梁媛

【摘要】農(nóng)業(yè)是一個(gè)地區(qū)的基礎(chǔ)，關(guān)注農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)對(duì)于促進(jìn)一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)與維護(hù)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平衡具有重要的意義，本文通過建立回歸模型、對(duì)遵義市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的投入產(chǎn)出統(tǒng)計(jì)分析農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的現(xiàn)狀。本文首先分析遵義市農(nóng)業(yè)的綜合情況，其次說明研究的基本原理，再次通過建立回歸模型對(duì)遵義市農(nóng)業(yè)投入產(chǎn)出進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，最后得出結(jié)論。

【關(guān)鍵詞】遵義市農(nóng)業(yè) ?投入產(chǎn)出 ?統(tǒng)計(jì)分析 ?回歸模型

一、遵義市農(nóng)業(yè)綜合情況

遵義市地貌山地、丘陵為主，易于農(nóng)耕的土地較少，主要分布于平壩與河谷地帶，占全市總面積約6.5%左右，以大婁山為分界線，山南地區(qū)易耕土地相對(duì)集中而平坦，土質(zhì)肥沃、陽光比較充足，易于農(nóng)業(yè)的發(fā)展，而山北地區(qū)，農(nóng)耕土地比較分散的分布在河谷地帶，地形起伏大，農(nóng)耕比較的分散。近年來，遵義農(nóng)業(yè)保持持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng)，到2013年，遵義的生產(chǎn)總值已經(jīng)達(dá)到127余億元，同比增加6.5%。但是，農(nóng)業(yè)抵御自然災(zāi)害的能力比較弱，例如。2013年夏糧產(chǎn)量為67.77萬噸，同比增加7個(gè)百分點(diǎn)，而秋糧的總產(chǎn)量只有192萬噸，同比下降9個(gè)百分點(diǎn)，主要的原因是受到自然災(zāi)害的影響。

二、研究的基本原理

投入產(chǎn)出的基本原理是在確定農(nóng)業(yè)的總產(chǎn)量以后，知道主要的農(nóng)作物占總產(chǎn)量的比重，然后確定該主要農(nóng)作物的產(chǎn)量即：

主要的農(nóng)作物產(chǎn)量=總產(chǎn)量*比重【1】。

用兩組變量之間的正相關(guān)關(guān)系來確定n個(gè)變量，挑選出其中對(duì)投入產(chǎn)出影響比較大的自變量，這些自變量包括：農(nóng)業(yè)用電量，各種化肥的使用量，塑料薄膜的使用量，機(jī)柴油的使用量（包括耕地與澆灌使用的柴油），有效的灌溉面積、種子的投入、機(jī)電排灌的消耗量以及旱澇保收等基本情況，而因變量是總產(chǎn)量。在確定因變量的前提下，以投入作為自變量，總產(chǎn)量的因變量以SPSS作為回歸，模型進(jìn)行分析。在按照步驟對(duì)投入產(chǎn)出做模型分析，在消除共線性的影響以后，能夠客觀而合理的分析遵義市的農(nóng)業(yè)投入與產(chǎn)出的基本的情況，發(fā)現(xiàn)那些因素對(duì)遵義市的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響作用比較大。這對(duì)遵義市的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有非常重要的指導(dǎo)的意義。

本文的統(tǒng)計(jì)分析是采用多元統(tǒng)計(jì)分析的方法，通過SPSS模型對(duì)各個(gè)因變量與變量進(jìn)行系統(tǒng)化的分析。

在遵義市農(nóng)產(chǎn)品投入因素農(nóng)業(yè)能源消耗與農(nóng)業(yè)物質(zhì)消耗，而遵義市農(nóng)業(yè)產(chǎn)出主要有：稻谷、玉米、油菜籽、甘蔗、菜花、煙葉、蔬菜、茶葉與水果等。

三、回歸模型分析

（一）排除不可抗力因素建立模型

在排除不可抗力因素以后建立遵義市的投入產(chǎn)出的假設(shè)模型的公式1為：

Y=β0+■βi+xi+ε

排除的不抗力因素包括：

一是區(qū)域內(nèi)自然災(zāi)害的影響，即暴雨洪澇、干旱、冰雹、大規(guī)模的泥石流等。

二是農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施折舊與損耗排除在外，例如水利工程破損、修復(fù)等不算在內(nèi)。

三是農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量品質(zhì)排除在外，例如優(yōu)質(zhì)的大米與次優(yōu)的大米在價(jià)格上存在差異，而本研究不算此在內(nèi)。

四是假設(shè)遵義市各地的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力基本的相同，土地質(zhì)量不存在差異。

五是假設(shè)數(shù)據(jù)能夠真實(shí)的反應(yīng)遵義市農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基本情況。

（二）重要的符號(hào)表示說明

J代表的是農(nóng)產(chǎn)品的類型，xi代表的農(nóng)產(chǎn)品投入系數(shù)，zij代表的是農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量，αj代表的是農(nóng)產(chǎn)品在農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量的系數(shù)，yi代表的是遵義市模型中的農(nóng)產(chǎn)品的總產(chǎn)量，而βb代表的是回歸模型的常數(shù)，Bi是在模型中農(nóng)產(chǎn)品投入的系數(shù)，ε表示誤差的修正項(xiàng)，z代表的農(nóng)產(chǎn)品實(shí)際的產(chǎn)量。

（三）建立模型

在建立基本模型的時(shí)候，根據(jù)投入與產(chǎn)出基本理論來確定，主要根據(jù)遵義市農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量主要受到哪些因素的影響。

在得出遵義市的農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量與影響變量的回歸模型，并且確定一定的關(guān)系以后，對(duì)遵義市農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)具有非常重要的指導(dǎo)作用。

