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浅谈观赏渔业对我国社会发展的重要意义 【摘要】观赏渔业是一种以渔文化为主体的的新型经济形态。作为一个新兴产业，近几年来得到了人们的关注和长足的发展，许多地区因地制宜，优化调整产业结构，积极引导渔民发展形式多样的观赏渔业项目，不断扩大产业的规模和效益，推动了各地区产业结构的进一步优化和社会经济的发展。【关键词】观赏渔业 社会经济 产业 意义与观赏鱼（金鱼、锦鲤、热带鱼）有关的水族器材、饲料、药品及本身的生产、销售、经营等活动统称为观赏渔业。近几年来，我国近海渔业资源持续衰退，使占据了海洋产业半壁江山的渔业经济在进入新世纪后呈现出低迷的状态。面对新的问题与形势，沿海各地均在设法进行渔业结构的调整，寻求渔业经济新的经济增长点。休闲渔业以其独有的魅力成为渔业结构调整的亮点，引起业内人士的关注。休闲渔业利用海洋和淡水渔业资源、陆上渔村村舍、渔业公共设施、渔业生产器具、渔业产品，结合当地的生产环境和人文环境而规划设计相关活动和休闲空间，提供给民众体验渔业活动并达到休闲、娱乐功能的一种产业。在发达国家早已形成了一定规模，但在我国还是新兴产业。随着部分地区产业结构的优化调整，观赏渔业产业规模迅速扩大，发展态势持续良好，既丰富了城乡文化生活，又取得了显著的经济效益。休闲观赏渔业的快速发展反过来也推动了传统渔业的优化升级，并激活消费、扩大内需，解决就业、助农增收。其作为一个新兴产业，在促进社会主义精神文明建设和国民经济的快速发展等方面有非常重要的意义。 一、有利于提高精神享受，促进文化消费 观赏鱼长期以来为广大人民群众所喜爱。目前世界上有1100多种。它体态奇异、五彩缤纷、绚丽多姿，被誉为“活的诗，动的画”。人们在紧张繁忙的工作之余，通过欣赏、饲养、制作得到美的享受。研究证明，观赏渔业不仅可以陶冶人的情操，培养人的性格，而且可起到平衡血压，修身养性，对治疗神经衰弱、忧郁症、高血压都有明显的作用。在自家的书房、卧室、客厅养上几条观赏鱼，不但可以增添恬静优雅的情调，而且有助于工余之暇松驰精神，消除疲劳。香港大约80%的居家养殖观赏鱼，而大陆还不足10%，因此，大陆的市场前景广阔。 二、科学价值 观赏鱼尤其是金鱼性成熟早，达一周龄即可产卵繁殖。可用于水质监测、遗传工程、鱼病防治、探索鱼类提早繁殖原理与方法以及药物控制鱼类性别等方面的实验，还可进行生物变异、遗传进化、胚胎发育和环境保护等方面的研究。目前，金鱼检测污水处理效果被子作为常用手段付诸实践。研究证明，金鱼在级地震的300KM范围内表现出急躁不安，被誉为水中的地震测报员。 三、经济贸易 1、低投入、高回报观赏渔业的发展是一项投资小、占地少、收益大、生产周期短的新兴行业。仅以水族馆行业的飞速发展即可看出，相对电子、医药等行业来说，水族馆的投资不大，风险系数小，最多两年即可收回成本。 2、增加就业机会、提高经济收观赏渔业的发展对我国连续多年的劳动力过剩的状况起到了积极缓解的作用，同时造福了一方百姓。以金鱼为例，一对亲鱼一年能孵化几千至几万尾鱼苗，清明前后繁殖，七月份即可陆续上市。福州鼓山乡浦东场俩兄弟合办的金鱼场，水面仅2亩，年纯收入2万余元。浙江萧山市长河乡18户农民精神繁育的黑龙睛、鹤顶红、黄龙等几十个品种空运日本、美国、香港等地展销，年纯收入上百万元。目前，上海以江阴路花鸟鱼虫市场为主体，带动周边地区形成了观赏鱼养殖场300多家，代理、零售、批发商1600多家，水族器材、鱼药、鱼饵经销商2000余家。随着人们生活水平的提高和观光旅游业的发展，该地区日益显示出新兴行业的生机和活力，以金鱼养殖为例，每年1000平方米纯收就达10000余元。 3、出口创汇 我国已形成了东南沿海和北京两大观赏渔业发展中心，其中北京观赏鱼养殖面积10000多亩，年产二亿多尾。目前，我国进出口观赏鱼类超亿尾，占世界总量的十分之一。观赏渔业的发展执着特别是出口创汇已成为水产新兴行业的增长点。观赏渔业现已成为美国养殖经济的主要现金收入之一，年零售值约10亿美元，美国1992年进口了价值4470万美元的约20100万尾观赏鱼。1998年统计，泰国淡水水族馆有鱼类300多个品种，其中30多种可人工繁殖；许多公司和渔业商业经营观赏渔业，年出口值为1800万美元，进口亿美元，政府已投资500万美元建立水族鱼类研究中心，投资600万美元建设水族鱼类和水产出口中心。同样观赏渔业为斯里兰卡换回大量外汇，出口值由1981年的3000万Rs上升到1997年的亿Rs。近几年来，新加坡从斯里兰卡等国低价进口，然后以高价出口至西欧国家，出口60多个国家，出口观赏鱼类品种300多个。观赏渔业为新加坡换来大量的外汇，一举夺得了世界之冠。50年代观赏渔业在新加坡还只是一种副业，但经过40余年的发展，已变成了一个重要的产业。新加坡培育的热带观赏鱼、药物、水族器材畅销世界各地，经济支柱主要靠中转贸易，货源60%来自中国内地。中国金鱼以通货进入新加坡，经营商加以精选、分级、包装贴上商标，作为新加坡金鱼出口到世界各地。 我国目前观赏鱼大规模养殖和贸易以广州、深圳、北京、上海、大连、青岛等几个大城市为主，也是出口贸易的基地，年贸易额在20亿元人民币，年出口额在500万美元，仅占世界出口额的。其他辅助行业生产规模小，形不成具有全球竞争的品牌优势，质量和功能都有待提高，部分产品还完全依赖进口，其中转口贸易几乎为零（香港除外）。这与我国具有2000多年观赏鱼养殖历史极不相符。虽然观赏渔业在近几年有较大的发展，但相对发达国家和地区，差距还很大。随着市场经济的逐步完善和加入WTO日期的临近，无论观赏渔业的组织者、决策者还是生产者和销售者，都面临极大的考验。 国家应通过加强指导培训、筹建行业协会、扩大行业宣传等手段，加大对休闲渔业产业的培育和支持力度，使其真正成为渔业转型升级中新的增长点。其中三娘湾因其特有的中华白海豚资源闻名国内外。三娘湾风光独特，温馨迷人，集众多滨海风光特点与一体，更具有自然、原始风情。海豚、海滩、海石、海鲜、海趣无限；渔村、渔夫、渔钓、渔船、渔乐无穷！更有美丽的传说引你入胜。三娘湾是中华白海豚之乡。白海豚，国家一级保护动物，被誉为“海上大熊猫”、“海上国宝”。三娘湾海域环境清洁，吸引了一千余头野生中华白海豚长年栖居于此，与人类和谐相处，同生共长，结下深厚的友情。这里的海豚生的天然、趣的自然！最为令人叫绝的是中华白海豚十分热情好客，象主人欢迎亲朋好友那样恭候八方游客，渔民和游人历来视能看到海豚会带来好运气，聪明的海豚总不会让来宾失望，幸运的人们往往还能看到成群的海豚欢跃腾飞，流连忘返。它们常常追逐渔船、亲近渔夫、耍逗游客，时而邀海鸥共舞，时而邀您同乐，激情上演人与海豚亲密无间、和谐温馨的精彩乐章！青岛市也跟随时代潮流，开始重点发展观光渔业。会场海洋生态观光园、甘水湾休闲渔业民俗村和莱西湖生态休闲区等三处休闲渔业通过了山东省海洋与渔业厅和山东省旅游局的联合评审，被认定为“省级休闲渔业示范点”。这三处休闲渔业示范点为青岛市建设规模较大、设施比较完善、管理相对规范的示范点，代表了我市休闲渔业的最高水平。青岛市市渔业历史悠久，旅游资源丰富，海岸线较长，海岛分布较广，交通条件优越，市民休闲消费意识超前，十分有利于休闲渔业的发展。近年来，市海洋与渔业局立足于本地优势，把休闲渔业作为渔业经济的增长点来培植，推动全市休闲渔业从渔家宴、渔家乐等传统的以食为主的方式向玩、游、乐并举的方向发展，极大促进了渔区劳动力转移。各市区都在积极发展休闲渔业，比如胶南琅琊台、灵山岛等，休闲垂钓、渔家宴正悄然兴起。他们围绕海上、海下、海岛、海湾四个重点大做“海专题”、“海系列”旅游文章，将部分中小马力渔船转产，投入到休闲渔业开发上。琅琊台规划建设了海水浴场、休闲娱乐、垂钓、赶海探险以及海珍品养殖观光等七个风景区，并初步形成了“吃、住、行、游、娱、购”配套成片的旅游服务体系，将文明古迹和海洋风光旅游很好地融合在一起，既增加了旅游收入，又解决了部分转产渔民的出路。而地处黄海之上的灵山岛，则围绕海岛做起了“海”文章，兴建了青岛钓鱼协会基地，吸引了岛城大批钓鱼爱好者前往垂钓，该岛还推出了渔家宴、海上观光、赶海等项目，岛上共有渔家宴70多家，观光者不仅可以在渔家居住，而且还可以与渔民一起织网、赶海、捕鱼。总之，休闲渔业有着巨大的社会效益、经济效益和生态效益。发展这项新产业，有利于解决我国经济转型和产业结构调整过程中出现的一系列问题；有利于培育渔业特色主导产业和优势产业，带动全行业的发展；有利于进一步深化渔业和渔区改革，推进渔业经济制度的创新和市场多元化、全方位的开发。通过大力发展休闲渔业，必将增强我国渔业实力，提高经济活力，增加渔民财力，使之成为培植我国渔业经济的增长点。我国休闲渔业的未来不是梦！相信随着时间的推移，人们会越来越多的认识到保护环境的重要性，观光渔业也会健康有序发展，继续向着绿色、健康、稳定的方向发展。【参考文献】1．《水生观赏动物养殖学（观赏渔业）》.2．《观赏水产养殖学》3．《初探社会主义新农村建设中的渔业发展》我有文档，你要是想要的话，你可以采纳的时候说下你的QQ，我会+你，然后发给你，但是求你给我多加点分！！谢谢啦！！！

