影响我国农业总产值因素的实证分析
中国农业生产率测算及实证研究
中国农业生产率测算及实证研究中国农业生产率一直是国家发展的重要指标之一，在追求农业现代化的过程中，必须不断提高农业生产率，从而实现粮食安全和农民增收。
本文旨在对中国农业生产率进行测算及实证研究，探究其发展趋势和影响因素，为提高我国农业生产率提供理论和实践支持。
一、中国农业生产率概述中国是一个农业大国，农业生产一直是国民经济的支柱之一。
随着经济的快速发展和农业现代化的推进，中国农业生产率也在不断提高。
农业生产率是指单位面积或单位劳动力投入下的产量，是衡量农业生产效率和发展水平的重要指标。
二、中国农业生产率测算方法1.总产值法总产值法是通过测算农业总产值与投入资源之比来评价农业生产率的方法。
通过统计数据和调查问卷，可以计算出不同地区和农场的农业生产率水平，从而了解农业生产的效益和贡献。
2.边际产量法边际产量法是通过测算单位投入资源所能增加的产量来评价农业生产率的方法。
通过建立生产函数和边际分析模型，可以分析不同农业生产要素的效率和配置，进而提高农业生产率。
3.全要素生产率法全要素生产率法是综合考虑各种生产要素的贡献来评价农业生产率的方法。
通过建立生产要素的投入产出关系，可以计算出全要素生产率的水平，并找出影响生产率提高的关键因素。
三、中国农业生产率实证研究1.农业技术进步对生产率的影响农业技术是提高农业生产率的关键因素之一，通过引入先进技术和设备，可以提高农作物的产量和质量。
实证研究表明，农业技术进步对农业生产率的提高有着显著的正向影响，是实现农业现代化的重要保障。
2.农业人力素质对生产率的影响农业人力素质是影响农业生产率的另一个重要因素，通过提高农民的教育水平和培训技能，可以提高农业生产的效率和质量。
实证研究表明，农业人力素质的提高对农业生产率的提升具有重要的作用，可以促进农民的增收和农业的可持续发展。
3.农业对生产率的影响农业是推动农业生产率提高的基础，通过制定和实施相关措施，可以促进农业生产的发展和优化。
我国农业经济增长影响因素的实证分析（完整版）
我国农业经济增长影响因素的实证分析我国农业经济增长影响因素的实证分析一、引言201X年至201X年，中共中央连续十一年发布以三农为主题的中央一号文件，强调了三农问题在中国社会主义现代化建设之中处于重中之重的地位，农业经济在我国国民经济中的基础地位始终未变。
因此，研究农业经济增长，分析农业经济增长的影响因素是很有必要，对促进我国农业经济发展、农业现代化具有理论指导作用。
农业经济问题成为了国内各界人士关注的焦点，国内的许多学者对农业经济增长影响因素进行了多角度、多方位、多层面的研究分析，希望从理论方面研究对农业经济增长起到一定的指导作用。
从目前国内对农业经济增长因素研究分析状况来看，影响因素有：信息化、农村金融、科学技术、人力资本、国内政策、农业进出口等。
李向阳采用多元回归分析的方法研究信息化对农业经济的影响，认为信息化对农业具有正向的影响，应该加强农业信息化普及教育，并建立农业信息化金融平台，促进农业装备制造业发展，从而促进农业经济发展。
董鸿鹏则一辽宁省为例，采用C-D生产函数模型对信息化的贡献进行量化，并建立多元回归模型，得出农业信息化已经成为辽宁省农业经济增长的新型动力资源。
而曾祯、杨帆等人通过构建层级模型和结构等价模型对我国的涉农信息进行研究，认为我国的农业信息化整体围绕信息权利和行政权利较高节点呈中性化，而较低的节点信息化程度较低。
而万众、朱哲翼通过投入产出函数和拓模型展分析了我国华东、华南、华北、华中、西南、西北、东北七个地区农业政策性金融对农业经济增长的影响，认为农业政策性金融对农业经济增长存在显著性影响，但有地区差异。
田杰、陶建平采取了我国1883个县的面板数据进行了研究，得出农村金融密度与农村经济增长关系处于倒U型左边，可以通过增加农村的金融贷款数量和贷款配置效率提高农村经济增长。
禹越军、王菁华运用RAV模型，用1978-201X年的数据分析了农村金融发展与农村经济增长的关系，认为农村金融发展对农村经济增长有促进作用，但农村金融发展滞后于农村经济增长。
计量经济学模型—中国年度农业总产值的影响因素
计量经济学模型—中国年度农业总产值的影响因素一、背景介绍我国是13多亿人口的大国。
如果我国的农作物歉收了，任何国家都没有能力帮助我国解决人民的吃穿问题。
农业稳定发展对我国具有十分重要的意义。
温家宝总理讲：“家中有粮，心中不慌”。
只有提高作物生产技术，大力发展农业，确保粮、棉、油、肉、蛋、奶等农产品的充足供应，才能避免世界粮荒的不利影响，确保我国经济持续快速发展，使我国尽快成为世界一流的经济强国。
二、变量的选取、来源及解释模型分析主要从农业机械总动力，农药使用量，化肥使用量，农作物播种三、模型分析各解释变量与被解释变量间关系如下：由上图可知4个解释变量基本呈线性异方差不存在1.预估出模型y=b1x2+b2x3+b3x4+b4x5+c 用eviews进行数据分析得出结果从上回归结果可以看出，R方值很大，F检验通过拟合优度很高。
但有重要变量的p值均过高，存在严重的多重共线性。
2.接下来进行自相关性检验自相关性检验发现x2 x3 x4之间有很高的相关度。
说明存在共线性问题。
3.逐步回归法分析选取最高的x2作为第一个解释变量接下来选取第二个解释变量选取X5作为第二解释变量在加入第三个变量后，无论x4,x3 p值均高于0.05故舍弃第三解释变量。
以上是x2,x5 作为解释变量的残差图。
所以最终确定的模型为+.0-=x547989xy55.120335667116.02四、结果分析根据最终的模型分析整个中国农业产值的影响因素在于：农业机械化的普及农作物播种面积的增加反之化肥农药的在单位面积农田上的使用已经很充分，再增加供应。
也很难达到增产。
“三农”政策对中国农业经济影响效应的实证分析
经长达两千年封建剥削制度的统治，我国农业制 度逐渐腐朽，农业发展停滞不前。在建国前，国内权势 斗争激烈，农业发展与进步受阻碍。建国后，集中化管
通过调动各地区部门的积极性，不断实施优惠政策、改革农业经济体制，从而促进我国农业的发展。 自 2004 年
发布以来，“三农”政策对我国的农业经济产生了巨大影响，本研究将用实证分析的方式对此作出探讨，希望
可以有效促进我国农业经济的发展。
关键词“ ： 三农”政策；农业经济；实证分析
文章编号：1004-7026（2021）21-0034-03
尽管我国教育逐渐普及，但对一些贫困地区而言 仍有不足。 这些地区大部分都是以农业生产为主，农 民教育观念落后，持读书无用论，因此该地区文盲较 多，大多数农民的下一代仍是农ห้องสมุดไป่ตู้，劳动力素质水平 低下[4]。随着我国现代化农业不断推进，过于低下的劳 动力水平难以跟进时代步伐，同时也将会阻碍我国农 业经济进步，所以要加强教育普及，不断提高农村劳 动力水平。 1.2 “三农”问题 1.2.1 “三农”问题的含义
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1 我国农业经济发展现状以及“三农”问题