首先確定遵義市的農(nóng)產(chǎn)品主要的成分，在確定各種農(nóng)產(chǎn)品的權(quán)重系數(shù)以后，然后根據(jù)權(quán)重系數(shù)。變量與總產(chǎn)量的關(guān)系，得到公式2如下：

yi=■αjz

設(shè)主要的投入的變量因素為x，而產(chǎn)出的因變量為y，那么可以得到投入產(chǎn)出回歸方程的公式3：

yi=β0+■βixi+εi，i=1，2，…n

（四）模型分析

1.主成分統(tǒng)計(jì)分析。根據(jù)遵義市的實(shí)際的生產(chǎn)的情況與數(shù)據(jù)的觀察，本文選取稻谷、甘蔗、蔬菜與煙葉的產(chǎn)量作為主成分的分析，分別把稻谷、甘蔗、蔬菜與煙葉的產(chǎn)量設(shè)為z1、z2、z3、z4。然后對(duì)這四種產(chǎn)品做主成分的分析，然后確定各種農(nóng)產(chǎn)品的權(quán)重系數(shù)，然后代入公式2通過spss軟件的分析可以得到，然后可以得到公式1中變量α。

表1 變量α值的確定

表2 主元素分析

通過對(duì)遵義市的稻谷、甘蔗、蔬菜與煙葉的四種農(nóng)作物的主成分的確定，我們可以得到主元素的值為0.793，符合經(jīng)濟(jì)分析的基本要求。而四種農(nóng)作物的權(quán)重α分別為稻谷（α1）=0.772、甘蔗（α2）=0.922，蔬菜（α3）=0.792，煙葉（α4）=0.595

由此可以得出遵義市農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量為：

Zi=α1*x1+α2*x2+α3*x3+α4*x4

（五）相關(guān)性分析

對(duì)農(nóng)業(yè)影響最大的三個(gè)因素為，化肥用量包括磷肥、氮肥、鉀肥以及含有其他元素的復(fù)合肥;塑料薄膜包括地表覆蓋的薄膜以及大棚使用增溫的塑料，灌溉能源與農(nóng)資的消耗等。鑒于農(nóng)業(yè)用電量（x1），各種化肥的使用量（x2），塑料薄膜的使用量（x3），柴油的使用量（x4：包括耕地與澆灌使用的柴油），有效的灌溉面積（x5）、種子的投入（x6）、機(jī)電排灌的消耗量（x7）以及旱澇保收（x8）對(duì)農(nóng)業(yè)的產(chǎn)量影響比較大，而其他的因素對(duì)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量影響比較少，所以我們?cè)谙嚓P(guān)性分析的時(shí)候，選取這幾個(gè)因素作為因變量。

（六）回歸分析

通過代入公式3我們會(huì)發(fā)現(xiàn)化肥的使用量、柴油的使用量與旱澇保收p值均在0.05以下，但是旱澇保收的p值為-0.036.這樣的結(jié)果與實(shí)際生產(chǎn)情況不符合，所以在回歸方程驗(yàn)證的時(shí)候把旱澇保收排除掉。而其他的因素，p數(shù)值過于大，與經(jīng)濟(jì)理論計(jì)算不符，所以還得進(jìn)一步驗(yàn)證，首先取化肥的使用量、柴油的使用量做一次回歸方程的驗(yàn)證。常數(shù)為59.203，而化肥的使用量系數(shù)為5.231，而柴油的使用量：1.302.由此得出回歸方程為：y=59.203+5.231*x2 +1.302*x4。

（七）回歸模型的驗(yàn)證

我們分別采用F模式、T模式與代入樣本去驗(yàn)證。

1.F模式（統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)回歸方程）驗(yàn)證。我們根據(jù)方程y=59.203+5.231*x2+1.302*x4，根據(jù)顯著值為α=0.05，這是一般經(jīng)濟(jì)理論采用的數(shù)值，來確定臨界值Fα，通過代入spss軟件，得到F值為57.362，F(xiàn)值小于常數(shù)，說明該方程具有顯著性。

2.T模式（回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)檢驗(yàn)）。經(jīng)過代入spss軟件軟件計(jì)算，得出化肥的使用量x2的T值為2.763而p值為0.0013，而柴油的使用量x4的T值為為1.8952，而p值為0.00108，均小于給定的p值，所以滿足顯著性的要求。

3.代入樣本去驗(yàn)證。我們給定的數(shù)據(jù)代入方程，y=59.203+ 5.231*x2+1.302*x4，得出遵義市的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)量為992萬噸，與實(shí)際1023噸相差左右31噸，誤差非常的小，基本上符合要求。

四、結(jié)論

經(jīng)過以上的分析，我們發(fā)現(xiàn)本次的投入產(chǎn)出傳統(tǒng)分析比較的合理與科學(xué)，也基本上反應(yīng)遵義市農(nóng)產(chǎn)品投入與產(chǎn)出的實(shí)際的情況。

遵義市在化肥使用方面：化肥的有效使用率為32%，而發(fā)達(dá)國(guó)家的化肥有效的使用率為60%，說明遵義化肥的有效的使用率的比較低。

在農(nóng)業(yè)柴油的使用率方面：遵義農(nóng)業(yè)柴油的營(yíng)銷使用率僅為42%，究其原因有遵義市土地比較的分散，不適宜大規(guī)模的機(jī)械化生產(chǎn)，加上在澆灌土地的時(shí)不科學(xué)，造成水與農(nóng)業(yè)消耗的過重。其產(chǎn)生的后果有，造成資源浪費(fèi)與環(huán)境的污染。

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