农民微观经济行为对农村经济和环境的影响_以湖南为例
城郊休闲农业旅游对社区居民的经济社会影响研究_以湖南省长沙市黄兴镇为例
农业技术经济 2008年第4期 城郊休闲农业旅游对社区居民的经济社会影响研究———以湖南省长沙市黄兴镇为例罗文斌 吴次芳 (浙江大学公共管理学院 杭州 310029)戴美琪 (中南林业科技大学 长沙 410021)汪友结 吴泽斌 (浙江大学公共管理学院 杭州 310029) 内容提要 本文选择典型城郊休闲农业旅游地作为研究区域,主要对旅游开发后一定时期内的城郊休闲农业旅游所产生的微观经济社会影响进行研究。
通过设计经济社会影响感知指标,采用问卷调查和因子分析法调查了城郊休闲农业旅游开发后一定时期内社区居民经济社会影响感知,并运用SPSS统计软件对调查结果进行了统计分析。
研究发现,城郊休闲农业旅游开发对社区居民的收入水平、收入方式、收入用途、收入效应、就业形势和就业观念等经济社会生活产生了重要影响;社区居民收入和就业影响因子主要集中在收入水平与收入用途影响、生活成本与经营意识影响、就业观念与劳动特征影响和收入方式与就业形势影响等4个具体因子上,社区居民对4个因子的感知强度有所差别。
关键词 休闲农业旅游 社区居民 经济社会影响 感知一、问题提出我国农业旅游发展的实践表明,旅游在调整农业产业结构、增加农民收入、协调城乡发展等方面发挥了重要的作用。
随着我国休闲需求的日趋旺盛和社会主义新农村建设,休闲农业旅游成为新农村建设的一个重要途径。
据不完全统计,目前我国共有各种类型农业园3000多个,农业旅游示范点359处(孙艺惠等,2007),这些农业园和示范点多位于都市市郊或景区附近,为城市居民提供休闲服务。
据测算,目前全国乡村旅游景区(点)每年接待游客超过3亿人次,旅游收入超过400亿元(孙钢等,2006)。
然而,经济统计数据能够反映休闲农业旅游开发的宏观经济效益,但并不能反映农村社区的微观经济社会影响。
农村社区居民是城郊休闲农业旅游区的重要利益相关者,其对旅游开发影响感知好坏关系到城郊旅游是否能健康和可持续发展,其经济社会生活水平的提高与否直接关系到我国新农村建设的政策目标能否顺利实现。
创业环境与青年“创业梦”的实证研究——以湖南的分析为例
2016年6期 (总第171期）管理科学创业环境与青年“创业梦”的实证研究—以湖南的分析为例豆小红(中共湖南省委党校、湖南行政学院，湖南长沙410006)湖湘论坛huxiang forumNo . 6, 2016General No . 171摘要：良好的创业环境有助于青年创业梦的顺利实现，当前湖南创业宏观环境不断改善提升，创业动 力明显增强，但创业中微观环境面临诸多挑战，创业质量效果有待提高，创业环境主客观评价不高，需要 政府和社会在创新优化政务环境，培育新兴创业人才，发展网络新型业态，促进金融环境优化，提升创业 综合素质等方面着力，形成创业环境助推青年创业发展的良好局面。
关键词：创业环境；青年创业；创业廣量；创客梦中图分类号：C 91文献标识码：A文章编号：1004-3160 (2016) 06-0103-07自党的十八大以来青年（大学生）、公众创业 问题弓丨起了党和政府高度重视，十八大强调要掀起 “大众创业”“草根创业”的新浪潮，形成“万众 创新”“人人创新”的新态势；要促进互联网共享 共治，推动大众创业万众创新。
十八届三中全会《决 定》中提出要完善扶持创业的优惠政策，形成政府 激励创业、社会支持创业、劳动者勇于创业新机 制；实行激励高校毕业生自主创业政策，整合发展 国家和省级高校毕业生就业创业基金。
[1]十八届五 中全会提出要激发创新创业活力，推动大众创业、万 众创新，释放新需求，创造新供给，推动新技术、新 产业、新业态蓬勃发展。
近年来，国家出台了一系 列有关创业的重要文件，如《国务院关于印发注册 资本登记制度改革方案的通知》《国务院办公厅关 于做好2014年全国普通高等学校毕业生就业创业工作的通知》《关于实施大学生创业引领计划的通 知》等。
而随着我国经济多元化、互联网和电子商 务的快速发展，创业环境日益宽松，个体创业日益 自由，社会自主创业进入了普及阶段，广大青年已 经成为了创业的主力军，但也面临诸多问题，如创 业环境不优、创业资金不足、创业技术不高、创业 法制不实、创业条件不佳、创业团队不强、创业项 目不适等，而从创业环境角度研究青年创业社会问 题尤为迫切。
