Table 7 showed R-square was equal t

Table 7 showed R-square was equal to 0.56, revealing the variation of total rice costs of 56
percent was explained by independent variables in the model. The study also showed that the
multicollinearity among the independent variables in cost function did not exist because the results estimated by correlation matrix approach showed that there were no correlations in
these independent variables higher than 70 percent. The result of Breusch-Pagan test performed
that the estimated LM of 14.96 was less than the critical χ12
2 of 26.22 at the level of 1
percent, revealing the absence of heterscedasticity in the estimate of cost function.
The coefficient of Pollution variable was statistically significant positive at level of 1 percent,
performing rice costs in the polluted region was higher than one in the non-polluted region.
Moreover, farmers, who were older, managed their production cost more highly and less
efficiently, performed by the positive effect of Age variable on total costs at 10 percent level.
The significantly positive coefficient of Rice monoculture variable (P < 0.01) revealed that
farmers who grew rice monoculture cost more than ones who cultivated rice rotation or
intercropping. Possible explanation is that the cropping system of rice monoculture decreased
the fertility of soil.
Like the calculation of yield loss, cost increase due to water pollution was estimated using the
coefficients performed in Table 7. After the effect of other factors were eliminated, total cost
was estimated about VND 10.37 million for rice production in the polluted area and VND 9.4 per ha per crop for that in the non-polluted area. Cost increase was estimated by subtracting
the rice cost in the non-polluted region by the rice cost in the polluted area (equation 11). Using
this approach, an increase in cost due to water pollution was calculated around VND 0.97
million per ha per crop (See Table 10)..

Kết quả (Việt) 1:

Bảng 7 cho thấy R-vuông là tương đương với 0,56, tiết lộ các biến thể của tất cả gạo chi phí của 56phần trăm đã được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình. Nghiên cứu cũng cho thấy rằng cácmulticollinearity trong số các biến độc lập trong chức năng chi phí không tồn tại bởi vì kết quả ước tính của cách tiếp cận ma trận tương quan cho thấy rằng đã có không có tương quan ởCác biến độc lập cao hơn 70 phần trăm. Kết quả thử nghiệm Breusch-Pagan, thực hiệnLM 14.96, ước tính là ít hơn χ12 quan trọng2 26.22 ở cấp 1phần trăm, tiết lộ sự vắng mặt của heterscedasticity theo ước tính chi phí chức năng.Hệ số của ô nhiễm biến đổi tích cực ý nghĩa thống kê ở cấp độ của 1 phần trăm,thực hiện chi phí gạo trong vùng bị ô nhiễm là cao hơn một trong vùng không ô nhiễm.Hơn nữa, nông dân, người đã lớn tuổi, quản lý sản xuất của họ chi phí cao hơn và ít hơnhiệu quả, thực hiện bởi tác động tích cực của tuổi biến tất cả chi phí ở cấp độ 10 phần trăm.Hệ số đáng kể tích cực của gạo canh biến (P < 0,01) tiết lộ đóngười lớn gạo canh nông dân chi phí nhiều hơn những người trồng lúa xoay hoặcxen canh. Lời giải thích có thể là hệ thống canh tác lúa canh giảmkhả năng sinh sản đất.Giống như tính năng suất tổn thất, chi phí tăng do ô nhiễm nước được ước tính bằng cách sử dụng cácHệ số thực hiện trong bảng 7. Sau khi ảnh hưởng của các yếu tố khác đã là loại bỏ, tất cả chi phíxấp xỉ về 10.37 triệu đồng cho sản xuất gạo trong khu vực bị ô nhiễm và đồng 9.4 mỗi hecta mỗi cây trồng cho rằng trong khu vực phòng không ô nhiễm. Tăng chi phí được ước tính của trừchi phí gạo trong vùng không ô nhiễm bởi chi phí gạo trong khu vực ô nhiễm (phương trình 11). Bằng cách sử dụngcách tiếp cận này, sự gia tăng chi phí do ô nhiễm nước đã được tính toán xung quanh thành phố VND 0.97triệu mỗi hecta mỗi cây trồng (xem bảng 10)...

Kết quả (Việt) 2:

Bảng 7 cho thấy R-square là bằng 0,56, cho thấy sự biến động của tổng chi phí gạo của 56
phần trăm đã được giải thích bởi các biến độc lập trong mô hình. Nghiên cứu cũng cho thấy rằng
đa cộng tuyến giữa các biến độc lập trong hàm chi phí không tồn tại bởi vì các kết quả ước tính bằng cách tiếp cận ma trận tương quan cho thấy rằng không có mối tương quan trong
các biến độc lập cao hơn 70 phần trăm. Kết quả của Breusch-Pagan kiểm tra thực hiện
các LM ước tính 14,96 là ít quan trọng hơn so với χ12
2 của 26,22 ở mức 1
phần trăm, tiết lộ sự vắng mặt của heterscedasticity trong dự toán của hàm chi phí.
Các hệ số của biến ô nhiễm là có ý nghĩa thống kê tích cực ở mức độ 1 phần trăm,
chi phí thực hiện gạo trong khu vực bị ô nhiễm cao hơn so với một trong những khu vực không bị ô nhiễm.
Hơn nữa, nông dân, những người lớn tuổi, quản lý chi phí sản xuất cao hơn và ít
hiệu quả, thực hiện bởi những tác động tích cực của Tuổi biến trên tổng chi phí ở mức 10 phần trăm.
Các hệ số tích cực đáng kể của Rice biến độc canh (P <0,01) tiết lộ rằng
người nông dân, những người lớn độc canh cây lúa chi phí nhiều hơn so với những người trồng luân canh lúa hoặc
xen canh. Lời giải thích có thể là các hệ thống cây trồng độc canh lúa giảm
độ màu mỡ của đất.
Giống như các tính tổn thất năng suất, tăng chi phí do ô nhiễm nước được ước tính bằng cách sử dụng
hệ số thực hiện trong Bảng 7. Sau khi ảnh hưởng của các yếu tố khác đã được loại bỏ, tổng chi phí
ước tính khoảng 10.370.000 đồng cho sản xuất lúa gạo tại khu vực bị ô nhiễm và 9,4 đồng cho mỗi ha mỗi vụ cho rằng trong các khu phi ô nhiễm. Tăng chi phí được ước tính bằng cách trừ đi
các chi phí gạo trong khu vực không bị ô nhiễm bởi các chi phí gạo trong khu vực bị ô nhiễm (phương trình 11). Sử dụng
phương pháp này, sự gia tăng chi phí do ô nhiễm nước đã được tính toán khoảng 0,97 tỷ đồng
triệu đồng mỗi ha mỗi vụ (xem bảng 10) ..