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        河南省第一產(chǎn)業(yè)投資與鄉(xiāng)村消費(fèi)零售總額關(guān)系的實(shí)證分析
        ——基于協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰檢驗(yàn)

        2018-12-22 01:11:32李世澤
        關(guān)鍵詞:單位根協(xié)整方差

        李世澤

        (中南民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,湖北 武漢 430070)

        河南是我國人口大省,也是農(nóng)業(yè)大省,農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展在全國具有舉足輕重的地位。國外學(xué)者最先提出對(duì)傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)投資的有利性:農(nóng)民有了儲(chǔ)蓄和投資就將克服傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)的經(jīng)濟(jì)停滯狀態(tài)[1]。國內(nèi)學(xué)者在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素的實(shí)證分析中,就農(nóng)村投資和消費(fèi)的關(guān)系提出了一些觀點(diǎn)。黃國華提出,投資、消費(fèi)是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素,農(nóng)村投資和農(nóng)村消費(fèi)是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵。農(nóng)村投資不足、投資失衡導(dǎo)致的投資率偏低和農(nóng)民即期及遠(yuǎn)期收入低導(dǎo)致的消費(fèi)比率偏低的現(xiàn)實(shí),已成為我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的阻力[2]。劉莎等提出,經(jīng)濟(jì)連續(xù)增長在很大程度上依賴于擴(kuò)大內(nèi)需,因此消費(fèi)需求才是經(jīng)濟(jì)增長真正而持久的原動(dòng)力。占全國人口近70%的農(nóng)村居民是個(gè)非常龐大的消費(fèi)群體,農(nóng)村人均消費(fèi)水平稍微增長,會(huì)大大增強(qiáng)消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用[3]。楊琦等利用2000~2010年全國30個(gè)省份的數(shù)據(jù),采用面板模型Driscoll&Kraay方法對(duì)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資存量與農(nóng)村居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明:農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有“擠出”效應(yīng),在不同地區(qū)不同類型的基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)是不同的[4]。陳治國等選取測(cè)度農(nóng)村金融的指標(biāo)變量,運(yùn)用OPLS回歸模型分析,發(fā)現(xiàn)作為控制變量的農(nóng)村居民消費(fèi)和農(nóng)村投資對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)具有極強(qiáng)的拉動(dòng)作用[5]。袁爽利運(yùn)用變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)、一階差分序列建模、多元線性回歸、LM檢驗(yàn)法、異方差檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法,分析我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)、農(nóng)村居民消費(fèi)、政府消費(fèi)、資本形成總額、凈出口五項(xiàng)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系[6],提出從長期看農(nóng)村居民消費(fèi)增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)效果明顯。本文擬利用河南省2005~2017年相關(guān)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析農(nóng)村投資和消費(fèi)的關(guān)系。

        1 數(shù)據(jù)收集與預(yù)處理

        采集2005~2017年河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來自《河南省國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)年報(bào)》,以tz代表第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資,以xfze代表鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額。圖1顯示tz和xfze兩個(gè)時(shí)間序列都以指數(shù)形式增長,且增長趨勢(shì)基本一樣。為消除異方差的影響,對(duì)全部數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,結(jié)果見表1。

        表1 2005~2017年河南省第一產(chǎn)業(yè)固定產(chǎn)投資與鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額及其對(duì)數(shù)

        圖1 第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資和鄉(xiāng)村社會(huì)零售總額時(shí)序圖

        2 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

        2.1 單位根檢驗(yàn)

        為了揭示變量tz、xfze是否存在長期平穩(wěn)的均衡關(guān)系,使用協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)兩個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)前先確定lnxf、lnxfze是否為同階單整序列。采用ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。假設(shè)存在單位根,P0=1為假設(shè)前提,即存在單位根,表示所檢驗(yàn)時(shí)間序列不平穩(wěn),檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

        表2 ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

        注:D表示一階差分;DD表示二階差分;C、I、L分別表示常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)、邂逅階數(shù);I項(xiàng)0和1表示沒有和有(趨勢(shì)項(xiàng))。

        由表2,lntz、lnxfze兩個(gè)時(shí)間序列的ADF值都大于10%顯著性水平臨界值,表明接受原假設(shè)P0=1,即存在單位根,說明不是平穩(wěn)時(shí)間序列。在lntz、lnxfze一階差分下,ADF值都大于10%顯著性水平臨界值,表明接受原假設(shè)P0=1,即存在單位根,說明兩組時(shí)間序列在一階差分的條件下也為不平穩(wěn)序列。在lntz、lnxfze二階差分下,ADF檢驗(yàn)值均小于5%和10%的顯著性臨界值,表明拒絕原假設(shè)P0=1,即不存在單位根,說明兩組時(shí)間序列在二階差分條件下呈平穩(wěn)序列特征(即二階單整序列),符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