农村经济增长的影响因素及发展对策——基于二元离散选择模型的实证研究
关研究 的基础 上 ， 构建影响农 村经济增 长变量体 系 ， 采用 二
元离散选择模 型对调查样 本进 行 回归分析 ， 分析各 变量 的影 响， 并 探索发展农村经济 的对策 。
协调 ” 的总体 目标 ， 具有十分重要 的意义。
一
二、 研 究方法 及变 量设 置
（ 一） 研 究 方 法
第２ ５ 卷第 ｌ ０ 期 ２ ０ １ ２ 年１ ０ 月
长春理工大学学报 （ 社会科学版 ）
Ｊ ｏ ｕ ｒ ｎ ａ ｌ ｏ ｆ Ｃｈ ａ ｎ ｇ ｃ ｈ ｔ ｍ Ｕｎ ｉ ｖ ｅ ｒ ｓ ｉ ｔ ｙ ｏ ｆ Ｓ ｃ ｉ ｅ ｎ ｃ ｅ ａ ｎ ｄ Ｔ ｅ ｃ ｈ ｎ ｏ ｌ ｏ ｇ ｙ（ Ｓ ｏ ｃ ｉ ａ ｌ Ｓ ｃ ｉ ｅ ｎ ｃ ｅ ｓ Ｅ ｄ ｉ ｔ ｉ ｏ ｎ ）
析， 通常作如下 定义 ：
域 的第二产业 和第 三产业。 因此 ， 农业 经济增长可用农业产 值和农 村兼业 人员非农产 业收入来 衡量 。农 村经济增 长除 受农业生产 中间投入 （ 主要指 四项农资 ） 因素外 ， 还受农村产 业结构 、 人力资本 、 农 村文化 、 惠农政策 等因素影 响 。白全 民 等构建 Ｃ —Ｄ函数 ， 测算 中国 １ ９ ８ ５ ￣２ ０ ０ ８ 年 良种 、 农药、 化肥 、
从现有文献来看 ， 相关研究大多没有把农村经 济增 长和 农业经 济增 长做 严格的区分 ， 且 缺少 相对 系统的农 村经济增
长影 响因素 方面的计 量经济实证研究 。鉴于此 ， 本 文拟在相
制约 了农村经 济的进一步发展 。因此 ， 研究 农村经济增长 的
影 响因素 ， 对于实现 “ 十二五 ” 时期 “ 农 民收入 大幅提高 ， 农 民生 活更加殷 实 ； 新 农村建设 取得显 著成效 ， 城 乡发 展更加
农村金融发展对农村经济增长的作用机理——基于内生增长理论的实证研究
农村金融发展对农村经济增长的作用机理——基于内生增长理论的实证研究陈文俊【摘要】Based on endogenous growth theory, the main effect mechanism of rural financial development on rural economic growth is： through savings effect, investment effect and resource allocation effect, rural financial development can promote the accumulation of physical capital and human capital, and technological progress, which stimulate rural economic growth. The empirical study shows that the channel of scale expansion of rural financial development to promote economic growth is effective; the channel of efficiency improvement of rural financial development to promote economic growth is ineffective. In other words, the efficiency of the present rural financial development in China cannot contribute to the rural economic growth.%基于内生增长理论的农村金融发展作用于农村经济增长的主要机理是农村金融发展通过储蓄效应、投资效应和资源配置效应推动物质资本积累、人力资本积累和技术进步,以促进农村经济增长。
微观经济学复习试题
一、名词解释1、实证分析：主要涉及对经济现象的分析和预测。
2、规范分析：主要涉及对经济现象做出“好与坏”的判断。
