農業統計分析
前言：想要寫出一篇令人眼前一亮的文章嗎？我們特意為您整理了5篇農業統計分析范文，相信會為您的寫作帶來幫助，發現更多的寫作思路和靈感。
農業統計分析范文第1篇
關鍵詞：科技人力資源配置；農業經濟；增長效應；統計
一、科技人力資源與農業經濟增長效應的關系
簡要概括起來主要有以下方面：
其一，在農業領域中通過科技人力資源的不斷增加，導致了規模效應的出現，進而也向農業經濟的增長貢獻出極大的促進力量。通過農業科技人員兢兢業業的研究活動，取得了一些能夠促進農業活動生產效率提升的科技成果，而將這些科技成果引入到實際生產活動中，既對切實提高農作物的產量起到十分積極的效用，同時也為農業經濟規模效益進一步地向外擴展創造了有利條件。再則，在農業開發的相關研究實踐中，通過農業科技人員的交流探討，不僅容易迸發出新的思維，同時新思想與信息源的匯集也能夠為新創意的產生提供有利的路徑。換言之，當農業領域中的科研人員其“生產函數”能夠逐漸增加時，每一個加入的科研人才都意味著正邊際產品投入情況也會隨之增加。
其二，當農業領域中科技人力資源數量能夠獲得顯著增加時，從集約化的經濟模式經營來看，也可以促使農業經濟從中獲得更大的收益。這不僅會導致在農業領域研究崗位上的人才數量能夠得到明顯增加，而且合理且適當的人力資源配置也表明了在不同的農業部門中這些增漲的科技人員也可以在科研機構內部實現科學、有效的分配布局。當各個農業部門都能夠集合相應的專業人才時，所帶來最為直觀的效果便在于能夠使得各個部門快速地完成集約化的生產活動與產業化的經營效果。
其三，創新的農業科技人才也能夠對農業發展所面臨的具體問題予以解決，在為農業人口“出謀劃策”的過程中，農業科技人員貢獻出自己的智慧，也更加有利于克服農業發展困境。
二、科技人力資源配置下農業經濟增長效應統計
（一）統計方法
第一，關于變量和理論模型的確定。首先，確定變量指的是將科技人員的數量、結構以及地域分布情況作為農業產量增長的決定性條件。接著在人力資源的結構分布中再將崗位結構的變動設為變量，繼而作為反映出不同區域的真實經濟結構情況的基礎性因素。舉例來說，按照糧食的產銷來進行分區，我國的糧食作物最為主要的產區包括了河北、遼寧、內蒙古、黑龍江、吉林、山東、河南等13個省區，而糧食作物的主要供應區域則集中在北京、上海、天津、廣東、浙江、福建等11個省市區，通過對這些反映經濟結構情況的變量進行分區比對后，便可以隨之確定出符合實際情況的基本模型。其次，選擇出理論模型。科研人員經常會運用到LnY=α+β1LnKJ+β2LnBZ+β3LnL+β4LnK+β5LnG 線性模型予以解答。
第二，確立模型中關于各要素對于農業生產的影響。農業領域中的經濟增長效益受到人力資源、物質資本、科學技術等多方面的因素的制約，其中物質資本又可以被劃分為流動資本與固定資本兩個方面。所以在模型確立時，通常會運用固定價值來衡量而忽視流動資本的價值，所以在設定時還需要將這兩種要素分別予以考慮進去。在選擇模型的過程中，需要科研機構將預先估計出的生產率指數，然后再按照非參數法、兩步法、農業生產函數法等方式對農業增長與科技人力資源配置關系之間的模型進行異方差消除，并從取得的函數兩邊的對數，進而得出線性模型。例如，本文采用二步法對于糧食的主產、主銷以及平衡區展開面板協整的檢驗，對于主產區面板v統計值為-3.0386t，其概率為0.00039p；面板v在主銷區的統計值則為8.6148t，其概率值為0.0000；在平衡區中的統計值為-2.1109t，其概率為0.0430p。而在面板rho的檢驗中，其主產區的統計值與概率值分別為：3.7501t與0.0004；在主銷區則為3.0884t與0.0034p；在平衡區則為-2.2335t與0.0001p。通過Kao的檢驗所得出的主產區統計值與概率便為：-4.7369t與0.0000p；在主銷區為：-1.6137t與0.0514p；在平衡區則為：-2.5979t與0.0047p。綜合來看，在以上三個區域中是存在協整關系的。
第三，確立與協調面板模型的基本形式。要對我國不同農作物產區內的統計數量展開分析，還需將不同地區間的異質性考慮到模板具體建立形式中去。舉例來說，同樣從糧食作物產區來看，四川與江蘇兩省都屬于糧食的主要產區之一，但是農科的科技資源以及省內的政策措施以及其他促增收的條件基礎不同，從而也會導致在數據面板所產生的內容中也可以體現出這種變動。農業科技人員在對數據模型展開確立的過程中，也需要對時間、空間中的二維信息予以掌握，從而確保在對總量進行研究時可以將探究結果的精準度對提升到一個新的臺階，并隨之突破研究的同質性限定。
（二）統計數據采集
首先，農業經濟的發展狀況通常會用ATP來表示，這是通過對已有的農業產值數據根據當年價和總值指數來對總產值的平減指數進行估算。其換算的算式為：t年產值平減指數=t年當時價的總額/[t年總額指數t年總額]。從農業的物質資本存量（固定資本）來看，其表達公式中t為農業固定資本的存量；表示農業資本的形成額；為t-1年其固定資產的折舊情況。其次，農業的流動資本可以通過AK2來表示其使用化肥的量，所投入的農業土地資源可以用LA表示農業的灌溉面積。此外，關于模型的檢驗問題，也有著極為重要的作用。科研人員需要對人員比重、勞動力投入等變量展開一系列分析之后，還需使用同樣方式完成檢驗。當各個變量都維持在1%的水平時，則表示序列穩定，變量均屬于一階單整。
在完成了基本的數據采集之后，科研人員還需要對研究結構展開詳細分析。根據變量通常屬于一階單整的特性，所以對變量之間是否存在均衡、長期的關系，也成為了判斷與檢驗面板數據時應當的考慮內容。在對回歸結果進行檢驗時，工作人員可以運用6.0軟件加權OLS的方式來實現回歸。從實踐中的眾多例子中可以得出，當糧食生產區域中從事科研技術工作的人員逐步增加，并且這些人員的結構能夠維持在一個優化的構成維度中時，那么不僅能夠對農業作為產量增加起到實實在在的幫助作用，而且對于農業人口增收、農業經濟產業發展也成為極為關鍵的重要貢獻力量。