1.1 我国农业经济发展现状 1.1.1 人地矛盾突出
自古以来农业是我国的重要产业，农业经济作为 我国经济发展重要支柱，对国民经济发展具有良好的 支撑作用[1]。据统计，目前我国大约有 8 亿农村户口， 农村户口占据全国总人数 57％。然而，随着我国现代 工业化与房地产经济的发展，大量耕地被占用，日益 缩小的可耕用面积逐渐与数量庞大的农村户口产生 矛盾，用地紧张、人均占有量低成为了我国现代农业 发展主要矛盾。其中，生产效率低、有效使用面积小也 是导致人地矛盾日益激烈的主要原因。人地矛盾一方 面会使我国农业发展受阻， 不利于现代化农业开展， 另一方面也不利于协调好农民与土地间的生产关系， 不利于社会稳定与发展。 1.1.2 农业投入力度不够
我国农业总产值的影响因素分析
我国农业总产值的影响因素分析摘要：作为第一产业，农业对于整体国民经济起着无可替代的基本作用和保障作用。
本文使用stata统计分析软件，采用回归分析研究农业总产值与主要农产品的产量、单位面积产量以及粮食产品的组成部分、水果产品的组成部分、油料作物的组成部分之间的关系，研究各个市的农产品产出特点，分析总也总产值与各主要农作物之间的关系。
关键词：农业总产值、STATA、影响因素、回归分析。
一、研究背景近年来，我国粮食产量逐年增高，农、林、牧、渔业总产值均呈现出持续快速增长趋势。
在这种大背景下对我国的农业进行研究，不论是对于促进我国农业发展，还是对于充分发挥农业对于发展国民经济和改善居民生活的作用，都有着极为重要的意义。
二、研究数据（一）变量选择本文采用的数据为我国各省市2018年农产品的相关数据，数据摘编自《中国统计年鉴2018》。
采用的数据分析方法为回归分析，研究农业总产值与主要农产品的产量、单位面积产量以及粮食产品的组成部分、水果产品的组成部分、油料作物的组成部分之间的关系，研究各市的农产品产出特点，分析农业总产值与各主要农作物之间的关系。
1.数据整理本文共设置了13个变量，分别是城市、农业总产值、粮食产量、棉花产量、油料产量、麻类产量、甘蔗产量、甜菜产量、烟叶产量、茶叶产量、水果产量、受灾面积（千公顷）、成灾面积（千公顷），把这13个变量分别定义为V1~V13，并分别给这些变量加标签说明。
样本是我国分地区主要农产品产量情况的相关数据。
图1 录入完成后数据三、回归分析以农业总产值为因变量，以粮食产量、棉花产量、油料产量、麻类产量、甘蔗产量、甜菜产量、烟叶产量、茶叶产量、水果产量、受灾面积（千公顷）、成灾面积（千公顷）为自变量，进行最小二乘回归。
建立线性模型：Var2=a*Var3+b*Var4+c*Var5+d*Var6+e*Var7+f*Var8+g*Var9+h*Var10+i*Var11+u图2是使用逐步回归分析方法，以农业总产值为因变量，以粮食产量、棉花产量、油料产量、麻类产量、甘蔗产量、甜菜产量、烟叶产量、茶叶产量、水果产量为自变量，进行最小二乘回归分析的结果。
中国农业总产值影响因素分析
资源 ・ 环 境
中国农业总产值 影响因素分析
董 小 菁 （ 石 河子 大 学 经 济 与 管理 学 院 ， 新 疆 石 河 子 ８ ３ ２ Ｏ ０ ０ ）
［ 摘 要】 根据 １ ９ ９ ２ ０ １ ３年 中 国农 业 总 产 值及 相 关 指 标 ， 主 要 运 用农 作 物 播 种 面积 、 耕 地 受 灾面 积 、 化肥使 用量、 机 械 用量的数据构建理论模型 ， 通过 计 量 经 济 学 分 析 模 型 ， 从 而 了解 影 响 中 国农 业 总产 值 的 主要 因素 ， 并根 据 模 型 的 分 析
２ 中国农 业 总产值 影 响 因素实 证分 析
２ ． １ 数 据 收 集 与 整 理
农 业总产值 农 作物播种
农作物 受灾 化 肥施用 机械用 量
（ 亿元 ） 面积 （ 千 ） 面积 （ 干ｈ 如 ２ ） 量 （ 万 ｔ ） （ 台）
本文搜 集整理 了我 国从 １ ９ ９ ５ ２ ０ １ ３年 农 业 发 展 状 况 的 数
２ ． ３ 模 型 估 计 结 果 与 检 验 对模型进行初 步估计 ， 运用 Ｏ Ｌ Ｓ估 计 法 对 模 型 中参 数 进 行
估计 ：
＝ 一
７ ９ ４ ３ ． ９ １ ７ ０． ＋ ０ ２ ０ ７ ￣Ｉ 一 ０ ． ２ ５ ６ ７ Ｘ ２ ＋ ８ ． ５ １ ８ 姣３ ＋ ０ ． ０ ０ ９ ６ ４
值就增 加 ８ ． ５ １ ８ ４亿 元 ； 在假定其他 变量不 变的情 况下 ， 当机 械
资源 ・ 环 境
用量增加 １ 台， 农 业 总产 值 就 增 加 Ｏ ． ０ Ｏ ９ ６ 亿元 。
中国农业经济增长因素的实证分析
资产投 资 ， Ｐ为耕 地 ， ｓ为制度变化 ， Ｈ为人力资本 ， Ｔ为技术 进步 ， Ｒ为农业结 构调整 ， Ｇ为农业 投人 ， ～ ａ ａ１ ８为各要素
的产 出弹 性 ， 即各 要 素对 农 业 增 长 的 贡献 率 。 也 对 （ ） 两边 取 自然 对 数 得 到 回归 模 型 ： １式
一
、
引 言
二 、 于 时 间序 列数据 和截 面数 据 的实证 分 析 基
柯布一道格拉斯生产 数 的一般形式为 ： ＝ Ｌ Ｋ ＱＡ
式 中 Ｑ 代 表 产 出 ， 为技 术 进 步 系 数 ， 、 分 别 为 劳 动 Ａ １Ｋ 力 和 资本 投 入 ， 为 参 数 ， ａ 中 ０ ａ＜ １ ａ 分 别 表 示 劳 动 ＜ ， 力 和 资 本 在 生 产 过 程 巾 的相 酣 雨 要 ， ， 即增 长 贡献 率 。 本 文 把 中 国 农 业 生 产 函数 定 为 一 个 不 受 约 束 的 拓 展 的 ｃ Ｄ生 产 函 数拓 展 形 式 ，把 影 响 农 业 增 长 的 因 素 基 本 估 计 — 设 计 为 劳 动力 投 入 、 有 耕 地 面 积 、 术 进 步 、 本 投 入 ， 实 技 资 人
ｌ Ｙ＝ ｎ ｎ ｌＡ＋ａ ｌｎ ＋ａ２ ｎ ｌ Ｌ Ｉ Ｋ＋ａ３ ｎ ＋ａ４ Ｎ ＋ａ５ ｎ ＋ａ ６ｎ １Ｐ ＩＳ １ｉ ｌ １Ｔ
量实证分析 ｒ 基本上侧重 于时间序列数据 的分 析 ， 遍忽视 普 截面数据 的分析 ， 更没有把时 间序 列数据和截面数据 结合起
来 考 虑 。 一 般 而 言 ， 进 农 业 经 济 增 长 的 现 阶 段 冈素 和 历 史 促
因素有可能是 不一致 的。时间序列数据 的分析帮助我们 了解 长期 以来 促进农业 增长 的ｒ 素 ， 大 Ｉ 而截 面数据 的分析 ， 则更 能
物质要素投入对我国农业产出水平的影响——基于省际面板数据的实证分析
照 １７ ９８年不变价格计算 ， 我国农 业总产值从 １７ ９８年 的 １９ ３７亿元增长到 ２０ ０ ８年的 １２ ６ ０５ 亿元 ， 增幅高达
６ ４ １％ ； 此 同时 ， 作 物播种 面 积仅 增 加 了 ４ １％ ， 反 映 了我 国农 业 生 产 效 率 的 显 著 提 高 。然 而 ， ３ ．４ 与 农 ．０ 这 时 至今 日， 国农 民平 均生 活水 平很 低 的局 面并未 得 到根 本 性 的扭 转 ， ２０ 我 自 ０４年 以来 连续 ８年 中央 一号 文 件 以“ 三农 ” 为主题 也反 映 了这 一 问题 的紧迫性 。