3、需求：消费者在一定时期内在该商品各种可能的价格水平下，愿意而且能够购买的商品的数量。
4、供给：生产者在一定时期内在该商品各种可能的价格下愿意并且能够提供的该种商品的数量。
5、均衡价格：是指该种商品的市场需求量和市场供给量相等时的价格。
6、需求价格弹性：商品需求量随价格变化的反映程度即需求的价格弹性，通常被简称为需求弹性，它表示在一定时期内一种商品的需求量相对变动对于该商品的价格相对变动的反应程度。
7、需求收入弹性：表示在一定时期内消费者对某种商品需求量的相对变动对于该消费者收入量相对变动的反应程度。
它是商品的需求量的变动率和消费者的收入量的变动率的比值。
8、需求交叉弹性：表示在一定时期内一种商品的需求量的相对变动对于它的相关商品的价格相对变动的反应程度。
它是该商品的需求量的变动率和它的相关商品价格的变动率的比值。
9、供给弹性：商品供给量随价格变化的反映程度即供给的价格弹性，通常被简称为供给弹性。
它表示在一定时期内一种商品的供给量相对变动对于该商品的价格相对变动的反应程度，即商品供给量变动率与价格变动率之比。
10、边际效用：是指消费者在某一时间内消费一个单位的商品所增加的满足，也就是增加一个单位商品的消费所带来的总效用的增量。
11、边际效用递减规律：在一定时间内，其他条件不变的情况下，随着消费者对某种商品消费数量的连续增加，总效用是增加的，但是消费者从该商品连续增加的每一消费单位中所得到的效用增量，即边际效用是递减的。
12、消费者剩余：是指消费者消费一定数量的某种商品所愿意支付的最高价格与实际支付的价格之间的差额，或者说，是消费者消费某种一定量商品所获得的总效用与为此花费的货币的总效用的差额。
13、无差异曲线：是能够给消费者带来相同效用水平的不同数量的商品组合点的轨迹，也叫等效用线。
基于居民感知视角下的农业旅游社区经济影响研究——以长沙黄兴镇为例
农 业旅 游 的微 观经 济影 响 。
城镇居 民周末 、 长假理想的休 闲度假方式 ， 成为我国
国 内旅 游 的重要 形 式 。据 不 完全 统 计 ， 目前我 国共
有各种类型休闲农业 园 ３０ ０ ０多个 ， 农业旅游示范点 ３９处 … 。然 而 ， 业 旅 游 发 展 为农 村 地 区带 来 宏 ５ 农
基 于 居 民 感 知 视 角 下 的 农 业 旅 游
微观经济学案例
第二章案例猪肉涨价的经济学启示最近，猪肉价格暴涨已成了人们热议的话题。
据5月23日《京华时报》报道，北京猪肉价格一个月上扬14次，价格比去年翻倍。
同时，猪肉涨价也带来了一些连锁反应，带动了肉制品和其他肉类。
根据近期对猪肉价格的监测结果显示，从上月起北京猪肉的价格开始持续上涨，猪肉价格及猪下货每公斤上涨2元左右。
不仅北京的猪肉暴涨，沈阳肉价一年内翻番，青岛肉价一月涨四次，长沙猪肉均价在19元/公斤之上，卖出10年最高价，济南已达到历史最高……近一段时间以来，肉价上涨的势头迅猛，席卷全国。
猪肉的价格为何高涨？主要原因是供求不平衡。
有人分析认为猪肉价格上涨是由于2005年夏季国内大范围发生“猪链球菌”病，导致大量生猪死亡、宰杀、抛售，生猪供给减少的结果，全国猪源出现短缺。
也有人分析认为，近半年内玉米、豆粕等猪饲料价格一直居高不下，导致养猪成本增加，农民为了避免亏本，减少了养猪的数量。
加上不少内地市场从生猪收购到屠宰，再到市场销售，中间环节多，费用高，令养猪户利润空间薄，不少农户在前一轮就淡出这个行业，所以养猪的人越来越少。
还有人认为由于去年生猪收购价格偏低，导致养猪户积极性不高。
也有人分析认为是垄断者制造的肉价上涨。
经济学家们应该还记得过去的“猪循环”（hog cycle）——在经济发展的早些年学习到的。
这解释了为什么某些市场的价格受周期性涨跌的影响，因为在价格变化和生产之间的反应滞后。
中国现今的猪肉价格并没有比2004年时的最高点高太多。
当时的高价格促使农民大量饲养生猪，在两年内价格大幅下跌，反过来又令农民不愿养猪。
但是，有些专家学者认为不必担心肉价上涨，他们从市场经济学的角度分析认为，猪肉涨价对养猪的农民来说，可以增加收入。
无论如何，目前，猪肉价格高涨已成为不争的事实，甚至这种急剧大幅的价格上涨已演变成一起全国性的政治事件。
为此，中国总理温家宝考察了猪肉市场，并向百姓表示目前状况并未失控以缓解人们的焦虑情绪。