近年来小龙虾养殖产量逐年上升，其养殖方式中占比最高的水稻养殖的养殖面积也逐年上升。除此之外，水稻养殖这一养殖方式的占比也逐年提升，2017年时有的小龙虾产于水稻养殖方式，到2020年这一占比已经达到了，养殖面积也从850万亩增长到了1892万亩。小龙虾稻田养殖之所以越来越受欢迎，主要是因为龙虾+水稻的方式既能帮助两者增产，还能减少环境污染，降低养殖户的养殖成本。

水产养殖行业主要上市公司：獐子岛(002069)、天马科技(603668)、大湖股份(600257)、好当家(600467)、ST东洋(002086)、御龙渔业(872349)、ST昌鱼(600275)。

本文核心数据：小龙虾产量、小龙虾养殖占比、小龙虾稻田养殖方式、小龙虾稻田养殖好处

1、 小龙虾养殖规模

根据《中国渔业统计年鉴》，2014-2020年我国小龙虾(学名克氏原鳌虾)产量逐年增长，从2014年的万吨上升到2020年的万吨，复合增长率达到约24%。

2、 稻田养殖方式占比逐年提升

在逐年增长的小龙虾养殖产量的背后，水稻养殖的面积也逐年上升。2017-2020年，小龙虾水稻养殖面积从850万亩增长到了1892万亩，近年来增速有所放缓，在2020年时是。

小龙虾稻田养殖面积逐年上升，其占小龙虾总养殖面积的比例也逐年上升，并且一直被作为小龙虾主流养殖方式。2017年时小龙虾水稻养殖占比为，随后逐年上升到了2020年的，提高了个百分点。

3、 小龙虾稻田养殖好处及养殖方

小龙虾稻田养殖如此受欢迎主要是因为这种养殖渠道可以帮助小龙虾与水稻双丰收，小龙虾帮助以对稻田生长有害的生物为食，同时粪便还能作为稻田生长的肥料，减少肥料环境污染的同时增加水稻的产量，故而大多数小龙虾养殖户更乐意将小龙虾养殖在稻田里。

小龙虾在稻田养殖的过程中，有三种主要养殖方式，分别是稻田和龙虾连做养殖、水稻和龙虾的共同生长以及先养龙虾再种水稻，主要区别在于小龙虾投放进稻田的时间节点，同时在投放方式以及水稻质量要求上也有所不同。

更多行业相关数据请参考前瞻产业研究院《中国水产养殖行业市场前瞻与投资战略规划分析报告》

总产量增长逐渐趋稳

水产品是海洋和淡水渔业生产的水产动植物产品及其加工产品的总称。据国家渔业统计数据披露， 2015年，我国水产品总产量达到峰值，随后于2016年跌至6379万吨;2016-2019年我国水产品总产量逐年增长，产量变化逐渐趋稳。2019年，我国水产品总产量实现6480万吨，较2018年增长。

淡水养殖占据近半比重

我国水产品的主要来源包括淡水养殖、海水养殖、海洋捕捞等。2019年，我国源自淡水养殖的水产品占据了水产品总量的47%;海水养殖和海洋捕捞分别占据了32%和15%。