Ｖｏ ． ３ Ｎｏ ６ １３ ．
Ｎ Ｖ２ １ Ｏ ． ０ｌ
物 质要 素 投 人 对 我 国农 业 产 出水 平 的影 响
— —
基 于省 际面板数据 的实证分 析
党 超
（ 西安 交通 大 学 经济 与金 融 学院 ， 陕西 西安 ７０６ ） １０ １
摘要 ： 利用我 国 １７ － ２０ ９ ９ ０ ８年 ２ ９个省区的面板数据 ， 建立 了个体 固定效应模型 以及脉 冲响应函数以探 究物质要素
农业产 出效率。本文的研究 目 标即在于利用我 国的省际面板数据 ， 探究物质要素投入对我国农业产出水平
的贡献 度 ， 分 析其 对发 展 我 国农 业 的参 考意 义 。 并
一
文献 述评
农 业产 出水平 的影 响 因素众 多 ， 就这 一 问题 ， 以往 的文 献涉 及农 业生 产 的物质 要 素投入 、 术水 平 、 技志码 ： Ａ
文章编号 ：０ １— ７ ４ ２ １ ）６— １９— ８ １０ ５４ （０ １ ０ ０ ０ ０
古语云 ，食为政先” “ “ ，农为邦本 ” 。农业是一 国国民经济 的基础 ， 对经济发展具有重要战略意义。我 国
农业产出增长决定因素的实证研究
性， 从而酿造了农业危机。文贯 中 贝提出了家庭联产承包制 的四大弊端 ：１ 没有提供内在的储 ＪⅡ （）
蓄和投资机制 ；２ 增加农产品的成本 ， （） 从而使农产品的供应价格越来越高 ；３ 无 法使人与土地 （） 达到最佳配置 ；４ 有可能使 中国的最大 比较优势难 以实现 。他建议 ： （） 承包 的土地归农 民所有 ， 农 民对承包的土地有永久使用权和把土地分成“ 口粮 田” 责任田” 和“ 三个对策。
中国农业 生产效 率 的变化 作 了实 证 分析 ， 研究 土地 产 权 制 度对 农 业 经 济增 长 的 影 响 ， 出 了如 下 得
结论 ： 在不同的产权制度下 ， 首先其对生产要素投入 的激励不 同会导致农业总产 出不 同， 其次， 即 使 生产要 素 和政策要 素投 入相 同 ， 业 产 出也 有 不 同 。此 研究 认 为 ， 所 有权 农 民私 有 、 作 或 适 农 “ 合 度统一经营” 是相对较好的制度 ， 因为在这种制度下 ， 能较大程度地激励各生产要素的投人和提高
金 （ ６２ ８４ ０ ０５ ０ ）
作者简介 ： 王
升 （９ ５ ） 男， １ ６一 ， 海南澄迈人 ， 南农业大 学经 济管理学 院副教授 ， 华 主要研 究方 向为金 融、 Ｄ 、 Ｆ Ｉ动
力 系统 、 量 经 济 ． 计
第 ２期
王
升 ， 婧琳 ， 伍 符少玲 ： 业产出增长决定 因素 技术进步与制度变迁。其测算了这三种因素的相对贡献率， 认为家庭联 产承包责任制的推行是增长的重要原因， 传统要素投入的贡献还相当明显 ， 再次是技术进步的贡献。 对制度因素带来 的负面影响 ， 也有学者进行了探讨 。林毅夫 研究 了我国 １５ 年到 １６ 年 儿 ９９ ９１
我国农业基础设施投入对农业产值增长作用的实证研究--基于东、中、西部典型省份的面板数据分析
社会发展水平
农 业生产气候
区域 内农业生 区域 内 Ｇ Ｄ Ｐ 产 总值 占 Ｇ Ｄ Ｐ 农业 生产 区域气候及种植作物差异 比较 的比重
地区
省份
较大
较小
较高
较低
亚热 带 及 热 带 地 温弗地区 。以 区 。以种植水稻 和 种植小麦 、玉 热带瓜果为主 米为主
响 ，且 ｉ ｘ ￣ｌ ＜ 。
对拓展模型作对数变换 ， 得 到对参数而言 的对数线性生产函数模 型
ｌ ｎ Ｙ＝ｌ ｎ Ａ ＋ａ ｌ ｎ Ｋ ＋ｆ ｌ ｌ ｎ Ｌ＋Ｔ ｉ ｎ Ｓ＋
以Ｙ 代表 ｌ ｎ Ｙ ，ｋ 代表 ｌ ｎ Ｋ ，ｆ 代表 ｌ ｎ ｌ ， ｓ 代表 ｌ ｎ Ｓ ， ｃ＝ ｌ ｎ Ａ，考 虑到 本文将采 用面板数据建模 ，因此将 对数线性生产 函数模型表示 为面板数 据模型的方式，即
我 国农 业基 础 设 施投 入 对 农 业 产 值 增 长 作 用 的 实证 研 究
— —
基于东、 中、西部典 型省份 的面板 数据分析
王 柱 张沛键 王 军
摘 要 ： 本 文 运 用扩 展 的 Ｃ—Ｄ 函数 ，通 过 对 作 为 东、 中 、 西部 典 型 省 份 的 农 业 生 产 数 据 建 立 面 板 数 据 模 型 。对 农 业 基 础 设 施 投 入 在 农业产值增长方面的促进作 用进行 了相 关的 实证分析 ，得 出农业基础设施投入对农业产值的促进作 用明显 ，且产 出弹性 系数普遍较大 ，并 结 合 我 国农 业 基 础 设施 的 实 际状 况提 出 了继 续 加 大政 府 财政 支农 支 出 、重 点 建 设 农 田 水 利 工 程 、加 大 农 业 流 通 设 施 、尝 试 建 立 大 半 径 农 业 科技服务设施等建议。 关键词 ：农业基础设施投入 ；Ｃ—Ｄ函数扩展 ；面板数 据模 型；政府财政 支农支 出
我国农民收入影响因素分析
我国农民收入影响因素分析摘要：自改革开放以来,虽然中国经济平均增长速度为9.5 % ,但二元经济结构给经济发展带来的问题仍然很突出。
农村人口占了中国总人口的70 %多,农业产业结构不合理,经济不发达,以及农民收入增长缓慢等问题势必成为我国经济持续稳定增长的障碍。
正确有效地解决好“三农”问题是中国经济走出困境,实现长期稳定增长的关键。
其中,农民收入增长是核心,也是解决“三农”问题的关键。
本文力图应用适当的多元线性回归模型,对有关农民收入的历史数据和现状进行分析,寻找其根源,探讨影响农民收入的主要因素,并在此基础上对如何增加农民收入提出相应的政策建议。
【关键词】收入增长影响因素计量模型Abstract:Since reform and opening up, although China's economic growth rate of 9.5% on average, but the dual economic structure brings to the economic development of the problem is still outstanding. The rural population accounts for 70% of China's population is much, unreasonable agricultural structure, economic underdevelopment, and farmers' income growth slow is bound to become an obstacle to the sustainable economic growth in China. Correctly and effectively solve the "SAN nong" issue is China's economy out of trouble, the key to achieve long-term, stable growth. Among them, the farmers' income growth is the core, also is the key to solve the problem of "agriculture, rural areas and farmers". Multiple linear regression model, this paper tries to apply the appropriate to the related historical data and the status quo of farmers' income were analyzed, and find the root cause, and discusses the main factors that affect farmers' income, and on this basis on how to increase farmers' income, put forward the corresponding policy recommendations. 