        2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

        圖2 lnxfze、lntz時(shí)序圖

        圖2說明兩個(gè)變量呈平穩(wěn)線性趨勢(shì),建立方程組:

        Lnxfzet=α+βlntzt+θt

        用最小二乘法對(duì)上式進(jìn)行線性回歸,得出:

        Lnxfzet=0.555913lntzt+3.80533+θt

        t(時(shí)間變量)=(20.71884) (22.51128)

        R2=0.975015

        Adj-R2=0.972744

        F-statistic=429.2704

        D-W =0.870786

        殘差序列的回歸方程:

        θt=Lnxfzet-1.7539lntzt+6.519637

        表3 殘差A(yù)DF單位根檢驗(yàn)

        由表3可知,殘差A(yù)DF統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著水平臨界值,說明lnxfze和lntz存在協(xié)整關(guān)系,由此模型為:

        Lnxfzet=0.555913lntzt+3.80533+θt

        綜上所述, 2005~2017年河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)總額存在長期均衡正相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)為0.555913,即隨著時(shí)間的長期變化,第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)每增長1個(gè)單位,鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)總額增加0.555913個(gè)單位。

        2.3 方差懷特檢驗(yàn)

        對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn),考查是否需要干擾項(xiàng)(誤差)模型修正,結(jié)果見表4。

        表4 異方差懷特檢驗(yàn)結(jié)果

        Obs*R-squared是懷特檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量NR2,概率值為0.1907,遠(yuǎn)大于常規(guī)檢驗(yàn)水平0.05,所以接受懷特檢驗(yàn)原假設(shè),原方程干擾項(xiàng)(殘差)序列不存在異方差,或者說原模型受異方差影響非常小。

        3 格蘭杰檢驗(yàn)

        為進(jìn)一步驗(yàn)證兩個(gè)變量長期存在因果關(guān)系,進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果見表5。當(dāng)滯后期為2時(shí),兩組變量的F值都大于P值,拒絕原假設(shè),說明河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(非農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)零售總額互為因果關(guān)系,即第一產(chǎn)業(yè)的投資和鄉(xiāng)村消費(fèi)相互拉動(dòng)。

        表5 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

        4 結(jié)論與建議

        4.1 結(jié)論

        第一,河南省第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(非農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)零售總額存在長期穩(wěn)定、協(xié)整關(guān)系。隨著時(shí)間的長期變化,第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(不含農(nóng)戶)每增長1個(gè)單位,鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)總額增加0.555913個(gè)單位。這進(jìn)一步佐證投資是拉動(dòng)農(nóng)村居民消費(fèi)的重要途徑,是提升農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要手段。

        第二,格蘭杰檢驗(yàn)中P值均大于F值,說明在促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)的過程中,農(nóng)業(yè)投資是必不可少的條件。同時(shí),農(nóng)村居民消費(fèi)增長又是對(duì)農(nóng)業(yè)投資的重要條件。消費(fèi)增加市場(chǎng)規(guī)模需要擴(kuò)大,市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大意味著農(nóng)業(yè)投資量增加。這樣,投資、消費(fèi)才能相互吸引、共同發(fā)展。滯后期為2說明這是一個(gè)長期過程。

        第三,異方差懷特檢驗(yàn)表明第一產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資(非農(nóng)戶)和鄉(xiāng)村社會(huì)消費(fèi)零售總額之間存在必然聯(lián)系,但該關(guān)系受到的影響因素較少、影響程度較小。

        4.2 建議

        第一,積極引導(dǎo)農(nóng)村投資,因地制宜制定投資政策。應(yīng)降低農(nóng)村投資門檻或限制,廣泛吸引投資,制定長期規(guī)劃,合理選擇投資渠道。應(yīng)完善投資環(huán)境,規(guī)范投資制度,確保經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展,形成良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展循環(huán)。

        第二,加大宏觀調(diào)控力度,制定積極財(cái)政政策。應(yīng)縮小農(nóng)村收入差距,擴(kuò)大消費(fèi)基數(shù),提升農(nóng)民購買力,使農(nóng)村居民“敢消費(fèi)”;完善農(nóng)村金融體系,充分發(fā)揮農(nóng)村銀行的作用,規(guī)范農(nóng)村信貸發(fā)展,一改“以錢說話”的局面,使得農(nóng)村居民“能消費(fèi)”;完善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),提高消費(fèi)的便利程度,使農(nóng)村居民“好消費(fèi)”,充分發(fā)揮消費(fèi)帶動(dòng)投資效應(yīng),拉動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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