养殖面积波动下滑

虽然我国水产品绝大部分来自于水产品养殖，但近年来我国水产品养殖面积处于波动下滑的态势。2019年，我国水产品养殖面积达711万公顷，较2018年下滑。其中淡水养殖面积占据了水产品养殖总面积的72%。但其平均产出远低于海水养殖。

我国水产品质量安全水平稳步提升、“绿色养殖”是发展趋势

在我国水产养殖业取得巨大成就的同时，也面临养殖水域周边污染、养殖布局不合理，近海养殖网箱密度过大等问题。对此，为加快推进水产养殖业绿色发展，促进产业转型升级，2019年2月，农业农村部、生态环境部等相关部门发布了《关于加快推进水产养殖业绿色发展的若干意见》。

《意见》共分8个部分、26条具体政策措施，主要目标是：围绕加强科学布局、转变养殖方式、改善养殖环境、强化生产监管、拓宽发展空间、加强政策支持及落实保障措施等方面做出全面部署。具体内容如下表所示：

——以上数据来源于前瞻产业研究院《中国水产养殖行业市场前瞻与投资战略规划分析报告》。

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论我国高新技术产品对外贸易与经济增长王江, 李薇( 北京工业大学经济与管理学院, 北京100022)摘要: 本文在我国高新技术产品对外贸易大幅增长的背景下, 以1991- 2005 年高新技术产品进出口额数据为基础, 运用计量经济学方法, 对高新技术产品对外贸易对经济增长的作用进行了实证研究。通过分析发现, 高新技术产品对外贸易已成为我国经济增长的一个亮点, 最后对未来如何更好地发展高新技术产品对外贸易提出了政策建议。关键词: 高新技术产品; 进口; 出口; 经济增长[中图分类号] F742 [文献标识码] A [文章编号] 1002- 4034 ( 2007) 02- 0017- 05我国高新技术产品对外贸易发展现状近年来, 随着我国高新技术产业的发展, 以及政府关于促进高新技术产品对外贸易的一系列措施的相继出台, 我国高新技术产品对外贸易步入了快速增长的轨道, 不仅对外贸易额大幅增长, 而且其对外贸易额占全国对外贸易总额的比重也在不断增加, 呈现出蓬勃发展的势头, 在我国经济中的地位越来越突出。从表1 可以看出,1998- 2005 年我国高新技术产品的对外贸易增长速度每年都在20%以上, 特别是1999 年实施科技兴贸战略以来, 高新技术产品对外贸易总额持续大幅增长, 2005 年已经突破4000 亿大关。同时, 1991- 2003 年, 我国高新技术产品对外贸易表1 1996- 2005 年我国高新技术产品对外贸易数据年份EX( 亿美元) EX年增长率(%) IM( 亿美元) IM年增长率(%) TOTAL( 亿美元) TOTAL年增长率(%) NET( 亿美元)1991 - - - - - - - - - - - - - 资料来源: 根据国家科技部、统计局网站资料整理而来。注: EX 代表高新技术产品出口额, IM代表高新技术产品进口额, TOTAL 代表高新技术产品对外贸易总额, NET 代表高新技术产品贸易差额, 即净出口。下同。表2 高新技术产品对外贸易额占商品和工业制成品对外贸易额的比重( 单位: %)年份占商品占工业制成品年份占商品占工业制成品EX IM EX IM EX IM EX IM1991 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 资料来源: 根据国家科技部、国家统计局网站资料整理而来。每年均有大量贸易逆差, 特别是在2001 年更是达到了176 亿美元, 说明高新技术产业的国际竞争力还不够强。但近年来, 出口增速大于进口增速, 贸易逆差持续减少, 并从2004 年起扭转了贸易逆差的局面, 实现了顺差。此外, 高新技术产品的出口年增长率除1993 年和1996 年以外,均大于进口的年增长率。相对来说, 出口增长较快, 而进口增长较缓。伴随着我国高新技术产品对外贸易的快速增长, 高新技术产品对外贸易在我国对外贸易中的地位不断提高, 其对外贸易额占我国商品和工业制成品对外贸易额的比重也在不断增加。如表2所示, 高新技术产品所占比重基本上呈逐年上升趋势, 到2005 年约占商品对外贸易的三分之一,占工业制成品三分之一强, 呈现出良好的发展趋势。我国高新技术产品对外贸易与经济增长实证研究格兰杰因果检验与相关系数根据计量经济学的知识, 利用软件对高新技术产品对外贸易与经济增长的相关性进行分析, 数据采用1991- 2005 年高新技术产品进出口数据及支出法计算的GDP(GDP 数据来源于国家统计局网站, 贸易额依据原始数据, 按照当年汇率进行换算。所有的数据都通过居民消费物价指数进行折算, 所得为以1991 年不变价格计算的数值, 下同。) , 结果如表3 所示。表3 格兰杰检验结果Null Hypothesis: Obs F- Statistic ProbabilityEX does not Granger Cause GDP 13 05IMdoes not Granger Cause GDP 13 does not Granger Cause GDP 13 does not Granger Cause GDP 13 根据格兰杰因果检验, 对于假设“A 不是B的格兰杰原因”, 若可能性( Probability) 的值极小,则认为此假设是小概率事件, 假设将不被接受, 也即表明“A 是B 的格兰杰原因”。从上图可知, 高新技术产品的出口、进口、进出口总额以及净出口均是引起经济增长的原因。进一步利用研究GDP 与高新技术产品进出口的关系发现,GDP 与高新技术产品进口额、出口额及总额之间存在较强的线性关系, 而与净出口额之间的关系相对较弱( 如表4 所示) 。表4 相关系数表EX IM NET TOTALGDP 表面上看, 这与宏观经济学基本原理相悖, 其根源在于支出法核算GDP 的理论依据是凯恩斯宏观经济理论, 而该理论的前提条件就是需求约束型经济环境, 即产品相对过剩、有效需求不足,所以通过各种手段扩大总需求, 而净出口是出口和进口的差额, 是作为国内需求重要补充的国外需求。当本国经济总体上处于供不应求的状态时,进口的增加可以补充本国市场上的供给, 从而增加国内市场的消费, 最终带动GDP 的增长。而出口则会减少国内供给, 出口动力不足, 出口即使增加, 其上涨幅度也必低于进口增加的幅度, 体现在净出口上即为净出口的减少或贸易顺差的减少,所以会出现净出口较低、但GDP 增长却较高的现象。同理, 当本国经济总体上处于供大于求的状态, 市场上产品相对过剩、有效需求不足时, 就需要国外需求来补充国内市场需求的不足。此时, 出口动力加大, 出口增长的幅度大于进口, 表现为净出口的增加和贸易顺差的扩大, 并以此带动GDP上涨。由此可见, 只有当本国市场处于供大于求,即市场环境为需求约束型时, 出口增加对经济增长的作用大于进口, 净出口的增长才与GDP 的增长呈显著的正相关关系。反之, 如果整体经济供小于求, 市场环境为供给约束型时, 进口的增加对经济增长的作用要大于出口, 净出口与GDP 增长就会呈现非强相关, 甚至是负相关。就我国高新技术产品对外贸易来说, 我国是一个科技相对落后的国家, 经济的高速发展创造了对高新技术产品的巨大需求, 国内高新技术产品市场供不应求, 且进口产品与国内产品基本不能替代, 必须从国外进口以满足国内市场需求, 因此市场环境为供给约束型。进口到国内的高新技术产品最终会转化为消费和投资需求, 直接推动GDP 的增长。所以在我国现阶段, 高新技术产品的进口增加对经济增长的作用要大于出口, 从而导致高新技术产品净出口与GDP 增长非显著相关。