freepeople性欧美熟妇, 色戒完整版无删减158分钟hd, 无码精品国产vα在线观看DVD, 丰满少妇伦精品无码专区在线观看,艾栗栗与纹身男宾馆3p50分钟,国产AV片在线观看,黑人与美女高潮,18岁女RAPPERDISSSUBS,国产手机在机看影片

正文內(nèi)容

中國經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染關(guān)系的分省面板協(xié)整模型分析——一個基于效用函數(shù)擴(kuò)展的ekc模-文庫吧資料

2025-05-15 19:38本頁面
  

【正文】 lnFW C ()* ()* ()* lnY ()*** ()* ()* lnY2 ()*** ()*** () lnY3 ()* () () lnG ()* ()* ()* DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 lnA () () () lnM ()*** ()** () lnE ()* ()* ()** R2 上述結(jié)果表明, lnFS、 lnFQ、 lnFW 均與單位 GDP 能耗無關(guān),并且常數(shù)項均為正。 目前面板模型的應(yīng)用研究主要是基于 Hausman 檢驗的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型,本文嘗試在此方面進(jìn)行分析,同表 3結(jié)果進(jìn)行比較分析。工業(yè)廢氣排放量與產(chǎn) 業(yè)結(jié)構(gòu)、人口密度無關(guān),與單位 GDP 能耗、污染治理投入正相關(guān);工業(yè)廢氣排放量的曲線形式也與已有成果不同。 上述回歸結(jié)果表明,工業(yè)廢水排放量和人口密度無關(guān),主要受到人均 GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位 GDP 能耗和污染治理四個變量的影響,并且污染治理投入與工業(yè)廢水排放量正相關(guān);產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、單位 GDP 能耗和工業(yè)廢水排放量負(fù)相關(guān),也就是說工業(yè)產(chǎn)值的比重越大、單位 GDP 的能耗越大,廢水排放量就越少;反之則反是。 表 3 三個總體回歸模型的樣本回歸結(jié)果 被解釋變量 lnFS 被解釋變量 lnFQ 被解釋變量 lnFW lnY ()* () ()* lnY2 ()* ()* ()** lnY3 ()* ()** ()* lnG ()* () ()* lnA ()* ()** () lnM () () () lnE (54)* ()* ()* R2 樣本容量 240 t統(tǒng)計量 ,下同。 按照協(xié)整檢驗 的結(jié)果,我們對三個模型進(jìn)行了總體回歸,回歸結(jié)果制成表 3。 三個方程變量的協(xié)整檢驗的組內(nèi)和組間統(tǒng)計量在 1%的顯著水平上均表明拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè),因此上述三個方程存在協(xié)整關(guān)系,可以直接進(jìn)行回歸分析,不存在偽回歸。 DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 2.*表示在 1%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。 本文所用變量的面板協(xié)整檢驗結(jié)果如表 2所示。 Pedroni對于相關(guān)的面板協(xié)整檢驗量作了如下的表示: panel rhostat: panel tstat: group rhostat: group tstat: DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 對于每個面板模型利用近似的均值和方差既可以進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。 的長期方差 以及同期方差 分別為: 并且令: 另一方面對于 panel tstat 和 group tstat 統(tǒng)計量再次利用協(xié)整方程的的殘差估計 計算 的方差 。為了得到兩個組內(nèi)統(tǒng)計量( panel rhostat、 panel tstat)值,對原序列進(jìn)行差分運(yùn)算并估計如下差分方程: 其中, 由差分方程的殘差值以及 NeweyWest( 1987)的估計量可以計算出 的長期值,用 表示。 對于如下的協(xié)整方程: , 其中, , 為獨(dú)立變量的個數(shù)。如果各統(tǒng)計量均在 1%(或 5%)的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè),表明非平穩(wěn)的時間序列之間存在著協(xié)整關(guān)系。 