微观经济政策的效应及政策因素分析
微观经济政策的效应及政策因素分析一、引言如同任何政策一样，微观经济政策对经济、市场和消费者产生直接的影响。
微观经济政策主要关注的是个体或企业的行为，旨在提高其效率、增加其产出和利润，从而推动整个经济的繁荣、增长和发展。
二、微观经济政策类型及效应1.税收政策税收政策是国家调控经济的一种方式。
通过改变税率、征收税费等手段来影响经济行为。
税收政策对市场经济具有直接的影响。
企业和消费者对税率的敏感程度取决于产品市场的竞争性和政策性因素的影响。
例如，企业的利润和指数性收益将受到税率变化的影响。
而对于消费者来说，税率上涨意味着商品价格上涨，影响其消费决策。
因此，税收政策应该结合市场环境和政策目标进行制定，以达到减负、促销和消费激活、增加财政收入等目的。
2.劳动力政策劳动力政策主要是关注弱劳动力、失业率和收入分配等问题。
政策目标旨在推动就业率，减轻失业者的负担和回应红利预期，提高GDP。
这些目标可以通过在培训、社会福利、产业计划、失业保险和税收折扣等方面进行政策变革来实现。
劳动力政策的直接效应是促进劳动者就业，提高生产率，增加消费和财政收入。
3.贸易政策贸易政策是在国际贸易中影响消费和生产经济的一系列政策和规定。
以通货紧缩和贸易保护或关税为主，以促进经济增长和就业机会为目的。
改善贸易环境可以促使企业扩大其产品在市场中的份额，并增加产量和销售额。
而贸易保护、关税上涨和限额等措施，则对出口企业带来冲击，影响其盈利和竞争力。
因此，贸易政策的制定要结合市场环境、行业特点和国际贸易形势进行分析。
三、影响微观经济政策的因素微观经济政策是由许多因素影响的。
以下是影响微观经济政策效应的主要因素：1.市场竞争市场上竞争的程度会直接影响政策的效应。
若市场竞争激烈，政策对企业的影响就会更大，企业的灵活性更高。
例如，一旦政策使得一个企业的成本或制造成本大幅增加，该企业被迫适当提高产品价格。
如果该企业的竞争对手能够保持其产品的价格或降低其价格，该企业的销售量就可能大幅下降。
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收稿日期：2009-08-22基金项目：国家重大社科课题“贯彻落实科学发展观与完善开放型经济体系”（07&ZD017）；湖南省软科学重点项目“湖南农村经济发展与环境保护的和谐演进研究”（2007ZK2016）作者简介：何文举（1969-），男，湖南汩罗人，湖南大学经贸学院博士研究生，湖南商学院经贸学院副教授；聂国卿（1970-），男，湖南双峰人，湖南商学院经贸学院教授，博士；肖敏（1987-），男，湖南安乡人，湖南商学院经贸学院2005级学生。
农民微观经济行为对农村经济和环境的影响———以湖南为例何文举1,2，聂国卿2，肖敏2（1.湖南大学经贸学院，湖南长沙410082；2.湖南商学院经贸学院，湖南长沙410205）摘要：将我国当前农村微观经济主体———农民的经济行为与农村环境问题结合起来，以农业大省湖南的情况为例，进行定量分析，得出的主要因素及主要因素形成的深层次外部原因，并运用外部性原理分析了如何促进农民非生态性外部行为的转变，实现我国农村经济与环境的协调发展。
关键词：微观；外部性；经济；环境中图分类号：F062.2文献标识码：A文章编号：1000-2529（2009）06-0075-05一、湖南农民经济行为对农村经济、环境影响的实证分析1.所选取模型变量的相关解释（1）模型变量的选择模型中选取了六个指标作为变量，分别为：湖南农村单位耕地面积产出（Y ），湖南年末农药使用量（X1），湖南年末农用薄膜使用量（X2），湖南年末化肥使用量（X3），湖南单位耕地拥有机械动力数（X4），湖南农村自然灾害成灾率（X5）。
（2）选择上述变量的原因分析选取这些指标进行回归分析，是因为这些指标能够很好地代表湖南农村的经济环境问题，同时能够反映出当地农民的经济行为。
（一）因变量的选择原因。
选取湖南农村单位耕地面积产出作为因变量，是因为这一指标不仅能够较好反映出当地农业生产的效率，而且能够反映出科技投入水平、农业基础设施条件、农业生产条件等对当地农业单位产出的影响。
而当地农民经济行为对生态环境带来的影响，最终也会反映到农业的单位产出的变化上，不管这种影响对环境是有利还是不利。
