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        集體建設(shè)用地市場化對農(nóng)民收入的影響

        2020-07-04 03:21:58王皓煒
        福建質(zhì)量管理 2020年12期
        關(guān)鍵詞:支配特征值用地

        王皓煒

        (天津工業(yè)大學(xué) 天津 300387)

        一、問題描述

        農(nóng)村建設(shè)用地是指鄉(xiāng)村建設(shè)用地,鄉(xiāng)村建設(shè)用地是指鄉(xiāng)村集體經(jīng)濟(jì)組織和農(nóng)村個人投資或集資,進(jìn)行各項非農(nóng)業(yè)建設(shè)所使用的土地。主要包括:鄉(xiāng)村公益事業(yè)用地和公共設(shè)施用地,以及農(nóng)村居民住宅用地。農(nóng)村集體建設(shè)用地分為三大類:宅基地、公益性公共設(shè)施用地和經(jīng)營性用地。2015 年1月,中共中央辦公廳和國務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)了《關(guān)于農(nóng)村土地征收、集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市、宅基地制度改革試點工作的意見》,在北京市大興區(qū)等 33 個試點縣(市、區(qū))行政區(qū)域,調(diào)整實施土地管理法、城市房地產(chǎn)管理法關(guān)于農(nóng)村土地征收、集體經(jīng)營性建設(shè)用地入市、宅基地管理制度的有關(guān)規(guī)定,引導(dǎo)集體建設(shè)用地合法流轉(zhuǎn)入市,標(biāo)志著城鄉(xiāng)建設(shè)用地市場進(jìn)入全面試點階段。

        2015年集體建設(shè)用地進(jìn)入市場,增加了建設(shè)用地的供給量,改變了土地要素的供給結(jié)構(gòu),為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入了新的活力。特別是在 2015 年以后,北京大興,廣東南海、重慶、成都、上海等33 個試點地區(qū)先后建立了集體產(chǎn)權(quán)交易中心,進(jìn)行集體建設(shè)用地交易。因此農(nóng)村建設(shè)用地所能帶來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響力就成為了我們所關(guān)注的焦點問題。

        本文選擇對農(nóng)村建設(shè)用地開放性對農(nóng)民人均可支配收入進(jìn)行定量的評估,這就需要選擇合適的評判指標(biāo)體系,并且需要說明結(jié)果的正確性和評估體系的科學(xué)性。針對這些問題對于題目進(jìn)行如下分析:首先尋找33個試點區(qū)域的數(shù)據(jù)指標(biāo),根據(jù)數(shù)據(jù)對其進(jìn)行主成分分析,選取與農(nóng)村集體建設(shè)用地最相關(guān)的指標(biāo)。根據(jù)選取的指標(biāo)利用向量自回歸的方法進(jìn)行對比預(yù)測,對大興區(qū)農(nóng)村集體建設(shè)用地的開放程度和對該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平進(jìn)行定量評估。最后本文所用方法的優(yōu)缺點以及推廣與改進(jìn)。

        二、基本假設(shè)和符號說明

        (一)基本假設(shè)

        假設(shè) 1:在各大統(tǒng)計局和地方統(tǒng)計局網(wǎng)站上搜集的數(shù)據(jù)均真實可靠;

        假設(shè) 2:除選取指標(biāo)外其他指標(biāo)對農(nóng)村集體建設(shè)用地影響力不大;

        假設(shè) 3:農(nóng)村集體建設(shè)用地不進(jìn)入市場,農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展規(guī)劃也會有一個增長趨勢;

        假設(shè) 4:農(nóng)村集體建設(shè)用地從2015年開始影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。農(nóng)村集體建設(shè)用地對經(jīng)濟(jì)的影響包括兩個階段:農(nóng)村集體建設(shè)用地進(jìn)入市場前、農(nóng)村集體建設(shè)用地進(jìn)入市場后;

        假設(shè) 5:農(nóng)村集體建設(shè)用地進(jìn)入市場后對經(jīng)濟(jì)的影響涉及許多方面,包括鄉(xiāng)村人口、地區(qū)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、工業(yè)化程度、產(chǎn)業(yè)園區(qū)(是=1,否=0)等,本文暫不對這些廣泛而復(fù)雜的因素做定量討論;

        假設(shè) 6:農(nóng)村集體建設(shè)用地給農(nóng)民帶來的收入增長相當(dāng)于農(nóng)民總收入的增長。

        (二)符號說明

        三、模型的建立和求解

        (一)綜合指標(biāo)的選取

        對農(nóng)民人均居民收入而言,每個變量都不同程度的反映了所研究問題的某些信息,并且指標(biāo)之間有一定相關(guān)性,因而所得的統(tǒng)計數(shù)據(jù)反映的信息在一定程度上有重疊。所以本文利用主成分分析法,將多指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo),盡可能多地反映原來眾多變量的信息。步驟如下:

        Step1:利用SAS軟件,進(jìn)行多元線性回歸。F統(tǒng)計量對應(yīng)的P-值為0.045<0.05,即方程擬合程度較好。

        表1 方差分析

        若VIFj超過10,常常表示存在多重共線性。由下表最后一列可以看出,VIFj均小于10,即自變量之間沒有多重共線性。

        表2 回歸分析

        Step3:根據(jù)原始數(shù)據(jù)X=(xij)計算相關(guān)系數(shù)矩陣,記第i個指標(biāo)與第j個指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)為rij,計算公式為:

        則相關(guān)系數(shù)矩陣為R=rij(6*6)。

        表3 相關(guān)矩陣

        Step4:計算相關(guān)矩陣的特征值和特征值所對應(yīng)的特征向量,由R的特征方程:

        |R-λI|=0

        求得k個非負(fù)特征值λi(i=1,2,…,k),將這些特征值按從小到大的順序排列為:

