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    湖南農(nóng)村人均可支配收入影響因素分析

    2020-11-21 02:40:10梁煒汶
    廣東蠶業(yè) 2020年9期
    關(guān)鍵詞:共線性格蘭杰水務

    梁煒汶

    (遼寧財貿(mào)學院 遼寧葫蘆島 125105)

    可支配收入是指居民家庭全部現(xiàn)金收入中能用于安排家庭日常生活的那部分收入,指居民在繳納個人所得稅之后所余下的全部實際現(xiàn)金收入。隨著市場經(jīng)濟體制和改革開放的深入發(fā)展,湖南省農(nóng)村居民的人均生活水平有了大幅度提高[3],人均可支配收入從2000年的2 282.1 元增加到2018年的14 617.0 元。從圖1中可以了解到,湖南省農(nóng)村人均可支配收入幾乎與全國農(nóng)村人均可支配收入水平持平[2]。

    根據(jù)湖南省統(tǒng)計局發(fā)布的統(tǒng)計年鑒我們可以了解到,2018年湖南省城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為36 698 元,同比增長8.1%;農(nóng)村居民人均可支配收入為14 093 元,同比增長8.9%,農(nóng)村居民收入增長速度快于城鎮(zhèn)的,針對這一現(xiàn)象,本文收集了湖南省2000—2018年一系列數(shù)據(jù),意在研究湖南省農(nóng)村居民可支配收入的主要影響因素[4]。

    1 數(shù)據(jù)指標構(gòu)建

    為了全面探究湖南省2000—2018年農(nóng)村居民人均可支配收入的影響因素,選擇“湖南省農(nóng)村居民人均可支配收入”為被解釋變量Y,湖南省財政支出為解釋變量X1,湖南省農(nóng)林水務為解釋變量X2,湖南省交通運輸為解釋變量X3,以湖南省統(tǒng)計局公布的2000—2018年數(shù)據(jù)作為樣本進行線性回歸建模分析。

    2 分析方法

    社會經(jīng)濟現(xiàn)象的變化往往受到多個因素的影響,因此,一般要進行多元回歸分析。通常我們把包括兩個或兩個以上自變量的回歸稱為多元線性回歸,多元線性回歸與一元線性回歸類似,可以用最小二乘法估計模型參數(shù),也需對模型及模型參數(shù)進行統(tǒng)計檢驗[1]。

    3 實證分析

    3.1 線形圖

    利用Eviews 軟件分析和估計模型的參數(shù),制作線性圖,通過線性圖可以看出,湖南省農(nóng)村居民人均可支配收入和湖南省財政支出及湖南省農(nóng)牧林漁業(yè)總產(chǎn)值的變動方向基本相同,互相具有一定的相關(guān)性。探索將模型設定為線性回歸模型:

    3.2 統(tǒng)計學檢驗

    湖南省農(nóng)村居民人均可支配收入模型估計的結(jié)果寫為:

    R2指擬合優(yōu)度,是回歸直線對觀測值的擬合程度,接近1 說明模型對樣本的擬合程度較高,且修正后的也接近1 說明模型對樣本的擬合程度很高,F(xiàn)值較高,且F值對應的P值為0,小于0.05,說明回歸方程比較顯著,變量對模型擬合程度很高。

    3.3 計量經(jīng)濟學建模

    3.3.1 多重共線性檢驗

    該模型R2=0.996 97=0.996 601,可決系數(shù)非常高,F(xiàn)檢驗值為2 639.838,模型明顯顯著,這表明模型很可能存在多重共線性。做變量X1、X2、X3之間的回歸,根據(jù)回歸結(jié)果可以得到所有模型的P值為0,說明模型非常顯著,X1、X2、X3三個變量之間的相關(guān)性較高,進一步說明可能存在多重共線性。

    通過計算得到方差膨脹因子,可以看出方差膨脹因子VIF 大于10,說明存在嚴重的多重共線性,下面對模型的多重共線性進行修復,將各變量取對數(shù),然后通過對數(shù)化的變量進行OLS 估計。從取對數(shù)化的模型中可以看出LNX1和LNX2 的P 值為0,小于0.05,通過顯著性檢驗,所以該模型多重共線性成功消除,模型變?yōu)椋?/p>