【Key words】revenue growth Influencing factors Econometric model目录一，研究背景 (1)1，背景概述： (1)2，数据例证 (1)二，理论综述 (2)1.理论支持 (2)2.理论假说 (2)三，数据收集 (3)1.数据综述 (3)2.数据统计表 (3)四，建立模型 (4)1.经济模型 (4)2.相关性分析 (4)⑴.定性分析（散点图） (4)⑵.定量分析（相关系数） (5)五，参数估计 (6)1.OSL回归表 (6)⑴.残差图 (6)⑵.实际.拟合图 (7)2.回归方程 (7)六.模型的检验 (8)1.显著性检验法 (8)⑴. t检验 (8)⑵.回归方程重构 (9)⑶. t值重新检验 (10)2.联合假设检验 (11)拟合优度分析 (11)七，源自模型假设的检验 (12)八．结论与应用 (13)一，研究背景1，背景概述：农村改革30多年来，农民收入总体上有了大幅度提高，但增长速度远低于城镇居民的收入增长速度，而农民收入作为反映农村经济发展的一个综合性指标，分析其下降的原因在相当程度上可以发现当前农村经济发展中面临的基本问题。
中国农业全要素生产率增长及影响因素研究
中国农业全要素生产率增长及影响因素研究一、概述本文是关于中国农业增长进程中的农业全要素生产率（TFP）的实证研究。
农业TFP的提高既是农业增长方式转变的迫切需要，又是农业大国迈向农业强国的关键所在。
现有研究普遍认为中国农业TFP 水平较低，但对农业TFP增长缓慢的原因进行深入研究的文献相对较少。
本研究的核心问题是：究竟是什么原因阻碍了中国农业TFP的增长？研究目标主要有三个方面：一是把握农业TFP增长的变动规律和演进趋势二是弄清农业TFP的增长源泉及其内在机理三是揭示农业TFP增长的决定性影响因素。
论文的研究思路是在回顾经济增长理论和TFP理论的基础上，以农业TFP为研究对象，以其在中国农业增长中的重要地位为研究起点。
在确定农业TFP增长是中国农业增长的重要源泉的基础上，运用随机前沿分析和数据包络分析相结合的实证方法，系统测度19782008年全国、东中西部三大区域和29个省区市的农业TFP增长，并深入分析农业TFP增长的变化规律和波动趋势。
采用改进的DEA经济增长分析框架考察农业TFP增长在全国、三大区域和29个省区市的农业增长中的贡献效应及其变化规律。
采用面板数据模型揭示中国农业TFP增长的决定性影响因素及其影响，并提出提高农业TFP的政策建议。
1. 研究背景与意义中国作为世界上人口最多的国家，农业在其国民经济中占据着举足轻重的地位。
改革开放以来，中国的农业生产方式经历了从传统农业向现代农业的转变，农业生产效率和产量显著提高。
在这一过程中，全要素生产率（Total Factor Productivity, TFP）的增长起到了关键作用。
全要素生产率是指在各种生产要素投入不变的情况下，由于技术进步、管理改进等因素导致的产出增加。
它反映了经济增长中除去劳动、资本等传统要素投入的贡献之外的部分，是衡量经济增长质量和效益的重要指标。
中国农业TFP的增长并不是一帆风顺的。
受到资源约束、环境压力、市场波动等多种因素的影响，农业TFP的增长呈现出波动性和区域性差异。
我国粮食产量的影响因素分析
我国粮食产量的影响因素分析摘要：本文针对我国是一个农业大国的基本国情，选取我国1978-2011年的相关数据，对我国粮食产量的影响因素的分析、检验，并对各因素的影响程度的大小进行比较，最终建立合适的回归模型，对其做统计和经济意义上的分析，并根据结果提出建议。
关键词：农业粮食产量有效灌溉面积受灾面积一、问题的提出我国是传统意义上的农业大国，农业生产一直在我国经济发展中占据着重要的地位。
建国后，在经历人民公社运动、大跃进以及文革的浩劫后，农业发展严重滞后，无法满足人民的需要。
1978年改革开放也首先在农村地区开展，实行家庭生产承包责任制，农业有了快速的发展。
随着科技的不断进步，粮食产量也不断上升。
可是农村人口和耕地面积的不断减少也制约着粮食产量的进一步增加。
到底是哪些因素制约着粮食产量呢？针对这个问题，本文选取了我国1978年到2011年的相关数据，通过建立回归模型，对各种影响因素进行分析。
并且在通过分析知道影响粮食产量的因素后，提出了提高粮食产量的有效途径。
二、数据收集本文选取了1978年至2011年的34组数据，从数据个数来看完全满足多元回归模型的设定需要。
选取1978年以后的数据主要是因为1978年之前，由于人民公社化运动期间农业数据的浮夸形象，以及文革期间农业生产的停滞等非正常社会现象会影响模型的分析，故从1978年我国改革开放之后开始选取数据。
1978年-2011年我国粮食生产与相关投入的数据表年份粮食产量(万吨) 农业机械总动力(万千瓦)有效灌溉面积(千公顷)农用化肥施用折纯量(万吨)粮食作物播种面积(千公顷)受灾面积(千公顷)Y X1 X2 X3 X4 X5 1978 30476.50 11749.90 44965.00 884.00 120587.20 50807 1979 33211.50 13379.50 45003.13 1086.30 119262.70 39367 1980 32055.50 14745.75 44888.07 1269.40 117234.27 50025 1981 32502.00 15680.10 44573.80 1334.90 114957.67 39786 1982 35450.00 16614.21 44176.87 1513.40 113462.40 33133 1983 38727.50 18021.90 44644.07 1659.80 114047.20 347131984 40730.50 19497.22 44453.00 1739.80 112883.93 31887 1985 37910.80 20912.55 44035.93 1775.80 108845.13 44365 1986 39151.20 22950.00 