nóng)業(yè)機械化程度對其的影響是不顯著的，而化肥的施用量在我們采用的變量中對農(nóng)業(yè)產(chǎn)值的影響卻是最大的?；实牟捎玫拇_可以在短期內(nèi)大幅度的提高總產(chǎn)值，但是化肥對土地和生態(tài)的破壞也是有目共睹的，從長遠來看，如果靠不斷增加化肥的施用量來提高農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值是不合理的，也是不符合可持續(xù)發(fā)展的要求的。因此，結(jié)合現(xiàn)階段我國資源消耗大產(chǎn)出卻相對較低的國情，今后我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的增長還是應該多在提高資源的利用效率上下功夫。只有這樣才能以較小的成本獲得較大的產(chǎn)出。 總結(jié)和建議以上分析說明，揭示了我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響因素。中國作為一個農(nóng)業(yè)的大國及9億的農(nóng)村人，提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值在改善農(nóng)民的生活水平，同時又能促進工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展，減少對國外農(nóng)產(chǎn)品的依賴，避免各種農(nóng)產(chǎn)品的炒作，以維護國家的穩(wěn)定安寧，富強持續(xù)發(fā)展，真正的解決好“三農(nóng)問題”。本文提出了幾個建議： 抓好農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，減少自然災害的影響幅度。 對化肥的施用量不合理，希望可以找出既環(huán)保又能可持續(xù)發(fā)展的策略。 抓好路面建設(shè)，減少農(nóng)產(chǎn)品的滯銷。