三、建議
第一，積極探尋并建立起一支能夠滿足農業研究的科技隊伍。構建起一支結構合理、能力合格的科研隊伍，不僅能夠為農業發展提供人才保障，同時結構清晰、分工明確的隊伍布局也為避免資源浪費起到重要作用，從而實現了各司其職、配置恰當的專業結構體系。
第二，切實抓好由科研成果向農業產品轉化的關鍵步驟。保障科技研發得到成果能夠被有效的運用到提高農業生產數量與質量的工作中，才能使得農業效益得到保證。所有地方政府也要配合科研人員搭建起相關平臺，以資金投入與政策保障等方式做好有關扶持工作。只有堅持研發、生產、經營的多點化合作，才能使得農業經濟的發展能夠取得更為積極的效果。
第三，對農業科技領域的人力資源配置予以調整。對農業產品的正外部效應進行深刻考慮。對于經濟欠發達地區，政府要增加農業科技人員中的比重，并監督與執行好科研項目的資金落實情況。對于農業產業中雷同的產業與重復性的研究，也要完成資源整合，從而確保資源的高效。
農業統計分析范文第2篇
關鍵詞 能值分析；農業生態經濟系統；可持續發展；河北省
中圖分類號 F323.2 文獻標識碼 A 文章編號 1007-5739（2017）10-0267-02
Abstract In this paper，taking Hebei Province as the study area，emergy theory was applied to analyze input and output of the agricultural eco-economic system，and emergy analysis comprehensive indexes were calculated to evaluate sustainable development situation of the system in the year 2012. The results showed that the total emergy input was 5.70×1022 sej，of which the unrenewable environmental resources accounted for the greatest proportion（52%），and unrenewable industrial emergy for the second（34%）.The total emergy output of the system was 5.60×1022 sej.The emergy sustainable development index was calculated as 0.38，showing that the sustainability of the agricultural eco-eonomic system in Hebei province was poor.
Key words emergy analysis；agricultural eco-economic system；sustainable development；Hebei Province
r業生產過程中自然環境系統與社會經濟系統聯系緊密，形成一個有機整體即農業生態經濟系統。研究農業生態經濟系統投入產出結構，量化和評價農業生態經濟系統發展的可持續性成為科學研究熱點之一[1]，為洞悉農業生態經濟系統發展態勢、實現高效高質的可持續農業生產提供參考[2]。
20世紀80年代末，著名生態學家Odum首次提出了能值（Emergy）理論。能值理論通過將社會經濟、自然各個亞系統中的信息、貨幣、能物用能值統一起來，定量分析自然和人類社會經濟的真實價值，為生態學研究領域開辟了一種全新的定量分析方法。能值理論自建立以來，在世界范圍內得到了廣泛的應用。華南農業大學藍盛芳等[3-4]首次對能值理論進行了系統闡述，并結合實例詳細說明農業生態系統能值分析的具體步驟及指標體系的構建，為后續我國學者進行能值理論應用性研究提供了非常有價值的參考。河北省地處京畿重地，作為農業大省，其農業生產不僅提供農產品等服務，同時也為京津地區提供重要的生態安全保障。本文擬通過分析河北省農業生態經濟系統投入產出，計算能值綜合指標，評價河北省農業生態經濟系統可持續發展態勢，為河北省農業資源可持續利用、調整農業種植結構提供參考。
1 材料與方法
1.1 研究區概況
河北省（113°27′～119°50′E，36°05′～42°40′N）地處中緯度地區大陸東岸，地勢西北高、東南低，轄區面積18.9萬km2。位于溫帶―暖溫帶、半濕潤―半干旱大陸性季風型氣候區，年均氣溫南北差異較大，北部高原地區年均氣溫低于4 ℃，南部平原地區年均氣溫14 ℃。土壤類型復雜多樣，主要有栗鈣土、棕壤、褐土、潮土、內陸及濱海鹽土等。年降雨量350～770 mm，時空分布極不均勻，且多集中在夏季[5]。20世紀70年代以來，伴隨農業灌溉及工業的發展，引發了地下水位下降等一系列環境問題，嚴重影響了河北省農業生態經濟系統的協調發展。近年來，河北省農業發展雖有較大進步，但仍面臨農業基礎設施薄弱和生產資源短缺的雙重壓力[6]。
1.2 能值理論
能值的本質是能量，無論是什么能量，都來源于太陽能。能值定義為自然資源、經濟產品或勞務形成所需的直接和間接投入的另一種有效能總量。一般以“太陽能值”為基準，單位能量（物質）所含太陽能的量即為該能量（物質）的能值轉換率[7]，單位為太陽能焦耳（Solar emioules，簡寫sej）。應用式（1）可以計算某一種能量或物質的能值。
能值（sej）=能值轉換率（sej/unit）×能量（物質質量）（1）