Pedroni(1999, 2021)以回歸殘差為基礎(chǔ)構(gòu)造出 7 個統(tǒng)計量進(jìn)行面板協(xié)整檢驗,其中除了 Panelν stat 為右尾檢驗之外,其余統(tǒng)計檢驗量均為左尾檢驗。 對于面板模型,如果變量是非平穩(wěn)的,進(jìn)行回歸分析之前需要進(jìn)行協(xié)整檢驗,以判斷是否可能屬于偽回歸。 表 1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗 檢驗方法 lnFS lnFQ lnFW lnY 水 平 值 LLC 檢驗 () () () () Breitung 檢驗 () () () () IPS檢驗 () () () () FisherADF 檢驗 () () () () Hadri 檢驗 ()* ()* ()* ()* 一 階 差 分 值 LLC 檢驗 ()* ()* ()* ()* Breitung 檢驗 ( ) () ()** () DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 IPS 檢驗 ()* ()* ()* ()* FisherADF 檢驗 ()* ()* ()* ()** Hadri檢驗 ( ) () () () 檢驗方法 lnG lnM lnA lnE 水 平 值 LLC 檢驗 () () () () Breitung檢驗 () () () () IPS檢驗 () () () () FisherADF 檢驗 () 46() () () Hadri 檢驗 ()* ()* 13()* ()* 一 階 差 分 值 LLC 檢驗 ()* ()* ()* Breitung 檢驗 () ()* ()* ()* IPS 檢驗 ()* ()* ()* DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 ()* FisherADF 檢驗 109()* ()* 95()* ()* Hadri檢驗 () () () () *、 **分別表示在 1%、 5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè);括號中數(shù)據(jù)是該統(tǒng)計量的伴隨概率。面板單位根檢驗方法有別于時間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗,主要為: LLC 檢驗 (Levin、 Lin and Chu, 2021)、 Breitung檢驗(Breitung, 2021)、 Hadri檢驗 (Hadri, 1999)是相同根的檢驗方法,IPS檢驗 (Im、 Pesaran and Shin, 2021)、 FisherADF(Maddala and Wu, 1999; Choi, 2021)檢驗是不同根的檢驗方法; LLC 檢驗、 Breitung檢驗、 IPS 檢驗、 FisherADF檢驗原假設(shè)是含有單位根; Hadri檢驗DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 原假設(shè)為不含有單位根。 。 (二)面板模型與估計、檢驗方法 計量經(jīng)濟(jì)理論表明,眾多經(jīng)濟(jì)變量尤其是面板數(shù)據(jù)大都是非平穩(wěn)變量,用非平穩(wěn)變量進(jìn)行回歸分析結(jié)果很大程度上表現(xiàn)為偽回歸。所有數(shù)據(jù)均來自于有關(guān)年度《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國 環(huán)境統(tǒng)計年鑒》、《中國國土資源年鑒》等權(quán)威數(shù)據(jù)資料庫。 我們用工業(yè)廢水排放量( FS,單DOC 格式 論文 ,方便 您的 復(fù)制修改刪減 位:萬噸)、工業(yè)廢氣排放量( FQ,單位:億標(biāo)準(zhǔn)立方米)和工業(yè)固體廢棄物排放量( FW,單位:萬噸)表示環(huán)境污染量,因此原模型變成了三個方程。 三、基于面板單位根和面板協(xié)整檢驗的實證分析 (一)數(shù)據(jù)的來源和說明 本文所用數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為 19972021年,這是由于考慮到重慶從 1997 年才有數(shù)據(jù),同時也是為了考察中國經(jīng)濟(jì)增長最為強(qiáng)勁這一時段對于環(huán)境的影響問題,從邏輯上來說這段時間變量的關(guān)聯(lián)度應(yīng)該最強(qiáng)。我們在此基礎(chǔ)上對一般
點(diǎn)擊復(fù)制文檔內(nèi)容
范文總結(jié)相關(guān)推薦
文庫吧 www.dybbs8.com
備案圖鄂ICP備17016276號-1