對我國gdp影響因素的分析-wenkub.com
2025-06-23 23:52 本頁面
【正文】 提高所得稅征收門檻，抑制高收入階層的收入增長，增加對低收入階層的轉(zhuǎn)移支付，特別是增加農(nóng)民的轉(zhuǎn)移支付。盡管經(jīng)濟(jì)的增長一定帶動(dòng)通貨膨脹，但是，在我國當(dāng)前社會(huì)背景下，通貨膨脹給人民的生活造成了惡劣影響。統(tǒng)籌城鄉(xiāng)就業(yè)，加大對農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的投入力度，大力發(fā)展縣域經(jīng)濟(jì)，加強(qiáng)小城鎮(zhèn)建設(shè)，引導(dǎo)農(nóng)村勞動(dòng)力外出和就地就近轉(zhuǎn)移就業(yè)。貧富差距拉大，需求失衡就是當(dāng)前兩個(gè)特別受關(guān)注，討論激烈的問題。農(nóng)村居民人均收入（CC）、城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)（TW）對GDP有著正相關(guān)影響。四 模型解釋： 通過回歸模型：這一模型我們可以發(fā)現(xiàn)，其中城鎮(zhèn)、農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)在模型修正中被剔除。=，伴隨概率Prob. ChiSquare(5)= 。若兩個(gè)集合差異較大或預(yù)測值于觀測值差異較大，則說明模型不具備穩(wěn)定性特點(diǎn)。3，模型回歸的殘差序列分布呈厚尾狀態(tài)。（3）殘差正態(tài)性檢驗(yàn)圖20（殘差正態(tài)性檢驗(yàn)）從圖20，HistogramNormality Test 即懷特異方差檢驗(yàn)，主要用于對殘差進(jìn)行正態(tài)性檢驗(yàn)。本論述中的方程可寫為：通過該協(xié)整關(guān)系式，可以得到GDP與農(nóng)村居民就業(yè)人數(shù)（CW）是正相關(guān)的長期均衡關(guān)系：農(nóng)村居民就業(yè)人數(shù)（CW）每上升1%，%；而GDP與城鎮(zhèn)居民人均收入（TC）、農(nóng)村居民人均收入（CC）和城鎮(zhèn)居民就業(yè)人數(shù)（TW）都是負(fù)相關(guān)的長期均衡。圖12（無約束的產(chǎn)權(quán)估計(jì)值結(jié)果）圖12現(xiàn)實(shí)的是無約束的參數(shù)估計(jì)值，即協(xié)整矢量系數(shù)和調(diào)整參數(shù)矢量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果。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)。在圖9中所示懷特檢驗(yàn)結(jié)果中Obs*，則不能拒絕原假設(shè)，方程不存在異方差。由此可以得出多元線性回歸方程為： 三 模型檢驗(yàn)1 多元線性回歸模型的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)對于模型：從圖8可以知道可決系數(shù),調(diào)整可決系數(shù),都接近于1，所以模型的擬合優(yōu)度好。一次最小估計(jì)統(tǒng)計(jì)量仍然是線性和無偏的，但卻不是有效的。Tstaistic欄的值與下面的1%、5%、10%水平的絕對值分別比較，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。3 單位根檢驗(yàn)圖5（GDP序列ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果）單位根檢驗(yàn)用于檢查時(shí)間序列的平穩(wěn)性。Autocorrelation 部分是相關(guān)圖， Partial Correlation部分是偏相關(guān)圖，自然序數(shù)列表示的是滯后期期數(shù)，AC 是估計(jì)的自相關(guān)系數(shù)值，二、建模分析數(shù)據(jù)收集整理從《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》得到我國19872012年國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、我國城鎮(zhèn)、農(nóng)村人均收入，恩格爾系數(shù)以及就業(yè)人數(shù)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，圖1所示。【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，我國目前的經(jīng)濟(jì)形勢是上世紀(jì)90年代中期以來最好的。對我國GDP影響因素的分析
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