本文農業生態經濟系統投入產出各物質、能源采用的能值轉換率具體參照文獻[4]、[7]和[8]。
1.3 分析框架
首先收集河北省2012年農業生態經濟系統投入產出數據，應用相應能值轉換率計算河北省農業生態經濟系統投入產出能值流及各項能值指標。分析步驟：①繪制河北省農業生態經濟系統能值圖。能值圖運用Odum能量系統符號語言即能值符號圖例進行繪制。能值圖反映農業生態經濟系統中，自然環境與人類社會經濟主要成分的相互關系及主要生態流方向。河北省農業生態經濟系統能值圖見圖1。②結合收集的各物質能源投入產出原始數據，采用式（1）計算河北省農業生態經濟系統投入產出能值，建立能值分析表。③計算各項能值指標，評價河北省農業生態經濟系統可持續發展狀況。農業生態經濟系統投入能值包括可更新環境資源能值（太陽能、雨水化學能和雨水勢能）、不可更新環境資源能值（灌溉用地下水和表土層損失）、可更新有機輔助能值（農村勞動力和種子）和不可更新工業輔助能值（電力、農藥、農業機械、化肥和塑料薄膜），農業生態經濟系統產出主要指農產品（糧食、蔬菜、水果、糖料、油料和棉花）。
2 結果與分析
2.1 農業生態經濟系統投入與產出
根據河北省2012年農業投入產出數據，計算農業生態經濟系統投入產出能值（表1）。太陽能、雨水化學能和雨水勢能均來自太陽輻射能，為避免重復取三者中的最大項作為可更新環境資源能值投入。限于現有數據，考慮河北省當前灌溉設施投入狀況，本文灌溉設施投入能值取農業機械動力能值投入的20%[8]。經計算，河北省農業生態經濟系統投入總能值為5.70×1022 sej，其中環境資源總投入為3.39×1022 sej，主要為不可更新環境資源，占總環境資源投入的87.90%；總輔助能投入2.31×1022 sej，主要為不可更新工業輔助能，占總輔助能值投入的84.41%；不可更新環境資源投入是不可更新工業輔助能投入的1.53倍。說明河北省農業生態經濟系統能值投入主要為不可更新能值，以不可更新環境資源消耗最多（灌溉用地下水和表土層損失）。因此，河北省農業生產需要提高降水、有機肥等可更新環境資源的利用率，減少或代替地下水、化肥等不可更新資源的利用。
2.2 農業生態經濟系統能值指標分析
本文采用的能值指標包括能值自給率、能值投資率、凈能值產出率、環境負載率和可持續發展指數，用于定量分析河北省農業生態經濟系統可持續發展狀況。各指標表達式及指標值計算結果見表2。能值自給率能反映系統環境資源自給自足的程度，而能值投資率可衡量系統對經濟投入的依賴程度。由表2可知，農業生態經濟系統能值自給率為0.60，能值投資率為0.68，表明農業生態經濟系統環境資源對系統產出能值貢獻為60%，即系統對自然環境資源的依賴程度偏高。環境負載率反映系統對自然環境的壓力程度，具有環境預警作用。本文計算系統環境負載率為6.39，高于2005年江蘇省環境負載率（2.83），與2003年山東省環境負載率（6.54）基本持平，與2005年河北省環境負載率（5.72）相比[9]有升高趨勢，表明河北省農業生態經濟系統對環境的壓力加大。能值產出率表示系統獲得能值投入的可持續性，Odum認為能值產出率合理取值為1～6，若取值小于1，則系統能值不會增加。河北省2012年農業生態經濟系統能值產出率為2.43，屬中等偏下水平，表明農業生態經濟系統具有一定持續性。
最能表征生態經濟系統可持續發展能力的指標即為可持續發展指數。Ulgiati和Brown認為可持續發展指數小于1說明系統為典型的消費型生態系統[10]，區域內不可更新資源的利用程度較高，對環境壓力較大。表2中計算的可持續發展指數為0.38，遠小于1，說明河北省農業生態經濟系統依賴于大量資源的消耗，為嚴重的消費型生態經濟系統，可持續發展狀況堪憂。
3 結論
結果表明，2012年河北省農業生態經濟系統投入中不可更新環境資源（主要為灌溉用地下水）所占比重最高，其次為不可更新工業輔助能，說明河北省農業生態經濟系統高度依賴灌溉用地下水及經濟投入等不可更新資源。農業生態經濟系統可持續發展指數為0.38，為典型的消費型生態經濟系統，環境承受壓力較為嚴重。因此，迫切需要探索出一條高產、高效、低耗的農業發展之路，實現河北省農業生態經濟系統健康可持續發展。
4 參考文獻
[1] MA Q F，HUANG X J，PENG B Z，et al.A positive study of the evaluation on the development of regional agricultural recycling ecnomy[J].Journal of Natural Resources，2005，20（6）：891-899.
[2] 王閏平，榮湘民.山西省農業生態經濟系統能值分析[J].應用生態學報，2008，19（10）：2259-2264.
[3] 陸宏芳，藍盛芳，李謀召，等.農業生態系統能值分析方法研究[J].韶關大學學報（自然科學版），2000，21（4）：74-78.
[4] 藍盛芳，欽佩，陸宏芳.2002.生態經濟系統能值分析[M].北京：化學工業出版社，2002：16.
[5] 杜博洋.河北省耕地系統能值分析[D].保定：河北農業大學，2008.
[6] 張梅申，岳增良.河北省農業可持續發展的科技重點領域研究[J].河北農業科學，2010，14（9）：145-148.
[7] ODUM H T.Environmental Accounting：Emergy and Environmental Dec-ision Making[M].New York：John Wiley&Sons，1996：843-850.
[8] 袁再健，謝櫨樂，沈彥俊.河北省灌溉效益分攤系數時空變化與影響因素研究[J].陜西師范大學學報（自然科學版），2015，43（3）：93-97.