44225.80 1930.60 110932.60 471351987 40297.70 24836.0044403.00 1999.30 111267.77420861988 39408.10 26575.00 44375.91 2141.50 110122.60 50874 1989 40754.90 28067.00 44917.20 2357.10 112204.67 46991 1990 44624.30 28707.70 47403.07 2590.30 113465.87 38474 1991 43529.30 29388.60 47822.07 2805.10 112313.60 55472 1992 44265.80 30308.40 48590.10 2930.20 110559.70 51332 1993 45648.80 31816.60 48727.90 3151.80 110508.70 48827 1994 44510.10 33802.50 48759.10 3317.90 109543.70 55046 1995 46661.80 36118.05 49281.60 3593.70 110060.40 45824 1996 50453.50 38546.90 50381.60 3827.90 112547.92 46991 1997 49417.10 42015.60 51238.50 3980.70 112912.10 53427 1998 51229.53 45207.71 52295.60 4083.69 113787.40 50145 1999 50838.58 48996.12 53158.41 4124.32 113160.98 49980 2000 46217.52 52573.61 53820.33 4146.41 108462.54 54688 2001 45263.67 55172.10 54249.39 4253.76 106080.03 52215 2002 45705.75 57929.85 54354.85 4339.39 103890.83 46946 2003 43069.53 60386.54 54014.23 4411.56 99410.37 54506 2004 46946.95 64027.91 54478.42 4636.58 101606.03 37106 2005 48402.19 68397.85 55029.34 4766.22 104278.38 38818 2006 49804.23 72522.12 55750.50 4927.69 104957.70 41091 2007 50160.28 76589.56 56518.34 5107.83 105638.36 48992 2008 52870.92 82190.41 58471.68 5239.02 106792.65 39990 2009 53082.08 87496.10 59261.45 5404.35 108985.75 47214 2010 54647.71 92780.48 60347.70 5561.68 109876.09 37426 2011 57120.85 97734.66 61681.56 5704.24 110573.02 32471三、模型设定1、分别做被解释变量（Y）与解释变量（X1、X2、X3、X4、X5）的散点图，结果如下:由散点图可知，解释变量与别解释变量间的线性关系并不明确，故对原方程两边同时取对数，建立新的回归方程3、为了方便计算，对变量进行重新定义，在eviews对话框中输入genr y=log(y)genr x1=log(x1)genr x2=log(x2)genr x3=log(x3)genr x4=log(x4)genr x5=log(x5)建立新的回归模型，结果如下图由上图可知新的多元回归模型为54321128441.0461565.1401626.0603457.0078124.0408078.2X X X X X Y -++-+-=四、模型的检验与调整（一）经济意义检验由经济分析可知，粮食产量（Y ）与农业机械总动力（X1）、有效灌溉面积（X2）、农用化肥施用折纯量（X3）、粮食作物播种面积（X4）应成正相关关系，与受灾面积（X5）应成负相关关系。
我国农业经济增长影响因素的实证分析
三、理论模型的构建
（ ）模 型构 建 的依据 一
要 素 投 入 量 的增 加 和 要 素 生 产 率 的提 高是 经 济
决定力 量 ，而且对 促进 农 民增收 、加快 现代 农业 发展
增 长 的源 动 力 ， 而 生产 函数 反 映 了生 产 过程 中投 入 要 素 与 产 出量之 间 的技 术 关 系 ，所 以本文 亦 采 用 生 产 函数 模 型对 影 响农 业 经 济 增 长 的 因素进 行 分 析 。
一
、
引言
我 国是 一个 农 业 大 国 ，确 保农 业 经 济 快 速稳 定 地 增 长不 仅 是解 决 “ 农 ” 三 问题 的突 破 口，更 是 关 系 到 国计 民生 的 大 事 。改革 开 放 以前 ，农业 生 产 发展 缓 慢 ，１５ 一 １７ 年 的２ 年 间 ，农 业 总产 ９Ｏ ９８ ９
希 刚 等众 多 学者 使用 时 间序 列 、截 面
或 面 板数 据 ，运用 不 同 的分 析方 法 ，研
究 了农业 资 本 、农 业财 政 支 持 、农 村 金 融 、农业 贸 易 、人 力 资 本投 资 、制 度 变 迁 、技术 进 步 等 因素对 我 国农业 经 济 增
长 的影 响 。
值年增长在 １ 以上 的有５ ，负增长 ０ 年
的有 ５ ，增长 速 度低 于 ２ 、基 本上 处 年 ％
于 停滞 的有 ３ 年 。改革开 放 以来 ，家庭
本 文 旨在 借 鉴 吸 收 前 人 研 究 成 果
的基础之上 ，通过对 我 国１７— ２ ０ ９８ Ｏ９
联 产 承包 责 任 制 的推 行 以及农 业科 技 的
可 赫 续 发 展
摘 要 ：本文运 用农 业生产 函数模
农业总产值的影响因素2
❖ 3 农村青壮年劳动力减少
每年我国都有大量的农村青壮年劳动力进城务工。 大量的过去农产品生产者变成了 现在农产品消费者。 农村空心化、农民老龄化现象日趋严重。外出务工 农民兼营农业，每年 都在农忙季节回乡务农。一般 每次回乡务农时间为两周到一个月；农业劳动时间 投入不足， 农业生产经营粗放；松散的小规模农业 生产严重制约了农业劳动生产率和土地产出率的提 高
❖4
据农业部统计，虽然我国在2005年全面取消了 农
业税，农民负担理应减轻，但是由于柴油、化肥、
农药等农资成本的增加,导致了我国水 稻、小麦和玉
米的生产成本每年都以6%～8%
此
外，影响农业总产值提高的因素还有农业制度的合
理性、农业的资金投入、农业的基础设 施水平、农
业机械化水平、农田水利、农业交通运输情况以及
目前制约我国农业总产值提高的主要因素有：
❖1