我国GDP 对高新技术产品进出口额的回归分析回归分析是研究一个变量或一组变量( 自变量) 的变动对另一个变量( 因变量) 变动之影响程度的一种统计分析方法。采用1991- 2005 年的GDP、高新技术产品进出口额数据, 分别以进、出口额为自变量, 以GDP 为因变量, 首先进行简单线性回归分析, 结果如下:GDP=*EX ①( ) ( )( ) ( )R2=*IM ②( ) ( )( ) ( )R2=从①、②可以看出, 自变量和常数项的回归系数都超过了临界值, 检验结果呈高度显著性, 方程拟合很好, 但DW统计值分别仅为 和,说明回归模型残差存在着序列自相关, 违背了OLS 的高斯- 马尔柯夫定理的基本假定。所以, 我国GDP 与高新技术产品进出口额之间存在内在依存关系, 并不是简单的线性回归关系。为了揭示GDP 与高新技术产品进出口额之间真实的内在依存关系, 必须消除序列自相关问题。Eviews 采用在原简单线性回归方程中添加AR( 1) 来消除一阶序列自相关, 添加AR(2) 消除二阶自相关, 添加AR( 3) 消除三阶自相关, 以此类推。重新回归, 得到如下结果:GDP=*EX+[AR( 1)=] ③( ) ( ) ( )( ) ( ) ( )R2=*IM+[AR( 1)=] ④( ) ( ) ( )( ) ( ) ( )R2=由③、④可知, DW 检验值均已接近于2, 表明消除了残差项的序列自相关。复相关系数也均有所提高。模型中的所有回归系数都通过了显著性检验, 而且达到了非常高的显著性水平。所以,高新技术产品出口额每增加1 个单位, 就会引起国内生产总值增加 个单位; 进口额每增加1个单位, 就会引起国内生产总值增加 个单位。说明我国高新技术产品对外贸易对经济增长有较强的促进作用, 且进口的作用大于出口。3.高新技术产品对外贸易对经济增长的拉动作用根据开放经济条件下的凯恩斯模型, 国内生产总值(Y) =消费需求(C) +投资需求( I) +净出口(X-M) , 可见高新技术产品出口应属于对外贸易的重要组成部分。另一方面, 对于高新技术产品的进口, 如上文所述, 由于其产品的科技含量较高,该类产品的进口不会抵消国内需求, 而是最终转表5 高新技术产品进出口对GDP 的贡献年份出口进口年份出口进口贡献度贡献率贡献度贡献率贡献度贡献率贡献度贡献率1992 1999 2000 2001 - - 2002 - - 2003 2004 2005 资料来源: 根据国家科技部、国家统计局网站资料整理而来。注: GDP 按支出法计算。贸易额依据原始数据, 按照当年汇率进行换算。每年的数据都通过居民消费物价指数进行折算, 所得为以1991年不变价格计算的数值。化为消费和投资, 从而推动经济增长。因此认为高新技术产品进口是与消费、投资类似的国内生产总值的构成部分。一般衡量高新技术产品对经济增长拉动效应的测度指标为贡献度和贡献率: 贡献度反映高新技术产品进出口增量在GDP 增量中所占的比例, 可以看出高新技术产品进出口变化对促进我国经济增长的贡献程度; 贡献率则反映了高新技术产品进出口变化对经济总量的拉动程度, 用公式表达如下:高新技术产品出口( 进口) 对经济增长贡献度=出口( 进口) 增量/GDP 增量×100%高新技术产品出口( 进口) 对经济增长贡献率=高新技术产品出口( 进口) 对经济增长贡献度×GDP 的增长率按照上述公式计算出高新技术产品进出口对经济增长的贡献度和贡献率, 结果见表5。从表5 我们可以看出, 从1992 年起至1999年我国高新技术产品对经济的贡献度、贡献率均较低, 出口贡献度不足10%, 贡献率不足5%; 进口的贡献度、贡献率更是在1995 和1996 两年呈现负值, 表明高新技术产品进口对经济增长产生负的拉动作用。而在1999 年以后, 基本呈现出较好的上升状态。进出口贡献度均突破20%, 出口的贡献度最高为2003 年的, 贡献率在2004 年达到了最高, 为; 进口贡献度的最高值为2003 年的, 贡献率最高值也为2003 年的。从总体变化趋势我们可以看出, 自1999 年我国实行科技兴贸战略, 大力发展高新技术产品对外贸易以来, 以及2002 年我国入世后开放度增加后, 高新技术产品对外贸易均有较大上升, 最终导致高新技术产品对经济增长的拉动作用有了较大提升。2005 年数据有明显下降, 主要是由2005 年国内生产总值上升较快, 以及这一年人民币对美元平均汇率从 下降到 所造成。因此, 尽管我国近年来高新技术产品对外贸易发展迅猛, 成为我国经济增长的一个亮点, 但仍未成为促进我国经济增长的关键点。发展我国高新技术产品对外贸易的政策建议1.高新技术产品的国际竞争力从一个侧面反映了一个国家科技发展的水平, 为了给高新技术发展创造一个良好的环境, 政府的宏观指导和调控作用是一个关键性的因素。我国是一个发展中国家, 整个国家的技术基础相对来说仍较薄弱。由于经济条件的限制, 政府在技术创新上的投入仍十分有限, 但是政府可以转变职能, 从直接组织技术创新活动, 转向在宏观调控上创造条件和环境,建立一个有利于高新技术发展的制度平台, 如: 充分利用税收杠杆, 优化对科技资源的配置; 进一步发展高新技术产业园区等。2.根据我国高新技术产业不同的发展时期和技术特征, 制定出有差别的产业和贸易政策。对一些关系到国家安全、贸易壁垒高的产业, 如国防技术产品, 政府要加大投入, 重点扶持; 对一些技术已经较为成熟, 国内已经可以自主开发的产业, 如某些电子产品, 应减少政策扶持; 而对于那些技术依赖性较强、产业化过程尚未完成的, 如某些信息产品, 则应采取较高倾斜度的扶持政策。在外贸政策上, 根据产业的发展程度, 也同样采取相应的鼓励政策, 推动高新技术产品对外贸易的发展。3.我国高新技术产品出口增长迅速, 贸易方式多以加工贸易为主。近年来, 在高新技术产品出口高速发展的过程中, 加工贸易所占的比重也不断上升。如表6 所示, 加工贸易是推动我国高新技术产业发展的主要力量, 但许多关键技术及主要零部件必须依靠引进, 使得产业发展始终停留在对进口零部件组装的水平上, 这也从侧面暴露出我国高新技术产业对加工贸易的过分依赖性, 是产业发展的一大隐忧。要进一步推进科技兴贸战略, 全面推动出口产业的创新, 提高高新技术出口产品的竞争力, 促进产业在国际竞争的压力下实现增长方式的转变, 增强技术开发能力及吸收加工贸易中的溢出效应的能力。同时努力提高一般贸易所占的比重。4. 相对于高新技术产品出口的迅速增长, 进口增加相对缓慢。我国进口壁垒偏高和渠道不畅,在很大程度上抑制了当前正常的进口需求, 不利于资源的优化配置、产业结构升级和出口的持续增长。但根据前文的分析结果, 高新技术产品的进口是影响经济增长的重要因素, 其主要原因在于国内的高新技术产品供给不能满足需求。所以, 如何改善进口机制, 即通过进口高新技术产品来分享国外的先进技术和创新成果, 加快产业结构的优化和升级, 同时学习国外先进的科学技术, 实现我国经济的集约化增长, 是我们亟待解决的一个问题。同时根据《2010 年中国对外贸易发展战略框架》的要求, 我国必须扩大技术引进的规模, 改造老设备, 围绕机械、电子、石化、高科技产业等主导产业以及与主导产业前后关联的原材料工业、装备工业等, 把技术引进和国内研发结合起来, 提高全要素劳动生产率, 加速经济增长。5. 完善高新技术产品对外贸易的服务体系。为了加速我国高新技术产品对外贸易的发展, 必须进一步完善有关高新技术产品对外贸易的服务体系, 加大力度改善高新技术产品对外贸易的软环境。如: 加强与银行、金融、税务、商检、海关等有关机构的协调工作, 以保证高新技术产品对外贸易的顺畅发展; 运用现代信息技术, 建立高新技术产品对外贸易信息库, 使信息网络化, 保证企业第一时间了解高新技术产品市场动态, 及时抓住商机等等。

