當(dāng)前,我國(guó)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)粗放式發(fā)展特征明顯,農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境持續(xù)惡化,環(huán)境承載力不斷下降,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展與建設(shè)環(huán)境友好型、資源節(jié)約型社會(huì)的矛盾日益嚴(yán)峻。因此,迫切要求高度重視農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的協(xié)調(diào)發(fā)展問(wèn)題。鑒于此,本文基于糧食主產(chǎn)區(qū)13個(gè)省份2003²015年的面板數(shù)據(jù),對(duì)其農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平進(jìn)行研究,然后,采用面板FMOLS和面板分位數(shù)回歸模型對(duì)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素進(jìn)行研究,并提出相關(guān)政策建議。本文首先對(duì)糧食主產(chǎn)區(qū)13個(gè)省份的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)展的現(xiàn)狀及相互作用機(jī)理進(jìn)行分析;其次,構(gòu)建農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)系統(tǒng)指標(biāo)體系;再次,利用屬性層次模型和熵值賦權(quán)法,從主、客觀兩方面確定農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合系統(tǒng)評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重,并構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)模型定量分析糧食主產(chǎn)區(qū)的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平;然后,采用面板FMOLS和面板分位數(shù)回歸模型對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響因素進(jìn)行分析;最后,總結(jié)研究結(jié)果,得出結(jié)論,并針對(duì)具體問(wèn)題提出改進(jìn)措施或建議。本文的結(jié)論是:從綜合發(fā)展水平來(lái)看,糧食主產(chǎn)區(qū)13個(gè)省份中,黑龍江和河南的農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境水平良好,河北、內(nèi)... 

【文章來(lái)源】：湖南科技大學(xué)湖南省

【文章頁(yè)數(shù)】：61 頁(yè)

【學(xué)位級(jí)別】：碩士

【部分圖文】：

糧食主產(chǎn)區(qū)各省份農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)度空間差異Fig.5.1Thespatialdifferenceofcouplingcoordinationdegreeofagroecologicalenvironmentandeconomicgrowthof13provincesinmaingrainproducingareas

第5章農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展實(shí)證分析-32-圖5.2糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展收斂檢驗(yàn)Fig.5.2Aconvergencetestofcouplingcoordinationdevelopmentofagroecologicalenvironmentandeconomicgrowthinmaingrainproducingareas從糧食主產(chǎn)區(qū)整體來(lái)看（見(jiàn)圖5.2），考察期內(nèi)糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)度的值呈現(xiàn)增減交替的現(xiàn)象，主要分為三個(gè)階段，2003~2005年耦合協(xié)調(diào)度值逐漸遞增，2006~2010年耦合協(xié)調(diào)度則呈收斂狀態(tài)，而2011年之后，耦合協(xié)調(diào)度值又逐漸遞增。分區(qū)域來(lái)看，研究期內(nèi)東北區(qū)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)度差異變化明顯，2003~2006年耦合協(xié)調(diào)度值不斷增大，2007~2010年耦合協(xié)調(diào)度呈收斂之勢(shì)，2011年之后則呈增減交替狀態(tài)；黃淮海區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度在考察期內(nèi)呈波動(dòng)狀態(tài)，其主要在2006~2007年、2010年和2013年有所收斂；長(zhǎng)江中下游區(qū)在2003~2008年間存在收斂性，2009年之后耦合協(xié)調(diào)度值又開(kāi)始逐漸提高�？傮w而言，東北區(qū)、黃淮海區(qū)和長(zhǎng)江中下游區(qū)的耦合協(xié)調(diào)度雖在某些年份存在收斂性，但耦合協(xié)調(diào)度值均大體呈上升狀態(tài)，表明各區(qū)域各省份之間耦合協(xié)調(diào)度的差距在不斷拉大。

.199***(6.584)0.048(1.082)=0.8-0.467*(-1.926)-0.057*(-1.775)0.186***(3.231)0.106***(3.829)0.035*(1.834)0.192***(6.514)0.033(0.792)=0.9-0.543**(-2.047)-0.057**(-2.011)0.189***(3.030)0.116***(3.892)0.036**(2.128)0.207***(5.490)0.035(0.902)FMOLS估計(jì)0.000-0.109***(-3.614)0.051(0.848)0.001(0.015)0.046***(2.805)0.351***(5.896)-0.013(-0.303)注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平下統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)顯著，括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值。圖6.1分位數(shù)回歸系數(shù)波動(dòng)圖Fig.6.1Thedynamicsofquantileregressioncoefficient基于面板數(shù)據(jù)的FMOLS回歸分析從平均程度上考察了各個(gè)變量對(duì)農(nóng)業(yè)生態(tài)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響，回歸分析結(jié)果比較籠統(tǒng)，無(wú)法更深入的分析在不同的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展水平下，各個(gè)變量對(duì)耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的影響。利用FMOLS對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，隱藏了各個(gè)變量與耦合協(xié)調(diào)發(fā)展的真實(shí)關(guān)系，可能低估或者高估處于不同耦合協(xié)調(diào)

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
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博士論文
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碩士論文
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本文編號(hào)：3573380