到2007年，我国耕地面积已到了1.2亿hm2的警戒 线。受自然灾害的影响，耕地逐年减少； 人口逐年 增加，人均粮食占比下降；工业化和城市化进程对 土地的需求加大，农业总产值增 加困难。
❖ 2 自然灾害增加
在全球气候变暖的背景下，我国极端气候明显增 多。水灾、旱灾、雨雪冰雹灾害频繁，病虫 害防治 压力加大。2007年，我国气候异常，降雨严重不均， 极端天气事件频繁，局部地区雨 情、汛情、旱情、 灾情超历史记录，因灾直接经济损失2 363亿元，农 作物受灾面积达0.06 3亿hm 2。虽然2007年我国 粮食产量超过5 000亿kg，但依然满足不了国内需 求。2007年我 国人均粮食供应量只有378kg，低于 1996年人均的412kg。
❖ 农村也应该精简机构。政府应下大力气提高农业劳 动力的文化水平和农机设备的操作技能。并且我们 的决策者应该制定进一步的激励促进农业劳动生产 率的政策。
计量经济学——影响农业产值的因素分析
影响农业产值的因素分析[内容摘要]：本文是根据我国农业的现状，想从计量经济学的角度来验证一下是否存在政府对农业投入不足、以及农村中存在大量的剩余劳动力。
根据经济学原理，在模型中我们引入了三个变量：政府财政对农业的投入、农民自己的投入以及农业的从业人员。
从我们所做的回归结果看，我国农村中确实存在这些状况，我们根据模型的回归结果得到了一些结论，同时也发现了一些问题。
但是，鉴于水平有限，文中难免出现一些错误，另外还存在一些我们难以解决的问题，请老师同学们多多包涵！[关键词]：农业产出国家财政对农业的基础性建设投资居民的投入农业从业人员人数发生在新石器时代的农业革命，使人类敲开了文明之门，人类从此由非历史走向历史。
在整个古代社会，农业既是基础部门，同时也是决定性部门，它不仅决定着社会经济的发展，而且业是古代文明的根柢。
工业革命后，农业部门的经济地位发生了急剧的变化，并同其他部门结成了新的关系决定着社会经济的发展，而且也是古代文明的根柢。
总的来说，由于工业化的兴起和纵深发展，农业的份额在持续下降，因而逐渐丧失了过去的决定性地位，但它仍然在新的结构中发挥着新的作用，并且在整个社会经济系统中的作用日益显现出不能完全为其他产业部门所替代的性质，同时也显现出这种性质对整个社会经济系统的影响，这种影响的深度和广度所及，说明了一个不容争辩的事实：农业仍然是全部社会经济存在与发展的基础。
特别是在中国，农业曾经是，并将继续是经济增长的主要源泉，中国经济发展的速度、规模和效率在很大程度上取决于农业的状况。
一、导论1、农业的重要作用农业是社会经济的基础，其最表层的同时也是最深层的原因就在于它为人类提供了赖以生存的衣食之源，满足了人类的第一需要。
也正是在这个意义上，马克思指出：“最文明的民族也同最不发达的未开化的民族一样，必须先保证自己的食物，然后才能顾及其它事情”。
进而言之，如果缺少了农业的养育之功，人类就谈不上生存、发展和创造。
农业总产值影响因素分析
农业总产值影响因素分析摘要：文章运用计量学方法分析影响农业总产值的因素，即通过对农产品的播种面积、受灾面积；耕地的灌溉面积、化肥施用量和机械用量的实证分析，运用经济学原理，引入计量经济学模型，得出结论：我国的农业生产由21世纪前的10年到21世纪后的10年取得了长足的发展，但整体农业发展水平还很低。
关键词：农业总产值；影响因素；实证分析1问题的提出农业是国民经济发展的基石，农业在国民经济发展中有着举足轻重的作用。
如果农业中存在的问题得不到解决，农业将不能发展，那么三农问题也就得不到解决，国民经济的发展将受到严重阻碍。
本文通过运用计量经济学方法对影响农业发展因素的分析，来揭示我国农业现存的一些问题，力求针对问题，找到解决方法。
2模型的设定根据经济学原理，在模型中引入五个变量：①农作物播种面积，我国是一个农业大国，农作物产量在很大程度上主要取决于播种面积；②耕地受灾面积，干旱、洪涝、虫灾等都会影响农作物的产量；③灌溉面积，农田灌溉面积的增加，会相应地增加产量；④化肥用量；⑤机械用量。
综合上述因素，我们设定模型的线性函数形式为：NYCZ＝β0＋β1BZMJ＋β2SZMJ＋β3GGMJ＋β4HFYL＋β5JXYL＋μ3实证研究本文搜集整理了我国从1990－2009年共20年的有关农业发展状况的数据，见表1。
根据各因素对农业总产值的影响，我们将方程形式设定为：NYCZ＝β0＋β1BZMJ＋β2SZMJ＋β3GGMJ＋β4HFYL＋β5JXYL＋μ用Eviews对其进行分析，得最小二乘估计的结果如下：NYCZ＝10 901.25＋0.13BZMJ－0.11SZMJ－1.49GGMJ＋（0.55）（0.75）（－2.12）（－2.98）17.53HFYL＋0.01JXYL（10.54）（12. 45）R2＝0.99 F＝614.22 DW＝2.353.1经济意义检验从回归结果可知，农业总产值各影响因素的参数值与经济学中的边际消费倾向意义基本相符。
我国农业产出影响因素的实证分析
四、 结束 语
１ 农 业 物力 投 入 指 标 ： 械 总 动 力 （ ） 化肥 施 用 量 （ ３ 、 机 Ｘ１ 和 Ｘ ）
ｄ＝ ｔ ２０ ３ Ｏ， 为 ０ ３年 以 前 ； ３ ， 为 ２ ０ ｄ ＝１ ｔ ０ ３年 及 以后 。
【 刘继展． ３ 】 江苏省农业 系 统能值投入产出分析及预测［］ 童 Ｄ． 镇
江 ： 苏 大学 ， ０ ． 江 ２ ５ ０ 岂
［ 孔 朝莉． 业投入 产 出统计模 型建 模方 法 的研 究Ｉ】 ４ ］ 农 Ｄ． 署 大
连： 辽宁师范大学，０ ４ ２０． 吾
（ 辑： 编 ＹＨ）
由上 面 的分 析 ຫໍສະໝຸດ 果 可 建 立 如 下 回 归模 型 ：
ｌｙ ｃ ［ ｎ ｌ ￣ １ｘ － ０２ ４ ２ ｌ ￣ １ｘ － ０５ ９ ３＊ ２ ｎ ＝ ＋ １ｌｘ ＋ ２ （ ｌ １．６ ９）ｄ ＋ ３ （ ｌ １ ． ６ ）ｄ ＋ ３ ｎ ｎ ５
度 上 可 以说 极 大 地促 进 了农 民 问题 、 业 问题 的解 决 。 对 我 国 农 这
加 强社 会 主 义新 农 村 建 设 的工 程 而 言 无 疑 意 义 深 远 。于 是 分 析 农 业 产 出 的影 响 因素 就 显 得 意 义 非 凡 。
投 入 产 出分 析 是 研 究 经 济 系统 中 表 现 为 投 入 与 产 出 的各 个
参考文献 ：
由ｘ ２与 Ｙ的 时 序 图 看 出 ， 对 于 Ｙ而 言 ，２的 变 化 不 大 ， 相 ｘ 并 且 没 有 明 显 得 上 升 或 下 降 的趋 势 ， 一 定 范 围 内 随 机 波 动 。 见 在 可 ｘ ２对 ｙ的影 响不 大 ， 其 剔 除 掉 。 将 在 Ｌ ｙ和 ｘ ｎ ２的 散 点 图 中 有 几 个 拐 点 ，于 是 引 入 虚 拟 变 量
人力资本对我国农业增长影响的实证研究
人力资本对我国农业增长影响的实证研究人力资本是指人类在教育、培训、健康保健等方面所具备的知识、技能、经验和健康状况等因素的总和，是一个国家经济发展的重要内生动力。
在农业领域，人力资本的质量和数量对农业生产的效率和规模起着至关重要的作用。
因此，研究人力资本对我国农业增长的影响具有重要意义。
本文将通过实证研究来探讨人力资本对我国农业增长的影响。