農業統計分析范文第3篇
一、農業經濟的基本概念
農業經濟的基本概念可以簡單地進行如下定義：研究農業生產關系和生產力的運動科學規律，稱為勞動經濟學，主要指的是經濟發展依賴于勞動力資源的占有以及配置。從概念上理解可以看出農業的經濟主要指的是農業生產和生產力的科學，其農業經濟活動的關系是圍繞著優化生產關系和生產力來開展農業經濟發展。所以，我們必須要緊緊抓住農業經濟的核心內容，明確其目的和使命，對農業經濟概念進行詳細的理解可從以下三個方面進行分析：
(一)農業經濟的發展和生產關系要適應生產力的發展
按照經濟學的原理，我們可以得出如下結論：任何形式的經濟發展必須要適應生產力和生產關系的發展才可以取得積極的成果。在經濟發展的過程當中，生產關系促進生產力的作用非常明顯，對農業經濟的也是同樣的道理。所以，對于農業經濟的發展我們必須要讓生產關系適應生產力的發展。
(二)概念理解要通過對農業經濟勞動力資源的理解
勞動力資源在農業經濟中是一個重要方面，無論它是傳統的農業經濟或是現代的農業經濟，要實現勞動力資源的快速發展就必須要正確理解和了解勞動力資源優勢，理解農業經濟的概念并學會利用于勞動力資源。所以，我們需要從勞動力資源的理解方面著手，對農業經濟的整體概念進行細化。
(三)農業經濟的發展一定要實現勞動力以及自然資源的配置優化
從農業經濟的概念出發，在發展農業經濟的發展過程中我們可以看到實際上是勞動力和自然資源的配置優化。所以，我們必須充分理解其中的含義，理解農業經濟的概念，在實際開發的過程中注重勞動力在農業經濟和自然資源優化配置的作用，使農業經濟實現快速健康的發展，提高效率。
二、經濟學原理在農業經濟發展中的開發和利用
我國對于農業經濟的關注程度是在日益加強的，農業經濟在實際發展的過程中同時也不斷提高了自己的發展水平，尋找可靠的理論依據。從當前的農業經濟發展形勢分析，已逐步學習并使用經濟學對農業經濟實踐進行指導，實現了農業經濟又好又快的發展態勢，切實提高了農業經濟的發展。站在實踐的角度出發，經濟學原理對一些經濟行為具有很強的指導性作用，農業經濟的發展也不例外。由此可見，我們必須根據經濟原理指導發展農業經濟。經濟學原理在農業經濟的利用及發展主要體現在如下方面：
(一)經濟學原理指導了農業對經濟的發展，為農業經濟發展提供了理論性的指導
傳統農業經濟的發展步伐緩慢，經濟總量和增長速度較慢的原因主要是因為沒有學習如何使用農業經濟發展過程中的經濟原理。指導農業經濟發展的實踐運用經濟學的原理已逐漸被人們所認識，并成為農業經濟發展的主流，經濟學的作用也是越來越具有明顯的指導意義。
(二)經濟學原理的發展方式優化了農業結構，促進了農業經濟的高效發展
經濟學原理的意義是對現有的農業經濟發展結構進行了優化，對農業經濟發展具有指導的作用，經濟學原理可以及時調整農業經濟結構的變量結構，并且確保了發展結構的優化，大大提高了農業經濟發展的效率。所以，這一點被視為經濟學的原理對于農業經濟的發展有大力地推動作用。
(三)經濟學原理為農業經濟發展中所遇到的問題提供了解決方案
在中國，由于地區之間的經濟發展是不是平衡的，農業經濟的發展環境與地區的不同導致了在發展的過程中會出現一些問題。而這些問題在農業經濟中如果不及時解決，將制約農業經濟的快速發展，不能達到提高農業經濟效益的作用。所以，對于農業經濟的發展，許多地方都學會了用經濟學的原理來解決所遇到的問題，并且取得了良好的效果。
三、經濟學原理對于農業經濟的直接作用
使用經濟學原理對發展農業經濟進行指導實踐具有十分重要的作用。因為使用的經濟原理指導農業經濟發展，可以讓農業經濟取得了良好的發展成果、發展規模和發展成效。
(一)經濟學原理直接促成了農業經濟發展的健康、快速
經濟學原理在農業經濟中的作用是非常明顯的，從當前農業經濟發展形勢分析，經濟學原理有效地指導了農業經濟的發展，對于農業經濟最直接的作用就是促進了農業經濟的健康、快速的發展方向。所以，我們一定要充分發揮此積極的作用。
(二)經濟學原理直接促成了農業經濟的發展，實現了其高效發展
中國農業經濟的發展最終目標是提高農業經濟發展的有效性，讓農業經濟產出和經濟增長被快速實現。而這些目標的達成是應該依靠經濟的使用原理，從當前中國農業經濟發展的情況分析，運用經濟學的原理可以實現了農業經濟朝著高效的農業經濟發展，促使農業經濟發展的有效性得到進一步的提升。
農業統計分析范文第4篇
[關鍵詞]農業；產出缺口；通徑分析法
[中圖分類號]F322 [文獻標識碼]A [文章編號]1672-2426（2015）11-0050-05
產出缺口是實際產出與潛在產出之間的差值。由于資源配置、生產戰略等各種原因，往往會導致實際產出水平高于或低于潛在產出水平，導致產出缺口的存在。高低變換的產出缺口可以為宏觀經濟政策提供很好的導向作用。如果一經濟體或某一產業產出缺口為正，且數據持續偏大，則可以說明，此時處于經濟過熱狀態，因此，宏觀經濟政策調整時，應采取收縮的手段，抑制經濟過熱，防止通貨膨脹的加劇，反之應采取擴張的手段，促進經濟發展，防止通貨緊縮的發生。然而，基于不同的測算方法得出的產出缺口結果并不相同，這極大地影響了產出缺口發揮宏觀經濟政策導向指示器的作用。近年來，小波降噪技術應用到潛在產出測算領域，進一步提高了產出缺口測算的精準性，為宏觀調控提供了可靠的參考依據。
產出缺口小往往被認為是經濟健康發展的象征，然而，經濟體在運行發展過程中，外界因素經常會對產出缺口形成沖擊，使實際產出偏離潛在產出。那么，是否所有使產出缺口增加的沖擊都是不好的呢？我們認為顯然不是，例如，過度耗費自然資源、污染環境，強行增加實際產出，對產出缺口形成沖擊，這是不可持續的，顯然是不好的；如果產出缺口的增加是因為技術進步的沖擊，并沒有對外界產生損害，這顯然是好的。因此，有必要對產出缺口的影響因素進行區分，分析各影響因素對產出缺口的影響，使產出缺口指標對宏觀調控更具參考價值。而且，這也有利于尋找導致產出缺口產生的原因，定向精準調控，對于提高宏觀調控的效率及效果，有著十分重要的意義。本文從我國農業產出缺口角度出發，分析各內生經濟變量對我國農業產出缺口的影響。文章接下來是這樣安排的，首先是文獻綜述、其次是估計方法、數據來源及估計結果與分析，再次是相關因素分析，最后是結語。