（二）自变量的选择原因。
选取农药、农用薄膜、化肥作为自变量，是因为在农业生产过程中，农药、化肥、农用薄膜等作为重要的生产资料，对促进农业的发展有重要的作用，但四者的使用同样可能带来环境问题，尤其是过量使用会对生态环境带来不利影响，这种不利影响主要体现在影响土地长期的生产能力，进而不利于当地农业和农村的可持续发展。
但是这些生产资料对农业的发展却是必不可少的，因此需要控制使用量，尤其是要提高其利用率，因此这些生产资料在促进农业增产中的效率就能很好地体现湖南农民的经济行为是否理性。
选取湖南单位耕地拥有机械动力数作为自变量，是因为农业机械的使用情况能够较好反映科学技术对湖南农业的作用，因为科学技术是第一生产力，而它的影响则是通过生产工具的更新来体现。
另外，农业机械的使用情况可以体现湖南农民的经济行为，农业机械对单位耕地产出的贡献大，则表明湖南农民的经济行为受现代因素影响较多；反之，则表明湖南农民的经济行为受传统因素的影响较多。
选取自然灾害成灾率作为自变量，是因为一个地区的生态环境的破坏程度往往可以通过该地区生产受自然灾害的影响程度来衡量。
如果自然灾害受灾率对农业单产的影响大，则表明当地的生态环境受到了较大程度的破坏；反之则表明当地生态环境受到的破坏程度较轻。
当然，自然灾害对农业的影响，与当地的基础设施也有较大关系，因为基础设施差则农业受自然灾害的影响就大，反之则自然灾害对生产的影响小。
752009年第6期湖南师范大学社会科学学报（3）选择上述变量的合理性分析尽管上述六个指标并不能完整地反映湖南农民经济行为对当地农村生态环境的影响，但是其具有一定的代表性。
与此同时，由于其他反映农民经济行为及农村环境的指标，如水土流失情况、植被破坏情况、人畜排泄物污染状况、生活垃圾污染情况等难以量化，不适用于构建计量模型，故可以认为选取的上述指标是基本合理的。
（4）变量时间段的选择模型中变量的时间段是：1993-2008年。
由于统计方面的原因，农用薄膜的使用量只有1993年之后的数据，之前的数据缺失；而农药使用量也只有1993年之后的数据，1993年之前只有相关的销售量数据。
因此，为了因变量和自变量的时间段的统一，只能选取1993-2008年的数据构建模型。
变量的数量有限对模型的构建必然造成不利影响，但是由于模型重在分析湖南农民的经济行为，不需要做精确的预测，因此较少的数据也是可以接受的。
2.以初始数据构建多元回归模型根据中国统计年鉴（1993-2008）、湖南统计年鉴（1993-2008）整理得到构建模型所需的原始数据，构建多元线性回归模型，得到如下结果：Y=-2442.25-464.49*X1+509.79*X2+41.38*X3-17989.31*X4-1717.92*X5s=4078.40257.87905.1527.24175019.70818.50t=-0.60-1.800.56 1.52-0.10-2.10R2=0.9004F=16.2725DW=0.8755SE=302.5625此模型中，F=16.2725，显然大于F（5，9）=3.48，四个自变量整体上对因变量有显著影响。
但是根据经验法则，变量X1、X2、X3、X4所对应的t值均远少于2，可以初步判断四者难以通过显著性检验。
具体而言，通过查t分布表，在给定显著性水平为0.05的情况下，得到临界值t0.025（13）=2. 1604>|t5|=2.10>|t1|=1.80>t3=1.52>t2=0.56>|t4|=0.10>|t4|=0.60，表明自变量X1、X2、X3、X4、X5分别对因变量没有显著的影响，因此多元回归模型难以成立，所以需要对模型指标做相应调整。
3.适当调整变量形式以促成多元回归模型的构建调整后的变量依次用YY、X11、X22、X33、X44、X55表示，分别对应调整前的Y、X1、X2、X3、X4、X5。