一、人力资本对农业生产效率的影响人力资本在农业生产中对生产效率的影响主要体现在以下几个方面：1.提高劳动生产率随着农村劳动力素质的不断提高，农民的技能水平也在不断提升，劳动生产率得到明显提高。
高素质的劳动力能够更快更精准地完成农业生产过程中的各项工作，从而提高了农业生产效率。
2.促进农业现代化进程随着人力资本的积累和提升，农民对先进的农业技术和管理方法的接受能力也得到提高，加快了农业现代化的进程。
农民能够更好地适应市场需求，提高农产品的质量和产量。
3.推动农业产业结构升级随着人力资本的增加，农业劳动力转移至第二、第三产业的速度加快，农业产业结构逐步实现升级。
农业劳动力的知识水平提升，有利于培养和发展新型农业经营主体，推动农业产业结构优化调整。
二、实证研究方法为探讨人力资本对我国农业增长的影响，本文将采用实证分析方法。
具体步骤如下：1.数据收集：收集我国各地区近几年的农业生产数据、人力资本数据以及其他相关经济指标。
2.指标构建：构建人力资本指标，包括教育水平、健康状况等；构建农业增长指标，包括农业总产值、农业劳动生产率等。
3.模型建立：建立回归模型，探讨人力资本对农业增长的影响。
可能的模型包括OLS回归、面板数据回归等。
4.实证分析：运用计量经济学方法对模型进行估计、检验与分析，研究人力资本对农业增长的影响程度、方向及影响因素。
5.结果解读：根据实证结果得出结论，提出政策建议。
三、实证研究预期结果根据前期研究和理论分析，预期人力资本对我国农业增长的影响主要表现在以下几个方面：1.教育水平提高对农业增长的促进作用明显，高等教育、农业技术培训等对提高农业生产率和质量具有重要意义。
中国农业总产值与其影响因素的分析论文
中国农业总产值及其影响因素的分析摘要:本文根据我国农业的现状，从计量经济学的角度来检验哪些因素对于农业总产值有显著的影响。
根据计量经济学原理，本文在模型中引入了三个变量：有效灌溉面积、农业机械总动力、农用化肥施用折纯量，并收集了中国31个省2003年的各项指标数据，利用E-views软件对其计量模型进行了参数估计和检验，最后对所得的分析结果进行了经济意义的分析，并提出了一些相应的政策意见。
研究发现，农用化肥施用折纯量因素对于农业生产总值有显著的正面影响，而有效灌溉面积、农业机械总动力对农业生产总值的影响不显著。
关键词：农业总产值；有效灌溉面积；农业机械总动力；农用化肥施用折纯量- - 考试资料一、引言我国是传统的农业大国，农业自古以来就是我国的支柱产业，是我国国民经济的基础。
我国的经济结构能否顺利调整，国民经济能否发展得更快、更好，在很大程度上取决于农业基础是否稳固。
只有加强农业基础，确保农产品供给，才能顺利推进我国的工业和城镇的快速发展；只有加强农业基础建设，使农业发展、农民富裕、农村稳定，才能保持整个社会的长期稳定与可持续发展。
但我国是一个生产力比较落后的国家，只有研究农业总产值主要受哪些因素影响，才能投入相应的对策，将基础产业发展上去。
选此模型的目的就在于分析决定农业生产总值的主要影响因素以及其影响程度，从而对生产提出一些建设性意见。
二、文献综述农业是我国国民经济的基础，直接影响到我国的粮食安全。
学术界历来重视对三农问题的研究，并取得了一定的成果。
如：林毅夫（1994）、黄少安（2005）等，从制度经济学角度研究了我国农业问题，他们认为农村的经济体制改革对我国农业总产出的增加起到了至关重要的作用。
郝利等（2010）运用柯布道格拉斯生产函数，建立了农业科技进步贡献率测算模型，对北京市1990-2007年农业科技进步贡献率进行测算，得出的结论是北京市1990-2007年农业科技进步贡献率为78.32%。
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影响我国农业总产值因素的实证分析一、模型设定为了分析我国农业总产值及其影响因素的关系，选择“农业总产值”（单位：亿元）为被解释变量Y；选择“农村居民家庭生产型投资”（单位：元/每户）为解释变量X1；选择“农作物总播种面积”（单位：千公顷）为解释变量X2；选择“农业从业人员数”（单位：万人）为解释变量X3。
实验数据来自国家统计局公布的数据为样本：根据以上数据，利用Eviews 生成Y 、X1、X2、X3的线性图：由线形图可以看出，我国农业总产值及各影响因素的差异明显，其变动的方向基本相同，相互可能具有一定的相关性。
将模型设定为线性回归模型形式：Y i =β0+β1X 1i +β2X 2i +β3X 3i +u i二、估计参数利用Eviews 估计模型参数，回归结果如下：Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/30/15 Time: 20:54 Sample: 1989 2013 Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -29869.20 20836.69 -1.433491 0.1664 X1 1.709802 0.232338 7.359111 0.0000 X20.4095780.1409762.9053050.008540,00080,000120,000160,000200,000X3 -0.741504 0.197329 -3.757701 0.0012R-squared 0.989559 Mean dependent var 19257.92Adjusted R-squared 0.988067 S.D. dependent var 13261.48S.E. of regression 1448.648 Akaike info criterion 17.54030Sum squared resid 44070225 Schwarz criterion 17.73532Log likelihood -215.2537 Hannan-Quinn criter. 17.59439F-statistic 663.4221 Durbin-Watson stat 1.889115Prob(F-statistic) 0.000000根据上表数据，模型估计的初步结果为：Y î=−29869.20+1.7095X1+0.4096X2−0.7415X3（20837.69）（0.2323）（0.1410）（0.1973）t= （-1.4335）（7.3591）（2.9053）（-3.7577）R2=0.9896， R2̅̅̅̅=0.9881，F=663.4221，n=25初步判定：该模型R2=0.9896， R2̅̅̅̅=0.9881，可决系数很高，(n−k)= F检验值为663.4221，明显显著。
当α=0.05时，tα2t0.025(25−4)=2.080，各个解释变量对被解释变量的影响是显著的，但回归系数X3的符号为负，与实际经济比相符。
由此可知，该方程可能存在多重共线性。
三、计量经济学检验（一）多重共线性检验1、相关系数矩阵由相关系数矩阵可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，证实确实存在一定的多重共线性。