***统计方法的应用

时代金融摘 要:关键词:一、 引言一个国家的国民经济有很多因素构成, 省区经济则是我国国民经济的重要组成部分, 很多研究文献都认为中国的省区经济是宏观经济的一个相对独立的研究对象, 因此, 选取省区经济数据进行区域经济的研究, 无疑将是未来几年的研究趋势。而省区经济对我国国民经济的影响, 已从背后走到了台前, 发展较快的省区对我国国民经济的快速增长起到了很大的作用, 而发展相对较慢的省区, 其原因与解决方法也值得我们研究。本文选取华中大省湖北省进行研究, 具有一定的指导和现实意义。湖北省 2006 年 GDP 为 7497 亿元, 人均 GDP13130 元, 达到中等发达国家水平。从省域经济来说, 湖北省是一个较发达的经济实体。另一方面, 湖北省优势的地理位置和众多的人口使之对于我国整体经济的运行起到不可忽视的作用, 对于湖北省 GDP的研究和预测也就从一个侧面反映我国国民经济的走势和未来。尽管湖北省以其重要位置和经济实力在我国国民经济中占据一席之地, 但仍不可避免的面临着建国以来一再的经济波动,从最初的强大势力到如今的挣扎期, 湖北省的经济面临着发展困境。近年来, 湖北省的经济状况一再呈现再次快速发展的趋势, 但是这个趋势能够保持多久却是我们需要考虑的问题。本文选择了时间序列分析的方法进行湖北省区域经济发展的预测。时间序列预测是通过对预测目标自身时间序列的处理来研究其变化趋势的。即通过时间序列的历史数据揭示现象随时间变化的规律, 将这种规律延伸到未来, 从而对该现象的未来作出预测。二、 基本模型、 数据选择以及实证方法( 一) 基本模型ARMA 模型是一种常用的随机时序模型, 由博克斯, 詹金斯创立, 是一种精度较高的时序短期预测方法, 其基本思想是: 某些时间序列是依赖于时间 t 的一组随机变量, 构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性, 但整个序列的变化却具有一定的规律性, 可以用相应的数学模型近似描述。通过对该数学模型的分析,能够更本质的认识时间序列的结构与特征, 达到最小方差意义下的最优预测。现实社会中, 我们常常运用 ARMA模型对经济体进行预测和研究, 得到较为满意的效果。但 ARMA模型只适用于平稳的时间序列, 对于如 GDP 等非平稳的时间序列而言, ARMA模型存在一定的缺陷, 因此我们引入一般情况下的 ARMA模型 ( ARIMA模型) 进行实证研究。事实上, ARIMA模型的实质就是差分运算与 ARMA模型的组合。 本文讨论的求和自回归移动平均模型, 简记为 ARIMA ( p, d, q) 模型,是美国统计学家 和 enkins 于 1970 年首次提出, 广泛应用于各类时间序列数据分析, 是一种预测精度相当高的短期预测方法。建立 ARIMA ( p, d, q) 模型计算复杂, 须借助计算机完成。本文介绍 ARIMA ( p, d, q) 模型的建立方法, 并利用Eviews 软件建立湖北省 GDP 变化的 ARIMA ( p, d, q) 预测模型。( 二) 数据选择1.本文所有 GDP 数据来自于由中华人民共和国统计局汇编,中国统计出版社出版的 《新中国五十五年统计数据汇编》 。2.本文的所有数据处理均使用 软件进行。( 三) 实证方法ARMA模型及 ARIMA模型都是在平稳时间序列基础上建立的, 因此时间序列的平稳性是建模的重要前提。任何非平稳时间序列只要通过适当阶数的差分运算或者是对数差分运算就可以实现平稳, 因此可以对差分后或对数差分后的序列进行 ARMA( p, q) 拟合。ARIMA ( p, d, q) 模型的具体建模步骤如下:1.平稳性检验。一般通过时间序列的散点图或折线图对序列进行初步的平稳性判断, 并采用 ADF 单位根检验来精确判断该序列的平稳性。对非平稳的时间序列, 如果存在一定的增长或下降趋势等,则需要对数据取对数或进行差分处理, 然后判断经处理后序列的平稳性。重复以上过程, 直至成为平稳序列。此时差分的次数即为ARIMA ( p, d, q) 模型中的阶数 d。为了保证信息的准确, 应注意避免过度差分。对平稳序列还需要进行纯随机性检验 ( 白噪声检验) 。白噪声序列没有分析的必要, 对于平稳的非白噪声序列则可以进行ARMA ( p, q) 模型的拟合。白噪声检验通常使用 Q 统计量对序列进行卡方检验, 可以以直观的方法直接观测得到结论。拟合。首先计算时间序列样本的自相关系数和偏自相关系的值, 根据自相关系数和偏自相关系数的性质估计自相关阶数 p 和移动平均阶数 q 的值。一般而言, 由于样本的随机性, 样本的相关系数不会呈现出理论截尾的完美情况, 本应截尾的相关系数仍会呈现出小值振荡的情况。又由于平稳时间序列通常都具有短期相性, 随着延迟阶数的增大, 相关系数都会衰减至零值附近作小值波动。根据 Barlett 和 Quenouille 的证明, 样本相关系数近似服从正态分布。一个正态分布的随机变量在任意方向上超出 2σ 的概率约为 。因此可通过自相关和偏自相关估计值序列的直方图来大致判断在 5%的显著水平下模型的自相关系数和偏自相关系数不为零的个数, 进而大致判断序列应选择的具体模型形式。同时对模型中的 p 和 q 两个参数进行多种组合选择, 从 ARMA ( p,q) 模型中选择一个拟和最好的曲线作为最后的方程结果。一般利用 AIC 准则和 SC 准则评判拟合模型的相对优劣。3.模型检验。模型检验主要是检验模型对原时间序列的拟和效果, 检验整个模型对信息的提取是否充分, 即检验残差序列是否为白噪声序列。如果拟合模型通不过检验, 即残差序列不是为白噪声序列, 那么要重新选择模型进行拟合。如残差序列是白噪声序列, 就认为拟合模型是有效的。模型的有效性检验仍然是使谭诗璟ARIMA 模型在湖北省GDP 预测中的应用—— —时间序列分析在中国区域经济增长中的实证分析本文介绍求和自回归移动平均模型 ARIMA ( p, d, q) 的建模方法及 Eviews 实现。广泛求证和搜集从 1952 年到 2006 年以来湖北省 GDP 的相关数据, 运用统计学和计量经济学原理, 从时间序列的定义出发, 结合统计软件 EVIEWS 运用 ARMA建模方法, 将 ARIMA模型应用于湖北省历年 GDP 数据的分析与预测, 得到较为满意的结果。湖北省 区域经济学 ARIMA 时间序列 GDP 预测理论探讨262008/01 总第 360 期图四 取对数后自相关与偏自相关图图三 二阶差分后自相关与偏自相关图用上述 Q 统计量对残差序列进行卡方检验。4.模型预测。根据检验和比较的结果, 使用 Eviews 软件中的forecas t 功能对模型进行预测, 得到原时间序列的将来走势。 对比预测值与实际值, 同样可以以直观的方式得到模型的准确性。三、 实证结果分析GDP 受经济基础、 人口增长、 资源、 科技、 环境等诸多因素的影响, 这些因素之间又有着错综复杂的关系, 运用结构性的因果模型分析和预测 GDP 往往比较困难。我们将历年的 GDP 作为时间序列, 得出其变化规律, 建立预测模型。本文对 1952 至 2006 年的 55 个年度国内生产总值数据进行了分析, 为了对模型的正确性进行一定程度的检验, 现用前 50 个数据参与建模, 并用后五年的数据检验拟合效果。最后进行 2007年与 2008 年的预测。( 一) 数据的平稳化分析与处理1.差分。利用 EViews 软件对原 GDP 序列进行一阶差分得到图二:对该序列采用包含常数项和趋势项的模型进行 ADF 单位根检验。结果如下:由于该序列依然非平稳性, 因此需要再次进行差分, 得到如图三所式的折线图。