【正文】 階層的轉(zhuǎn)移支付，特別是增加農(nóng)民的轉(zhuǎn)移支付。農(nóng)村居民人均收入（CC）、城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)（TW）對(duì)GDP有著正相關(guān)影響。3，模型回歸的殘差序列分布呈厚尾狀態(tài)。圖11（Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果）圖11中顯示的是跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果，這兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量在Johansen協(xié)整檢驗(yàn)用于判斷變量之間的協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)。Tstaistic欄的值與下面的1%、5%、10%水平的絕對(duì)值分別比較，在1%、5%、10%、則表示應(yīng)當(dāng)接受原假設(shè)，即原序列具有單位根，是非平穩(wěn)序列。【關(guān)鍵詞】：GDP 恩格爾系數(shù) 影響因素 回歸分析一、 引言許多專家學(xué)者指出，我國(guó)目前的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)是上世紀(jì)90年代中期以來(lái)最好的。PAC 是估計(jì)的偏相關(guān)系數(shù)值，QStat表示的是Q統(tǒng)計(jì)量的值，Prob是Q統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率。方程總體線性的顯著性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量F=，概率prob.=，表明模型的線性關(guān)系在99%的置信水平下顯著成立。圖14（續(xù)圖13）圖15（續(xù)圖14）圖16（續(xù)圖15）5 殘差檢驗(yàn)（1）殘差自相關(guān)Q檢驗(yàn)圖17（殘差擬合表）圖18（殘差自相關(guān)的Q檢驗(yàn)）從圖18中可以看到一直滯后到12階，所以不可以拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型回歸的殘差序列不存在自相關(guān)。Fstatistic = 的伴隨概率Prob. F(5,16)= ，接受原假設(shè)H0，即兩個(gè)子樣本回歸系數(shù)無(wú)顯著變化。調(diào)整我國(guó)的戶籍制度，放寬對(duì)農(nóng)民工的戶口限制，增加待遇，減少對(duì)農(nóng)民工的不合理的、歧視性的收費(fèi)，大力發(fā)展實(shí)體產(chǎn)業(yè)和服務(wù)業(yè)。第二，采取合理措施，打壓通貨膨脹。（2） Chow 預(yù)測(cè)檢驗(yàn)圖23（Chow預(yù)測(cè)檢驗(yàn)）由圖23，可以看到統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率都很小，因此拒絕原假設(shè)，認(rèn)為2001年加入WTO世界貿(mào)易組織前后模型發(fā)生了顯著性變化。（2）殘差自相關(guān)LM檢驗(yàn)圖19（殘差自相關(guān)LM檢驗(yàn)）從圖19可以看到，則不能拒絕原假設(shè)，認(rèn)為模型回歸序列不存在自相關(guān)。2 懷特異方差檢驗(yàn)對(duì)上述的回歸模型進(jìn)行懷特異方差檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖9：圖9(懷特異方差檢驗(yàn))從圖9中，F(xiàn)statistic是輔助方程整體顯著性的F統(tǒng)計(jì)量；Obs*Rsquared是懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量NR2,通過(guò)比較Obs*Rsquared的概率值和顯著性水平，可以對(duì)方程是否存在異方差進(jìn)行判斷。可以看出次輸入結(jié)果中，此序列存在自相關(guān)。通過(guò)這一系列統(tǒng)計(jì)分析和檢驗(yàn)方法，擬合出比較優(yōu)良的GDP模型，得出19872012年間我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的情況?？梢钥吹綑z驗(yàn)的伴隨概率為接近于1，所以接受原假設(shè)H0認(rèn)為：如果檢驗(yàn)式設(shè)定正確則該GDP序列存在單位根。4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整分析，傳統(tǒng)的方法是EG兩步法。此時(shí)就不能拒絕原假設(shè)H0，認(rèn)為殘差分布服從于正態(tài)分布。而農(nóng)村居民的就業(yè)人數(shù)(CW)對(duì)GDP卻起著負(fù)作用，農(nóng)村就業(yè)人數(shù)（CW）每增加一個(gè)單位。第三，我國(guó)政府要采取特別有力