對我國農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值的分析(參考版)
2025-06-26 04:06本頁面
【正文】 。 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。中國作為一個(gè)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(shí)又能促進(jìn)工業(yè)經(jīng)濟(jì)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(hù)國家的穩(wěn)定安寧，富強(qiáng)持續(xù)發(fā)展，真正的解決好“三農(nóng)問題”。只有這樣才能以較小的成本獲得較大的產(chǎn)出?；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(yuǎn)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。A. 模型的最后應(yīng)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。雖然我們可以通過各樣的方法去進(jìn)行估計(jì)，但是考慮到用估計(jì)的數(shù)值再去進(jìn)行模型的估計(jì)，結(jié)果的真實(shí)性會(huì)更差一些。 本文利用2010 年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值的影響因素進(jìn)行了計(jì)量分析。經(jīng)濟(jì)意義：在95%的置信概率下，當(dāng)農(nóng)業(yè)化肥施用量為170（萬噸）、受災(zāi)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(jī)容量為20（萬千瓦）時(shí)。同時(shí)，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。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(gè)變量之間的線性相關(guān)程度，反映二者線性趨勢的強(qiáng)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。分析其原因：①，彈性系數(shù)是一定時(shí)期內(nèi)相互聯(lián)系的兩個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)增長速度的比率，它是衡量一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量的增長幅度對另一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量增長幅度的依存關(guān)系。經(jīng)濟(jì)意義：在95%的置信概率下，整體上農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災(zāi)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(jī)容量解釋對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值影響是顯著的。⑥X6的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn) 經(jīng)濟(jì)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(jī)容量=，==0這樣的總體所產(chǎn)生的。⑤X5的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)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。④X4的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)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。③X3的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)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。②X2的回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)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。經(jīng)濟(jì)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(zāi)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(jī)容量解釋；%不能解釋的變差由農(nóng)業(yè)化肥施用量、成災(zāi)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(jī)容量以外的因素表示。025364%。⑤ X5的回歸系數(shù)β5經(jīng)濟(jì)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%%。 ③X3的回歸系數(shù)β3 經(jīng)濟(jì)意義：在假定其他的因素不變的情況下，成災(zāi)面積每增加1%%。7）下面進(jìn)行模型設(shè)定偏誤檢驗(yàn)，運(yùn)用RESET檢驗(yàn)結(jié)果如下：Ramsey RESET Test:Fstatistic ProbabilityLog likelihood ratio ProbabilityTest Equation:Dependent Variable: LYEMethod: Least SquaresDate: 12/09/11 Time: 09:08Sample: 1 31Included observations: 31VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CELX2ELX3ELX4ELX5ELX6EFITTED^2FITTED^3FITTED^4FITTED^5Rsquared 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。5） 剔出x1的影響結(jié)果如下：Dependent Variable: LYEMethod: Least SquaresDate: 12/07/11 Time: 17:30Sample: 1 31Included observations: 31VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CELX2ELX3ELX4ELX5ELX6ERsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood DurbinWatson stat由上表可知:可以看各個(gè)變量及常數(shù)項(xiàng)的都很顯著，而且模型的整體的線性很好DW=，又因?yàn)閐L =dU =，所以模型完全不存在自相關(guān)。3) 按x2升序排列將樣本去掉中間的7個(gè)，余下分成兩個(gè)樣本容量為12的子樣本分別進(jìn)行回歸估計(jì)結(jié)果如下：1. 小樣本的加權(quán)最小二乘估計(jì)Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/07/11 Time: 17:09Sample: 1 12Included observations: 12VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CLX1LX2LX3LX4LX5LX6Rsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)2）大樣本的加權(quán)最小二乘估計(jì)Dependent Variable: LYMethod: Least SquaresDate: 12/07/11 Time: 17:09Sample: 20 31Included observations: 12VariableCoefficientStd. ErrortStatisticProb. CLX1LX2LX3LX4LX5LX6Rsquared Mean dependent varAdjusted Rsquared . dependent var. of regression Akaike info criterionSum squared resid.157986 Schwarz criterionLog likelihood FstatisticDurbinWatson stat Prob(Fstatistic)3） F檢驗(yàn)異方差: H0 : 大小樣本的標(biāo)準(zhǔn)差相等H1 : 大小樣本的標(biāo)準(zhǔn)差不等F = RSS1/(1221)/RSS2(1221) = =在5%的顯著性水平下F(9,9)，所以接受原假設(shè)，認(rèn)為模型存在異方差。下面引入：Dependent Variable: X5Method: Least SquaresDate: 12/07/11 Time: 15:21Sample: 1 31Included observa
環(huán)評公示相關(guān)推薦
鄂ICP備17016276號(hào)-1