根据一阶差分时所得 AIC 最小值, 确定滞后阶数为 1。然后对二阶差分进行 ADF 检验:结果表明二阶差分后的序列具有平稳性, 因此 ARIMA ( p, d,q) 的差分阶数 d=2。二阶差分后的自相关与偏自相关图如下:2.对数。利用 EViews 软件, 对原数据取对数:对已经形成的对数序列进行一阶差分, 然后进行 ADF 检验:由上表可见, 现在的对数一阶差分序列是平稳的, 由 AIC 和SC 的最小值可以确定此时的滞后阶数为 2。 因为是进行了一阶差分, 因此认为 ARIMA ( p, d, q) 中 d=1。( 二) ARMA ( p, q) 模型的建立ARMA ( p, q) 模型的识别与定阶可以通过样本的自相关与偏自相关函数的观察获得。图一 1952- 2001 湖北省 GDP 序列图表 1 一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC 备注0 - - - - 非平稳1 - - - - - - - - - - - - - - - - 表 2 二阶差分的 ADF 检验Lag Length t- Statistic 1% level 5% level 10% level1 (Fixed) - - - - 表 3 对数一阶差分的 ADF 检验ADF t- Statistic 1% level 5% level 10% level AIC SC 备注0 - - - - - - 平稳 1 - - - - - - - - - - - - - - - - - - 图五 对数后一阶差分自相关与偏自相关图理论探讨27时代金融摘 要:关键词:使用 EViews 软件对 AR, MA的取值进行实现, 比较三种情况下方程的 AIC 值和 SC 值:表 4ARMA模型的比较由表 4 可知, 最优情况本应该在 AR ( 1) , MA ( 1) 时取得, 但AR, MA都取 1 时无法实现平稳, 舍去。对于后面两种情况进行比较, 而 P=1 时 AIC 与 SC 值都比较小, 在该种情况下方程如下:综上所述选用 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型。( 三) 模型的检验对模型的 Q 统计量进行白噪声检验, 得出残差序列相互独立的概率很大, 故不能拒绝序列相互独立的原假设, 检验通过。模型均值及自相关系数的估计都通过显著性检验, 模型通过残差自相关检验, 可以用来预测。( 四) 模型的预测我们使用时间序列分析的方法对湖北省地方生产总值的年度数据序列建立自回归预测模型, 并利用模型对 2002 到 2006 年的数值进行预测和对照:表 5 ARIMA ( 1, 1, 0) 预测值与实际值的比较由上表可见, 该模型在短期内预测比较准确, 平均绝对误差为 , 但随着预测期的延长, 预测误差可能会出现逐渐增大的情况。下面, 我们对湖北省 2007 年与 2008 年的地方总产值进行预测:在 ARIMA模型的预测中, 湖北省的地方生产将保持增长的势头, 但 2008 年的增长率不如 2007 年, 这一点值得注意。GDP毕竟与很多因素有关, 虽然我们一致认为, 作为我国首次主办奥运的一年, 2008 将是中国经济的高涨期, 但是是否所有的地方产值都将受到奥运的好的影响呢? 也许在 2008 年全国的 GDP 也许确实将有大幅度的提高, 但这有很大一部分是奥运赛场所在地带来的经济效应, 而不是所有地方都能够享有的。正如 GDP 数据显示, 1998 年尽管全国经济依然保持了一个比较好的态势, 但湖北省的经济却因洪水遭受不小的损失。作为一个大省, 湖北省理应对自身的发展承担起更多的责任。总的来说, ARIMA模型从定量的角度反映了一定的问题, 做出了较为精确的预测, 尽管不能完全代表现实, 我们仍能以ARIMA模型为基础, 对将来的发展作出预先解决方案, 进一步提高经济发展, 减少不必要的损失。四、结语时间序列预测法是一种重要的预测方法, 其模型比较简单,对资料的要求比较单一, 在实际中有着广泛的适用性。在应用中,应根据所要解决的问题及问题的特点等方面来综合考虑并选择相对最优的模型。在实际运用中, 由于 GDP 的特殊性, ARIMA模型以自身的特点成为了 GDP 预测上佳选择, 但是预测只是估计量, 真正精确的还是真实值, 当然, ARIMA 模型作为一般情况下的 ARMA 模型, 运用了差分、取对数等等计算方法, 最终得到进行预测的时间序列, 无论是在预测上, 还是在数量经济上, 都是不小的进步, 也为将来的发展做出了很大的贡献。我们通过对湖北省地方总产值的实证分析, 拟合 ARIMA( 1, 1, 0) 模型, 并运用该模型对湖北省的经济进行了小规模的预测,得到了较为满意的拟和结果, 但湖北省 2007 年与 2008 年经济预测中出现的增长率下降的问题值得思考, 究竟是什么原因造成了这样的结果, 同时我们也需要到 2008 年再次进行比较, 以此来再次确定 ARIMA ( 1, 1, 0) 模型在湖北省地方总产值预测中所起到的作用。参考文献:【1】易丹辉 数据分析与 EViews应用 中国统计出版社【2】 Philip Hans Frances 商业和经济预测中的时间序列模型 中国人民大学出版社【3】新中国五十五年统计资料汇编 中国统计出版社【4】赵蕾 陈美英 ARIMA 模型在福建省 GDP 预测中的应用 科技和产业( 2007) 01- 0045- 04【5】 张卫国 以 ARIMA 模型估计 2003 年山东 GDP 增长速度 东岳论丛( 2004) 01- 0079- 03【6】刘盛佳 湖北省区域经济发展分析 华中师范大学学报 ( 2003) 03-0405- 06【7】王丽娜 肖冬荣 基于 ARMA 模型的经济非平稳时间序列的预测分析武汉理工大学学报 2004 年 2 月【8】陈昀 贺远琼 外商直接投资对武汉区域经济的影响分析 科技进步与对策 ( 2006) 03- 0092- 02( 作者单位: 武汉大学经济与管理学院金融工程)AR(1)MA(1) AR(1) MA(1) 备注AIC - - - 最优为 AR(1)MA(1)SC - - - Coefficient Std. Error t- Statistic (1) squared - Mean dependent var R- squared - . dependent var . of regression Akaike info criterion - resid Schwarz criterion - likelihood Durbin-Watson stat AR Roots .59年份 实际值 预测值 相对误差(%) 平均误差(%)2002 - - - - - 年度 GDP 值 增长率(%) — 表 6 ARIMA ( 1, 1, 0) 对湖北省经济的预测一、模糊数学分析方法对企业经营 ( 偿债) 能力评价的适用性影响企业经营 ( 偿债) 和盈利能力的因素或指标很多; 在分析判断时, 对事物的评价 ( 或评估) 常常会涉及多个因素或多个指标。这时就要求根据多丛因素对事物作出综合评价, 而不能只从朱晓琳 曹 娜用应用模糊数学中的隶属度评价企业经营(偿债)能力问题影响企业经营能力的许多因素都具有模糊性, 难以对其确定一个精确量值; 为了使企业经营 ( 偿债) 能力评价能够得到客观合理的结果, 有必要根据一些模糊因素来改进其评价方法, 本文根据模糊数学中隶属度的方法尝试对企业经营 ( 偿债) 能力做出一种有效的评价。隶属度及函数 选取指标构建模型 经营能力评价应用理论探讨28