2、方差扩大（膨胀）因子法经验表明，方差扩大因子VIF j≥10时，通常说明该解释变量与其余解释变量之间有严重的多重共线性，这里X1的方差扩大因子大于10，表明存在严重多重共线性问题。
3、对多重共线性的处理（1）将各变量进行对数变换，利用Eviews软件对Y、X1、X2、X3分别取对数，分别生成序列：lny=log（y），lnX1=log（X1），lnX2=log（X2），lnX3=log（X3）的数据。
再对以下模型进行估计：lnY t=β0+β1lnX1t+β2lnX2t+β3X3t+εt采用OLS方法估计模型参数，得到的回归结果如下：Dependent Variable: LNYMethod: Least SquaresDate: 05/30/15 Time: 23:30Sample: 1989 2013Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.C -5.256497 17.85737 -0.294360 0.7714LNX1 0.782553 0.062125 12.59638 0.0000LNX2 1.031607 1.450434 0.711241 0.4848LNX3 -0.389359 0.272071 -1.431096 0.1671R-squared 0.984575 Mean dependent var 9.637222Adjusted R-squared 0.982371 S.D. dependent var 0.710208S.E. of regression 0.094297 Akaike info criterion -1.739082Sum squared resid 0.186732 Schwarz criterion -1.544061Log likelihood 25.73852 Hannan-Quinn criter. -1.684991F-statistic 446.7983 Durbin-Watson stat 1.019721Prob(F-statistic) 0.000000模型估计结果为：lnŶ=−5.2565+0.7826lnX1+1.0316lnX2−0.3894X3（17.8574）（0.0621）（1.4504）（0.2721）t=（-0.2944）（12.5964）（0.7112）（-1.4311）R2=0.9846，R2̅̅̅̅=0.9824，F=446.7983该模型R2=0.9846，R2̅̅̅̅=0.9824，可决系数很高，F检验值为(n−k)=t0.025(25−4)= 446.7983，明显显著。
当α=0.05时，tα22.080，只有解释变量X1的系数估计值显著，其余需要考虑是否剔除。
t统计量可以作为选择被剔除变量的标准。
其理由是：一、t统计量的构造既包含了解释变量之间相关性的信息，估计量的标准差中含有方差膨胀因子，同时也包含了参数估计量即解释变量对被解释变量的影响；二、t统计量的取值反映了所对应的解释变量对被解释变量影响贡献程度的大小，在同一模型中，t统计量绝对值越小，该解释变量对被解释变量的影响作用越小，反之，t统计量绝对值越大，影响作用就越大。
采用t统计量作为选择被剔除变量的标准，做法是：最先剔除对被解释变量贡献最小的解释变量，即t统计量绝对值最小的解释变量，利用剩下的解释变量重新构造回归模型，再对新构造模型进行多重共线性检验，若仍然存在多重共线性问题，则继续剔除，直到无多重共线性问题为止。
因为X2的t统计量绝对值最小，首先剔除解释变量X2，重新构造回归模型为：Y î=26597+2.18X1−0.63X3（8689.7）（0.1947）（0.2238）t=（3.06）（11.17）（-2.81）R2=0.9854， R2̅̅̅̅=0.9840，F=740.4718，n=25经检验，上述模型仍然存在多重共线性，所以继续剔除t统计量绝对值较小的解释变量X3，进一步得到新的回归模型：Y î=2227.149+2.6857X1（634.01）（0.0798）t=（3.5128）（33.66）R2=0.9801， R2̅̅̅̅=0.9792，F=1133.214，n=25经过检验，该模型不存在多重共线性，且可决系数R2=0.9801，方程的拟合效果好。
（二）异方差性检验White检验：（1）根据原设定模型Y i=β0+β1X1i+u i设异方差与X1i的关系为：σt2=α0+α1X1t+α2X1t2+v t用残差平方e t2作为异方差σt2的估计，并作e t2对X1t，X1t2，的辅助回归，即：e t2̂=α0̂+α1̂X1t+α2̂X1t2提出假设：H0：α0=α1=α2=0（同方差）H1：αj(j=0，1，2)不全为零（异方差）利用Eviews进行White检验，结果如下：Heteroskedasticity Test: WhiteF-statistic 1.804176 Prob. F(2,22) 0.1881 Obs*R-squared 3.522633 Prob. Chi-Square(2) 0.1718 Scaled explained SS6.482530 Prob. Chi-Square(2) 0.0391Test Equation:Dependent Variable: RESID^2 Method: Least Squares Date: 05/31/15 Time: 16:21 Sample: 1989 2013 Included observations: 25Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob. C -3021725. 3783379. -0.798684 0.4330 X1 1717.880 1082.566 1.586859 0.1268 X1^2-0.0714670.057146-1.2506010.2242R-squared 0.140905 Mean dependent var 3358498. Adjusted R-squared 0.062806 S.D. dependent var 7147847. S.E. of regression 6919744. Akaike info criterion 34.44982 Sum squared resid 1.05E+15 Schwarz criterion 34.59609 Log likelihood -427.6228 Hannan-Quinn criter. 34.49039 F-statistic 1.804176 Durbin-Watson stat 1.667578Prob(F-statistic) 0.188127由上表得统计量nR 2=3.5226。
给定显著性水平α=0.05，查卡方分布表得临界值Ｘ0.052(2)=5.99147，nR 2<Ｘ0.052(2)，则不拒绝原假设，说明模型中随机误差不存在异方差。