一、文獻綜述
國外在產出缺口影響因素方面的研究文獻較為豐富。例如，Fuhrer（1997）[1]以美國1966-1993年間共27年的數據為樣本，構建產出缺口函數和貨幣政策反應函數，分析通貨膨脹和產出缺口的變化程度之間的相互替代關系。Tootell（1998）[2]分析了美國在1973-1996年間的通貨膨脹變動情況，同時測算此期間貿易權重較大的七大農業國（G7）的產出缺口，建立擴展的菲利普斯曲線，得出二者之間的相關性不大的結論。Allard（2007）[3]測算8個中東歐CEE國家的產出缺口，實證分析檢驗波蘭的通貨膨脹和其他相關宏觀經濟因素與這8個國家的產出缺口、CPI之間的相關關系。結果表明波蘭國內的宏觀經濟因素對通貨膨脹的影響逐漸減弱，而貿易一體化的推進對該國的通貨膨脹的影響力度卻在增加。Billmeier（2009）[4]基于歐洲國家評估了四種常用產出缺口估計方法的實用性，結果發現？押根據產出缺口來制定政策是非常困難的，還應考慮就業等其他因素。Garratt etc（2014）[5]運用美國1991至2010年的季度數據分析了通貨膨脹與產出缺口的關系，并嘗試運用產出缺口預測通貨膨脹，結果發現：預測結果對于產出缺口估算方法和數據處理方法敏感程度都很高。
國內在產出缺口影響因素方面的研究，主要以分析通貨膨脹對產出缺口的影響的文獻較多。例如，劉斌和張懷清（2001）[6]估算了我國1992-2001年的季度潛在產出和產出缺口，在此基礎上分析我國產出缺口與通貨膨脹之間的關系。王煜（2005）[7]在測算我國產出缺口的基礎上，采用Granger因果檢驗技術分析產出缺口與通貨膨脹之間的關系。張鴻武（2009）[8]以我國1995-2008年間數據為樣本，采用雙變量GARCH模型實證分析產出缺口與通貨膨脹之間的替代關系，結果表明二者之間存在顯著的非對稱雙向替代關系。張宗新和張雪嬌（2010）[9]測算我國產出缺口和貨幣缺口，并分析二者與通貨膨脹、房市之間的關系，得出貨幣缺口是通貨膨脹的重要因素，產出缺口短期內對通貨膨脹有正向效應，房市與通貨膨脹之間正向相關的結論。潘海峰和李志民（2014）[10]在測算我國的產出缺口和貨幣缺口的基礎上，實證分析二者之間的關系，發現二者之間相關性較大。從以上文獻分析可知，現有文獻基本上都是關于產出缺口與某一經濟變量之間的相關關系分析，而且大都基于對國內生產總值產出缺口的估算。本文在估算農業產出缺口的基礎上，衡量各內生因素對農業產出缺口的影響，有較強的理論與現實意義。
二、估算方法與結果
本文采用較為先進的小波降噪法來估算潛在產出及產出缺口。
用小波分析方法估計潛在產出核心思想是：把實際產出視為被“污染”的信號，它包括趨勢與周期兩個成分。其中，趨勢成分與周期成分分別就是要估計的潛在產出和產出缺口：
其中，Yt為實際產出序列，Yt為潛在產出序列，ηt為產出缺口序列。由于周期成分只是短期內的波動，并不影響長期的趨勢，可以把它看做“噪聲”。
本文采用Matlab R2012a軟件來實現小波降噪的數據處理。針對以1986年為基期的農業生產總值年度數據時間序列，通過計算信噪比（SNR）和最小均方誤差（MSE），比對不同的處理結果。小波降噪方法包括閾值方法、模極大值法和相關法等。可以利用以下數學模型確定閾值：首先是Donoho-Johnstone提出的缺省閾值模型；其次是Birge-Massart策略所確定的閾值；再次是小波包變換中的penalty閾值。本文分別選取不同的分解層數及不同的閥值，比較分析？熏得出選擇dmey小波基做三層濾波，使用penalty閾值法處理數據，最優降噪組合為（Penalty閾值降噪，3，dmey），我國農業產出缺口以農業現實產出與潛在產出的差額占現實產出百分比來表示，結果如圖1所示。
如圖1所示，我國農業產出缺口呈正負交替波動，波動周期在2-3年。我國農業產出缺口最高的年份是1988年的0.64，1989年農業產出缺口反彈至最高值的-0.62。總體來看，我國農業產出缺口雖波動頻繁，波動幅度逐步減小。這可能是由于1998年以來，我國的市場經濟制度逐步完善，運用宏觀調控政策的力度和時機更為準確，從而緩解了農業產出缺口的波動。
從近年來波動趨勢來看，2009年產出跌入波谷后，2010、2011連續兩年處于略高于潛在產出水平。這可能是由于2008年美國金融危機波及，我國經濟下行壓力較大，國家推出4萬億投資計劃，刺激效果在2010年顯現出來，并維持到2011年，2012后又恢復正常的波動趨勢。近年來，我國經濟下行壓力加大，GDP增速持續下滑，經濟步入發展相對較慢的“新常態”階段。那么，在未來一段時間內，我國農業發展是否會受到大的沖擊，偏離正常波動區間呢？為尋找答案，我們利用Kalman濾波方法預測2015與2016年農業產值序列，再次利用小波降噪方法估計我國農業產出缺口。估計結果顯示，2015年、2016年我國農業產出缺口分別為0.21和-0.13，這說明我國農業并沒有受大的沖擊，產出缺口仍然保持在正常的波動區間。
三、相關因素分析
為發現導致我國農業產出缺口的影響因素，我們選取多變量進行相關因素分析。可以根據各因素影響的方向及大小，定向精準的實施宏觀調控政策，以保證政策實施的效果。在進行相關因素分析時，利用多元回歸分析只考慮了自變量對因變量的直接作用，沒有分析自變量對因變量的影響，而通徑分析方法對多元線性回歸分析進行了拓展，破除了簡單多元回歸分析的局限性。
（一）通徑分析法