计量经济学论文可以研究的问题有多种，期中比较简单的就是根据数据，建立方程，研究变量之间的关系，主要运用的工具就是计量经济学的初等知识和Eviews软件，思路、要求和注意事项我觉得这么说对你的帮助不大，所以给你一篇我的论文做参考，也许对你有帮助，如果你觉得看的不是很明白的话，可以再留言给我，我把什么思路等告诉你。计量经济学期末实验报告实验名称：大中城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析姓 名：学 号：班 级： （）级统计学系（）班指导教师：时 间：（上面是论文封皮）23个城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析（题目）一、 经济理论背景近几年来，中国经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共识。通过建立计量模型，运用计量分析方法对影响城镇居民人均消费支出的各因素进行相关分析，找出其中关键影响因素，以为政策制定者提供一定参考，最终促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快速、持续发展的基石。二、 有关人均消费支出及其影响因素的理论我们主要从以下几个方面分析我国居民消费支出的影响因素：①、居民未来支出预期上升，影响了居民即期消费的增长居民的被动储蓄直接导致购买力的巨大分流, 从而减弱对消费品的即期需求，严重地影响了居民即期消费的增长，进而导致有效需求的不足，最终导致经济增长的乏力。90年代末期以来，我国的医疗、养老、失业保险、教育等一系列改革措施集中出台，原有的体制被打破，而新的体制尚未建立健全，因此目前的医疗、养老、失业保险、教育体制对居民个人支出的压力较大，而且基本上都是硬性支出，支出的不确定性也很大，导致居民目前对未来支出预期的上升。②、商品供求结构性矛盾依然突出从消费结构上看，我国消费品市场已发生了新的根本性变化：居民低层次消费已近饱和，而更高水平的消费又未达到。改革开放20多年来，城乡居民经过了一个中档耐用消费品的普及阶段后，目前老百姓的收入消费还不足以形成一个新的、以高档产品为内容的主导性消费热点，如轿车、住房等还远不能纳入大多数人的消费主流，居民现有的购买力不能形成推动主导消费品升级的动力。③、物价总水平持续在低水平运行，通货紧缩的压力较大，不利于消费的增长加入WTO之后，随着关税的降低和进口规模的扩大，国外产品对我国市场的冲击将进一步加大，国际价格紧缩对国内价格变化将产生负面影响。物价的持续下降，不利于居民的消费增长。因为从居民的消费心理上看，买涨不买降是居民购物的习惯心理。由于居民对物价有进一步下降的预期，因此往往推迟消费，不利于居民消费的增长。另外，从统计上分析，由于物价的下降，名义消费增长往往低于实际消费的增长，这在一定程度上也不利于消费增长幅度的提高。④、我国现阶段没有形成大的消费热点，难以带动消费的快速增长经过近几年的培育和发展，我国目前已经形成了住房消费、居民汽车消费、通信及电子产品的消费、节假日消费及旅游消费等一些消费亮点，可以促进消费的稳定增长，但始终未能形成大的消费热点，因此不能带动消费的高速增长。三、 相关数据收集相关数据均来源于2006年《中国统计年鉴》：23个大中城市城镇居民家庭基本情况（表格）地区 平均每户就业人口（人） 平均每一就业者负担人数（人） 平均每人实际月收入（元） 人均可支配收入（元） 人均消费支出（元）北京 天津 石家庄 太原 呼和浩特 沈阳 大连 长春 哈尔滨 上海 南京 杭州 宁波 合肥 福州 厦门 南昌 济南 青岛 郑州 武汉 长沙 广州 四、 模型的建立根据数据，我们建立多元线性回归方程的一般模型为：其中：——人均消费支出——常数项——回归方程的参数——平均每户就业人口数——平均每一就业者负担人口数——平均每人实际月收入——人均可支配收入——随即误差项五、实验过程（一）回归模型参数估计根据数据建立多元线性回归方程：首先利用Eviews软件对模型进行OLS估计，得样本回归方程。利用Eviews输出结果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:08Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 根据多元线性回归关于Eviews输出结果可以得到参数的估计值为： , , ， ，从而初步得到的回归方程为：Se= () () () () ()T= () () () () ()F= df=18模型检验：由于在 的水平下，解释变量 、 、 的检验的P值都大于，所以变量不显著，说明模型中可能存在多重共线性等问题，进而对模型进行修正。（二）处理多重共线性我们采用逐步回归法对模型的多重共线性进行检验和处理：X1：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:28Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) ：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:29Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid 1032515. Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) ：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:29Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) ：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:30Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由得出的数据可以看出， 的调整的判定系数最大，因此首先把 引入调整的方程中，然后在分别引入变量 、 、 进行OLS得：X1、X3Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:32Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 、X3Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:33Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 、X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:34Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由数据结果可以看出，引入X4时方程的调整判定系数最大，且解释变量均通过了显著性检验，再分别引入X1、X2进行分析。X1、X3、X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:37Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 、X3、X4Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:38Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由输出结果可以看出，在 的水平下，解释变量 、 的检验的P值都大于，解释变量不能通过显著性检验，因此可以得出结论模型中只能引入X3、X4两个变量。则调整后的多元线性回归方程为：Se= () () ()T= () () ()F= df=20（三）.异方差性的检验对模型 进行怀特检验：White Heteroskedasticity Test:F-statistic Probability *R-squared Probability Equation:Dependent Variable: RESID^2Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:53Sample: 1 23Included observations: 23Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Mean dependent var R-squared . dependent var . of regression Akaike info criterion squared resid Schwarz criterion likelihood F-statistic stat Prob(F-statistic) 由检验结果可知， ，由White检验知，在 时，查 分布表，得临界值 (20)=，因为 < (5)= ,所以模型中不存在异方差。（四）.自相关的检验由模型的输出结果可知，估计结果都比较满意，无论是回归方程检验，还是参数显著性检验的检验概率，都显著小于，D-W值为，显著性水平 =下查Durbin-Watson表，其中n=23，解释变量的个数为2，得到下限临界值 ，上限临界值 ， =