用调整后的数据构建模型，得到如下结果：YY=-12.540-0.6011*X11+1.0345*X22+4.5623*X33 +0.5910*X44+0.0073*X55s=4.6783280.6254840.3005960.9698380.4384350.055611t=-2.680403-0.960997 3.441345 4.7041431.3479940.130831R2=0.863068SE=7.457062DW=1.881282F=10.084604.模型的整体检验（1）模型的经济意义检验在此模型中，就经济意义而言，在假设其他条件不变的条件下，随着生产资料投入的相应增加，产出也应该相应增加，因此自变量X11、X22、X33的系数均应为正数，模型中自变量X22、X33的系数为正数，符合经济意义，而X11的系数为负数，不符合经济意义。
同时X55代表湖南农村自然灾害成灾率的变化，成灾率增大则表明农业生产受自然灾害的影响比较大，那么单位耕地产出应受到不利影响，其变化应与自然灾害成灾率变化方向相反，故X44的系数应为负数。
因此，在此处应将X11、X55这两个变量舍弃，重新做回归，得到如下结果：YY=-12.2377+0.9225*X22+3.9612*X33+0.6176*X44s=3.86870.27240.77400.4185t=-3.1632 3.3872 5.1181 1.4758R2=0.8409F=17.6263DW=1.4711SE=7.1880模型再次调整后，自变量X22、X33、X44的系数为正，符合经济意义。
自变量X22、X33、X44的系数分别为0.9225、3.9612、0.6176，表明当其他条件不变时，农用薄膜的使用量较上年每增加15.35个百分点，湖南农村单位耕地产出较上年相应增加1个百分点；化肥使用量较上年每增加4.34个百分点，湖南农村单位耕地产出较上年相应增加1个百分点；湖南单位耕地面积拥有机械动力数每增加22.43个百分点，湖南农村单位耕地产出较上年相应增加1个百分点。
（2）拟合优度检验R2=0.8409说明，回归方程即上述样本需求函数的解释能力为84.09%，三个自变量能对湖南第一产业生产总值增加值的84.09%做出解释，回归方程的拟合优度较好。
（3）回归模型的总体显著性检验从全部因素的总体影响看，在5%显著性水平上，F=17.6263>F0.05（3，14-3-1）=4.10，说明三个自变量对于因变量的共同影响是显著的。
且p=0.00026说明只要显著性水平大于十万分之二十六，这三个自变量对于因变量的共同影响就是显著的。
（4）单个系数的显著性检验在模型中，从单个系数的影响看，在0.05显著性水平上，|t（b0）|=3.1632>t0.025（11）=2.2010，故常数项对因变量的影响显著；t（b2）=3.3872>t0.025（11）=2.2010，表明自变量X22对因变量的影响是显著的；t（b3）=5.1181>t0.025（11）=2.2010，表明自变量X33对因变量的影响是显著的；t（b4）=1.4758<t0.025（11）=2.2010，故自变量X44对因变量的独立影响不显著，但是如果将显著性水平调整为0.2水平，则可以发现X4476可以通过显著性检验。
需要说明的是，这里之所以不淘汰X44这个变量，是因为农业机械的使用对农业的影响十分重要。
（5）异方差性检验利用怀特检验法则来检验模型是否存在异方差性。
在方程窗口点击View\Residual\White Heteroskedasticity ，得到如下结果：资料来源：Eviews 软件回归结果由于是多元线性回归模型，故存在交叉项，取显著性水平为0.05，由于nR2=0.6909。
查卡方分布表可得到临界值为11.071，故nR2=10.05344小于临界值，因此可以认为模型不存在异方差性。
实际上，由输出结果的概率值（p 值）可以看出，只要取得显著性水平<0.3461，就可以认为利润函数不存在异方差性。
（6）模型的最终确定综上所述，最终的模型确定为：YY=-12.2377+0.9225*X22+3.9612*X33+0.6176*X44s=3.86870.27240.77400.4185t=-3.1632 3.3872 5.1181 1.4758R 2=0.8409F=17.6263DW=1.4711SE=7.1880二、模型的实证结果分析1.湖南农民的经济行为理性的一面模型最终结果显示，模型的拟合优度达到84.09%，说明湖南农业生产要素投入（其中农药、农用薄膜、化肥属于生产资料范畴，农用机械则属于生产工具范畴）的增加与单位耕地产出增加之间存在明显的相关性，且相关度在可以接受的水平上。