通徑分析法由數量遺傳學家賴特（Sewall Wright）于1921年提出來的，該方法對因變量和自變量之間的簡單相關系數進行分解，某一自變量通過其它自變量對因變量間接產生影響視為間接通徑系數，自變量對因變量直接影響視為直接通徑系數，該研究方法主要過程如下：
其中，r1y是自變量X1對因變量Y的簡單相關系數。該方法研究的主要目的是將riy分解為Xi對Y的直接作用效果和Xi通過Yi（其它自變量）對因變量Y 的間接作用效果，可以用如下聯立方程組來表示：
可以通過各通徑系數和簡單相關系數得出直接影響效果、間接影響效果及總的效果。但是，可能存在直接通徑系數較大，間接通徑系數很小，簡單相關系數在排序上是居中的情況，這對選取哪個系數進行決策判斷是很困難的，但可以利用通徑分析中的決策系數來解決該問題。
我們將 稱為直接決定系數，它代表自變量Xi對因變量Y的直接作用結果； 稱為間接決定系數，它代表自變量通過其它自變量對因變量Y的間接作用結果；再用 來表示總的決定系數；則 就為決策系數。決策系數可以利用 計算獲得，并可以通過決策系數 的大小來判斷自變量Xi對因變量Y的影響能力。
（二）產出缺口影響因素實證分析
從內生因素角度分析產出缺口的形成原因，根據經濟增長理論及本文研究的需要，這里分別從技術進步、物資資本及金融發展三個維度設定指標。其中，技術進步用tec來表示，即R&D（研究與試驗發展）經費支出與實際GDP比值；資本投入包括物質資本、人力資本、國際資本三個方面。物質資本k表示人均全社會固定資本投資（即全社會固定資本投資/總人口數）；人力資本h用各學歷人口占比加權和來表示；國際資本int用實際利用外商直接投資與我國實際GDP的比值來替代；金融發展dep用存款總額與GDP的比值來表示。
從外生因素角度分析產出缺口的形成原因，主要從產業規模化經營水平、經濟社會發展水平、制度和政策支持以及其他外在條件等。制度和政策支持主要選取產權制度、市場化指數、政府對經濟資源的控制和配置程度三方面來刻畫。經濟社會發展水平采用城市化水平、國民收入水平及恩格爾系數三個指標。產業規模化經營水平主要用第三產業產出的占比指標來替代。其他因素包括國際因素、交通運輸情況、自然環境因素、人口因素。政府對經濟資源的控制和配置程度用fin表示，即采用政府財政收支占GDP的比重；產權制度和市場化指數用nbt表示，即非國有工業總產值占全部工業總產值的比重；城市化水平ctp用城鎮人口數與全國總人口的比值來表示；經濟一體化水平iae用進出口總額占GDP比重來表示；收入水平分別用城鎮人均可支配收入inc、農村人均可支配收入inn來表示；生活水平用enc與enn為城鎮恩格爾系數與農村恩格爾系數表示，分別為城鎮與農村中食品支出占總支出的比重；產業規模化經營水平tdg用第三產業產出的占比指標來表示；交通運輸發展程度tra用公路、鐵路、航空及內河航道總里程環比增長率來表示；dis為受災程度，指標為全國成災面積；pop代表人口增長因素，即人口自然增長率；old為人口老齡化程度，用各年65歲以上老年人口占總人口的比重來表示。指標主要通過1986至2014年中國統計年鑒中相關數據整理計算而得。
由圖2可清楚看出，各指標對GDP產出缺口率變化的決策系數，由高到低排序為技術進步（tec）、國際資本（int）、人口老齡化程度（old）、人口自然增長率（pop）、交通運輸發展程度（tra）、人力資本（h）、三產業產出的占比（tdg）、市場化指數（nbt）、城鎮恩格爾系數（enc）、農村恩格爾系數（enn）、城市化水平（ctp）、金融發展（dep）、受災程度（dis）、城鎮人均可支配收入（inc）、經濟一體化水平（iae）。可知，技術研發、資本積累、人口增長及基礎交通設施建設對我國農業產出有至關重要的作用；金融發展、自然災害對我國農業產出缺口的影響并不明顯，這可能說明我國農村金融沒有對我國農業產出形成大的正向沖擊，我國農村金融的發展有待加強，另可能也說明我國應對自然災害能力增強，沒有使自然災害對我國農業產出形成大的沖擊。
四、結論
本文基于小波降噪法對我國1986至2014年農業產出缺口進行了估計，發現我國農業產出缺口呈正負交替波動，波動周期在2-3年，這與“蛛網模型理論”相吻合。我國農業產出缺口雖波動頻繁，但波動幅度逐步減小。這可能是由于1998年以來，我國的市場經濟體制逐步完善，運用宏觀調控政策的力度和時機更為準確、從而緩解了農業產出缺口的波動。利用Kalman濾波方法預測2015與2016年農業產值序列，再次利用小波降噪方法估計我國農業產出缺口。估計結果顯示，2015年、2016年我國農業產出缺口分別為0.21和-0.13，這說明我國農業并沒有受大的沖擊，產出缺口仍然保持在正常的波動區間。利用估計的農業產出缺口，基于通徑分析法分析了各因素對我國農業產出缺口的影響，發現技術進步、資本積累、人口增長及基礎交通設施建設對我國農業產出缺口正向沖擊顯著。這表明當我國農業出現持續的正產出缺口時，可能并不需要實施逆向的調控政策，因為，這可能是由技術進步帶來的，這種沖擊可能是利大于弊的，即產出缺口適度增加并不會帶來過多資源的浪費。當我國農業出現持續的負產出缺口時，很有可能是由于人口老齡化、居民收入差距過大或是自然災害造成的，應根據原因采取相應措施，以有效減小我國農業產出缺口。最后需要關注的是，我國居民收入差距過大、人口老齡化已成為影響我國農業實際產出的關鍵因素，這意味我國農業要保持快速增長，走出發展相對緩慢的“新常態”，深化我國居民收入分配改革及解決人口老齡化問題顯得尤為關鍵。
參考文獻：
[1]Fuhrer，J.C.“The？穴Un？雪Importance of Forward-Looking Behavior in Price Specifications.”Journal of Money，Credit，and Banking，1997：338-350.