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三、食品中重金属元素检测方法研究进展

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五、企业参与食品可追溯信息共享的机理研究

六、中国食品安全危机背景下的底层食物自保运动

七、我国转基因食品法律界定研究

八、中国食品安全指数指标体系的构建

九、食品真空冷冻联合干燥技术研究进展

十、美国食品安全规制研究

十一、毛细管电色谱-激光诱导荧光检测法分析食品中的生物胺

十二、媒体传播对食品安全风险感知影响的定量研究

十三、我国粮食最低收购价格政策的评价及预测

十四、大学生转基因食品知识态度行为调查

十五、WHO食品安全事故管理制度探析

十六、动物源性食品中喹诺酮类药物残留的检测

十七、测定大米粉中镉的质量控制与不确定度评价

十八、食品及食品包装材料中塑化剂的检测研究进展

十九、食品过敏原标签要求及生产过程控制初探

二十、食品中菊酯类农药残留检测技术研究进展

二十一、食品安全检测技术研发对食品安全法律体系的影响

二十二、食品流通环节安全保障策略研究

二十三、转基因食品舆情现状分析及新型科普模式的探究

二十四、基于背景值研究的湖北省香菇重金属风险评估

二十五、我国食品安全监管的路径选择

二十六、北京市绿色食品和有机农产品发展研究

二十七、信息不对称环境下有机食品消费行为分析

二十八、黑龙江省绿色食品产业集群协调发展与竞争优势保持研究

二十九、林下规模化生态养殖模式研究进展

三十、畜禽养殖中病死动物无害化处理措施探讨

三十一、浅析网络购物中消费者权益的保护

三十二、对农资经营和监管问题的思考

三十三、浅谈饲料生产监管

三十四、论我国食品安全风险交流制度的立法完善

三十五、对转基因食品产业的认知与科普对策研究

三十六、食品中的食用盐含量分级方法

三十七、食品中罗丹明B的高效液相色谱串联质谱法检测

三十八、塑化剂对食品安全的影响

三十九、我国食品检验技术存在的主要问题

四十、微生物防腐剂在食品保鲜上应用

四十一、源于食品加工副产物纳米纤维素晶体的制备及其在食品中的应用

四十二、中国食品安全犯罪的刑事政策研究

四十三、HPLC测定食品包装用胶黏剂中5种树脂酸含量

四十四、食品包装材料中邻苯二甲酸酯的迁移规律研究

四十五、英美加三国食品监管法规及监督检查现状

四十六、食品安全信息获取渠道的选择影响分析

四十七、“一带一路”战略下我国食品工业发展的机遇与挑战

四十八、中国食品安全问题的现状和原因

四十九、杭州市余杭区高中生食品安全知信行现状

五十、食用农产品包装接触用粘合剂安全管理探讨

五十一、当前我国发展绿色食品和有机农产品的新形势和新任务

五十二、我国绿色食品及有机农产品权威性和影响力提升策略

五十三、食品接触材料中全氟和多氟化合物风险与管理

五十四、销售环节食品安全信息透明度的国内外研究进展

五十五、食品安全信息需求服务与信息保障对策研究

五十六、网络食品交易平台提供者的侵权责任研究

五十七、一种基于555集成电路的粮食水分检测技术的'分析

五十八、谷朊粉的添加量对青稞面条品质的影响

五十九、社会共治理念下食品安全监管体系研究--基于对胶水牛排事件的法律思考

六十、我国与国际组织航空食品法规标准的对比及分析

六十一、基于用户需求的食品包装扁平化设计

六十二、网络食品安全监管研究

六十三、无损快速检测技术在生鲜食品品质鉴定中的应用

六十四、食品快检实验室资质认定评审的探讨

六十五、大理州市售食品细菌性污染情况分析

六十六、食品添加剂对食品安全的影响

六十七、荞麦酸奶的制备及工艺研究与分析

六十八、对创新畜产品质量安全监管模式的思考

六十九、技术创新背景下食品工程的发展与演变

七十、绍兴地区粮谷类食品中铅镉和总汞含量的监测及暴露水平评估

七十一、食品安全标准的私法效力及其矫正

七十二、我国食品监管法律制度的历史演变和启示