    =0.972 020,可決系數(shù)很高,F(xiàn)檢驗值為209.435 9,明顯顯著。

    3.3.2 異方差檢驗

    因為模型是時間序列模型,并且樣本容量不大,所以采用ARCH 模型來進行異方差檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果可知,F(xiàn)統(tǒng)計值為11.523 88,P值為0.513 7,大于0.05,說明接受原假設,表明模型不存在異方差。

    3.3.3 自相關(guān)檢驗

    DW 檢驗法:根據(jù)圖2可得回歸方程的DW 值為1.472 679,查表可以得出DW 在DL到DU之間,說明模型不存在相關(guān)性,說明消除多重共線性后的模型為最終模型。

    3.4 格蘭杰因果檢驗

    格蘭杰檢驗結(jié)果列出了各變量之間的因果關(guān)系檢驗P值結(jié)果,在5%的顯著性水平下:

    LNX1 對LNX2 格蘭杰檢驗的P值小于0.05,LNX2 對LNX1 的格蘭杰檢驗的P值大于0.05,說明LNX1 是LNX2的格蘭杰原因,LNX2 不是LNX1 的格蘭杰原因。這說明湖南省財政支出對湖南省農(nóng)林水務支出具有一定的導向作用,湖南省農(nóng)林水務對湖南省財政支出不具有導向作用。

    LNX1 對LNY 格蘭杰檢驗的P值小于0.05,LNY 對LNX1 的格蘭杰檢驗的P值大于0.05,說明LNX1 是LNY的格蘭杰原因,LNY 不是LNX1 的格蘭杰原因,說明湖南省財政支出對湖南省農(nóng)村人均可支配收入具有導向作用,湖南省人均可支配收入對湖南省財政支出不具有導向作用。

    LNX2 對LNY 格蘭杰檢驗的P值小0.05,說明LNX2是LNY 的格蘭杰原因,說明湖南省農(nóng)林水務支出對湖南省農(nóng)村人均可支配收入具有導向作用;LNY 對LNX2 的格蘭杰檢驗的P值大于0.05,說明LNY 不是LNX2 的格蘭杰原因,說明湖南省農(nóng)村人均可支配收入對湖南省農(nóng)林水務支出不具有導向作用。

    LNX2 和LNX3 格蘭杰檢驗的P值都大于0.05,說明LNX2 和LNX3 互不為格蘭杰原因,LNX2 不是LNX3 的格蘭杰原因。這說明湖南省農(nóng)林水務支出和湖南省交通運輸支出互不具有導向作用。

    LNX3 對LNY 格蘭杰檢驗的P值小于0.05,說明LNX2是LNY 的格蘭杰原因,說明湖南省交通運輸支出對湖南省農(nóng)村人均可支配收入具有導向作用;LNY 對LNX3 的格蘭杰檢驗的P值大于0.05,說明LNY 不是LNX3 的格蘭杰原因,說明湖南省農(nóng)村人均可支配收入對湖南省交通運輸支出不具有導向作用。

    4 結(jié)果分析和建議

    根據(jù)湖南省農(nóng)村人均可支配收入最終模型可知:影響湖南省農(nóng)村人均可支配收入的因素中,在其他條件不變的情況下,湖南省財政支出每增加1 億元,湖南省農(nóng)村人均可支配收入增加0.214 882 元;在其他條件不變的情況下,湖南省農(nóng)林水務支出每增加1 萬元,湖南省農(nóng)村人均可支配收入增加0.415 68 元;湖南省交通運輸支出每增加1 萬元,湖南省人均可支配收入增加0.009 447 元。

    國家財政是政府的理財之政,是社會宏觀的公共管理活動,具有促進資源合理配置、國民經(jīng)濟平穩(wěn)運行、科教文衛(wèi)事業(yè)發(fā)展、社會公平以及改善人民生活水平的作用,也是鞏固政權(quán)的物質(zhì)保證,更是關(guān)乎民生。財政的大力支持能夠幫助人民提高就業(yè)、增加收入;增加農(nóng)林水務支出有助于科學提高農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)效率;增加交通運輸支出有助于農(nóng)產(chǎn)品的運輸,增加農(nóng)民收入。

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