[2]Tootell，Geoffrey M.B.“Globalization and U.S.inflation”，New England Economic Review，1998：21-23.
[3]Allard？熏C.“Inflation in Poland？押How Much Can Globalization Explain？芽”，IMF Working Paper？熏2007？熏No.07/41.
[4]Billmeier？熏A.？押″Ghostbusting？押which output gap really matters？芽″International Economics and Economic Policy？熏2009？熏6？穴4？雪？熏pp.319-419.
[5]Garratt？熏A.？熏Mitchell？熏J.？熏and？鴉Vahey？熏S.P.″Measuring output gap nowcast uncertainty″？熏International Journal of Forecasting？熏2014：268-280.
[6]劉斌，張懷清.我國產出缺口的估計[J].金融研究，2001（10）：69-77.
[7]王煜.中國的產出缺口與通貨膨脹[J].數量經濟技術經濟研究，2006（1）：58-64.
[8]張鴻武.我國產出缺口和潛在經濟增長率的估計[J].經濟學動態，2005（8）：44-49.
農業統計分析范文第5篇
關鍵詞：流通產業 城鎮化 農村 影響機理
農村流通業的高效運作可更好地發揮市場配置資源的基礎性作用，也影響我國城鎮化的進程。已有少量文獻分析流通業和城鎮化之間的關系，但專門研究農村流通業發展對城鎮化的影響機理以及農村流通業發展過程中哪些方面對推進我國城鎮化的進程有顯著的影響，目前還鮮有研究。
農村流通產業發展對城鎮化作用的機理分析
流通業的界定有狹義和廣義兩種。考慮到實證分析時數據的可得性和統計期數據前后的一致性，本文中的農村流通業指的是狹義的流通業，且不包含餐飲住宿業。即農村批發業和零售業是本文的研究范圍。
城市化是指人類生產與生活方式從農村型向城市型轉化的過程，其表現為一個國家內部人口、資源與產業進行空間配置（楊文蘭，2010）。農村流通產業的發展首先會使得農村要素資源的配置和產業結構產生變化，這種變化會進一步引起城鎮資源的重新配置和流動，其對城鎮化的影響機理可以分解為直接影響和間接影響兩個方面：
（一）農村流通產業發展對城鎮化作用的直接影響
直接影響指農村流通產業的發展通過影響農村經濟發展和農戶的決策，引起農村要素資源的流動與重新配置，進而直接影響城鎮化的過程。它體現為以下幾點：
第一，完善的農村流通業對農村經濟具有正的效應，能有效地提升農業生產效率。農村流通業的發展有利于拓寬農產品的銷售渠道，激發對農產品的市場需求和農村商品化率的提高。農產品需求的增加有利于農業生產的專業化分工和新技術在農業中的運用，由此提升了農業生產效率，從而節約了農業生產中的勞動力資源，推動農村勞動力資源向城市流動。這種源自于農業生產效率提升而導致的農村“剩余”勞動力向城市流動，可稱之為“被動型”的農村勞動力資源的轉移。
第二，農村收入水平的增加一定程度上也促進了城鎮化水平的提高。發達的農村流通業為農產品向農村以外的區域銷售提供便捷流通渠道的同時，也為農業生產提供了大量的市場信息，尤其是城鄉互動的雙向流通系統（夏春玉，2009；李志剛，2013）可以顯著增加農民的收入水平。另外，對農村流通業的投資也可以通過乘數方式直接或者間接地促進農村相關產業的發展，也有利于農民收入水平的提高。當前我國在教育、醫療等公共物品和基礎設施提供還存在城鄉嚴重非均等的背景下，收入增加的農民為獲取城鎮“優質”的公共物品，會盡可能“主動”向城鎮轉移，從而促進我國城鎮化的發展。
（二）農村流通產業發展對城鎮化作用的間接影響
間接影響指農村流通產業的發展通過作用于農村以外的城鎮各產業等進而影響城鎮化的過程。
第一，農村流通業的發展增加了農村對城鎮第二、三產業產品的需求量。首先，發達的農村流通系統為農村以外的產品進入廣闊的農村市場提供了更加方便快捷的通道；其次，農村流通產業的發展對農村消費增加具有正效應。據統計，農村人口每增加1元的消費，就能為整個國民經濟帶來2元的消費需求。對第二、第三產業消費需求的增加，可以促進城市生產部門的規模擴張，刺激對生產要素新的需求，尤其是對勞動力的需求。
第二，對農村流通業的投資會增加對城鎮中如建材、商品流通設備等相關產業的需求。更重要的是，這種由投資帶來的直接需求增加，會通過乘數作用，擴散到城市其它部門，從而導致對勞動力需求上升，引起農村勞動力向城鎮流動。
農村流通業發展對城鎮化作用的實證分析
（一）指標選取和數據來源
本文利用我國1995-2010年相關統計數據分析農村流通業發展對城鎮化進程的影響。根據國內相關年鑒能夠獲得的數據資料以及統計期指標口徑前后的一致性，選擇縣及縣以下商品零售總額（LSE）表示農村流通業的規模（由于縣以下批發總額數據不全并難以獲得，故沒有將該指標納入分析）、以鄉鎮批零企業單位數（QYS）和鄉鎮批零企業就業人數（JYS）表示農村流通產業的組織和渠道狀況、以非農戶固定資產投資（ZCTZ）來近似說明農村流通業投資情況，以上指標都是作為自變量。選擇我國城鎮化率（RC）作為因變量，來表示城鎮化的水平。考慮到多種因素都會對城鎮化有影響，為最大程度地減少估計誤差，特地引入人均GDP（AGDP）作為控制變量。
表1中所有數據均來自2011年《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》。需要說明的是：為了剔除物價波動的影響，部分數據以其相應的價格指數以1995年為100進行平減；鄉鎮批零企業單位數和就業人數兩個指標值2007年、2009年和2010年采用了與往年不同的統計口徑，原數據不可用。但其它年份的歷史數據呈斜坡形，因此采用二次移動平均法進行了估算。經過計算處理，所有的指標數據如表1所示。
（二）模型構建和數據處理
1.本文將農村流通產業的發展與我國城鎮化進程之間的變動關系通過以下模型進行描述：
。
模型中β0為常數項；βi（i=1、2、3、4、5）為對應各個變量的系數，表示該變量對我國城鎮化進程的影響程度；ξ為隨機誤差項。將表1的數據，依據已構建的模型，采用Eviews軟件進行處理，得到的結果如下：
模型的Adjusted R-squared為0.975，F統計量為118.08，D-W值為1.678。根據以上各項統計檢驗的數據，總體上說明模型擬合很好，方程初步成立，各自變量與因變量之間的關系密切；由于是時間序列模型，下一步檢驗模型的穩定性。
2.協整檢驗。為了檢驗模型的穩定性，本文對所擬合的模型進行協整檢驗。通過對模型計算的殘差序列et進行 ADF 檢驗，得到以下結果：
et=0.0223-0.0019t-4.0115et-1+
2.4118et-2
該檢驗模型的R-squared值為0.8076，F的值為73.49106，D-W統計量為2.373252；殘差et-1前參數的t值為 -4.3057，小于顯著性水平5%的ADF臨界值-3.8730，說明在該顯著性水平下拒絕殘差存在單位根的假設，表明殘差項是平穩的，因此經濟模型存在協整關系。
（三）結果分析
從模型的參數估計結果中可以得到以下結論：第一，總體上看，我國農村流通業發展與我國城鎮化進程之間存在高度的相關性，模型也具有較強的穩定性。第二，縣及縣以下社會消費品零售額、鄉鎮批零企業就業人數和非農戶固定資產投資都對我國城鎮化發展起到正向促進作用，而鄉鎮批零企業單位數則與我國城鎮化發展呈反向關系。第三，模型表明：除去作為控制變量的人均GDP對城鎮化影響最大外，在農村流通業發展過程中，對我國城鎮化進程影響最大的因素是非農戶固定資產投資，其參數值為0.135，表明非農戶固定資產投資每增加1%，促進我國城鎮化率增長0.135%；其后是縣及縣以下社會消費品零售額，其參數值為0.134，表明農村流通規模每增加1%，促進我國城鎮化率增加0.134%；當然，模型也反映出鄉鎮批零企業就業人數每增加1%，能夠促進我國城鎮化率增加0.0942%。這些與農村流通業發展對城鎮化進程作用機理的描述是一致的。
模型也表明：鄉鎮批零企業單位數的參數值為-0.0264，說明鄉鎮批零企業單位數每減少1%，我國城鎮化率反而會增加0.0264%。可能的解釋是：隨著農村經濟的發展和政策的推進，具有先進管理模式和高效運作的城市現代連鎖超市等新型流通業態進入鄉鎮和農村，逐漸對鄉村傳統的個私流通門店等業態形成了一定的沖擊甚至造成部分業態的解體。在這種外部環境擠壓下，原有農村流通業從業者將轉行融入城市其它經濟部門，客觀上為城鎮化的進程提供豐富的要素資源。
結論及政策建議
通過以上的研究可以得出如下結論：我國農村流通的規模和發展水平對城鎮化提升具有促進作用。為此提出以下簡要的建議：
第一，繼續加大對農村流通業基礎設施的投入力度。加大對農村流通業基礎設施的建設既是公共服務產品均等化的要求，還能帶動農村經濟的發展和生產效率的提高。在引導社會資本進入農村流通領域的同時，政府應該加大投入的力度。一方面，要注重合理布局農村流通網點，借助縣以及中心鎮的區域經濟中心的優勢，提升流通效率；另一方面，順應現代網絡和電子商務技術的發展趨勢，逐步建立有利于農村電子商務發展的平臺，以降低農村流通成本。
第二，以“農超對接”為契機，逐步建立和完善城鄉互動的雙向流通系統。當前相對落后的農村流通業可以借助城市現代流通系統與農村現有的流通網絡進行整合。以我國“千鎮連鎖超市和萬村放心店”工程為契機，城市流通企業逐步進入縣、中心鎮、村的農村流通網絡。利用這些整合后的流通網絡節點，為城市工業品進入農村市場提供方便快捷的渠道。更為重要的是，可以將這些網絡節點打造成指導農業生產的信息中心和農產品向外銷售的農產品交易中心。同時，探索城鄉互動的雙向流通系統與農村新型生產經營主體之間的聯系與合作，比如與農業專業合作社、種植大戶的合作，可為農村經營主體在市場信息獲取、生產資料的購買和農產品銷售等方面提供支持，也能使得流通企業獲得規模經濟和范圍經濟。
參考文獻：
1.魏鳳娟.我國農村消費需求增長緩慢的原因及對策探討[J].企業經濟，2011（8）