        Step5:計算主成分貢獻(xiàn)率及累計貢獻(xiàn)率。主成分Zi的貢獻(xiàn)率為:

        Step6:確定主成分的個數(shù)。下圖給出了相關(guān)系數(shù)矩陣計算出來的全部特征值、相鄰兩個特征值的差異、每個主成分的貢獻(xiàn)率和累積貢獻(xiàn)率。特征值越大,它所對應(yīng)的主成分變量包含的信息就越多。

        表4 相關(guān)矩陣的特征值

        由上表最后一列可以看出,前4個主成分包括了原來5個指標(biāo)96.43%的信息。在農(nóng)民人均居民支配收入中,第一主成分可以解釋為人口的基本情況,所占信息總量為37.81%,即人口對人均居民支配收入的影響最大;第2個主成分的貢獻(xiàn)率分別為24.67%,也就是說,地區(qū)生產(chǎn)總值越大,居民可支配收入也越多,是第二影響因素;第三、第四主成分的貢獻(xiàn)率分別為21.10%和12.85%。即評估農(nóng)村集體建設(shè)用地市場化開放對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響指標(biāo)有四個,分別為鄉(xiāng)村人口、地區(qū)生產(chǎn)總值、固定資產(chǎn)投資、工業(yè)化程度。

        (二)基于向量自回歸的預(yù)測模型

        由于北京市大興區(qū)的農(nóng)村人均支配收入y不僅受到鄉(xiāng)村人口x1、地區(qū)生產(chǎn)總值x2、固定資產(chǎn)投資x3、工業(yè)化程度x4的影響,還要受到前幾期的影響。所以本文選用向量自回歸的方法,使農(nóng)村人均支配收入對其滯后項進(jìn)行回歸,估計出農(nóng)村人均支配收入的動態(tài)關(guān)系,從而揭示出內(nèi)生變量的變化受自身過去行為的影響。

        Step1:數(shù)據(jù)處理。在Matlab中導(dǎo)入大興區(qū)的數(shù)據(jù),由于數(shù)據(jù)有明顯的上升趨勢,所以本文對各組變量取對數(shù)。

        Step2:檢驗各變量的平穩(wěn)性。根據(jù)下表,ADF單位根檢驗統(tǒng)計量對應(yīng)的p值均大于0.05,表明該統(tǒng)計量不顯著,所以不能拒絕序列x1-x4有單位根的假設(shè),即該序列非平穩(wěn)。

        表5 ADF單位根檢驗結(jié)果

        Step3:協(xié)整檢驗。本文選用了Johansen協(xié)整檢驗中特征根跡統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗。H0:y有r個協(xié)整關(guān)系;H1:y有r+1個協(xié)整關(guān)系。

        構(gòu)造的檢驗統(tǒng)計量為

        其中,r為協(xié)整變量的個數(shù),λi為按大小排列的第i個特征值,n為樣本容量。

        下表給出了檢驗結(jié)果,從表中可以看出r=3的原假設(shè)被拒絕,而r=4的原假設(shè)未被拒絕,因此這4個變量間存在4個協(xié)整關(guān)系。也就是說,雖然變量自身非平穩(wěn),但是其線性組合是平穩(wěn)的,反映了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。

        表6 Johansen協(xié)整檢驗

        Step3:確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。利用AIC信息準(zhǔn)則和BIC信息準(zhǔn)則確定之后階數(shù),具體公式分別為

        表7 AIC、BIC信息準(zhǔn)則

        Step4:模型估計。采用極大似然法進(jìn)行各參數(shù)的估計,根據(jù)估計結(jié)果,可寫出VAR(1)模型的矩陣形式:

        Step5:進(jìn)行預(yù)測。預(yù)測結(jié)果如下表:

        表9 模型預(yù)測表

        通過時間序列預(yù)測結(jié)果顯示,2017年的預(yù)測值和實際值相差很小,這可能意味著政策效果不突出,并未達(dá)到實際我們想要的效果。對此我們想通過BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò),進(jìn)一步驗證我們的結(jié)論。

        四、模型的評價與推廣

        (一)模型的優(yōu)點

        首先,我們對數(shù)據(jù)進(jìn)行了預(yù)處理,減少異常值的干擾,使結(jié)果更加準(zhǔn)確。通過查閱資料和分析數(shù)據(jù),我們合理的選取了農(nóng)村建設(shè)用地開放后帶來影響的不同指標(biāo),并且根據(jù)數(shù)據(jù)分別通過主成分分析,提取相關(guān)指標(biāo),能夠較好的反映真實情況。

        之后,根據(jù)前文的選取指標(biāo)的結(jié)果,我們使用了向量自回歸法,利用他們來對農(nóng)村建設(shè)用地開放后給農(nóng)村人均可支配收入進(jìn)行預(yù)測,用農(nóng)村人均可支配收入來評價農(nóng)村集體建設(shè)用地的開放程度和對大興區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響,用兩種方法做比較,可以得出更為可靠的結(jié)果。

        (二)模型的缺點

        本文選取的指標(biāo)變量仍然較少,所以最后選取可利用的指標(biāo)較少,可靠度低。還可以使考慮更多指標(biāo)反映對農(nóng)村集體建設(shè)用地開放前后帶來的影響。另外本文只用了主成分分析,還可以用其他方法做對比進(jìn)行綜合,所以仍需要進(jìn)一步改進(jìn)。

        (三)模型的推廣和改進(jìn)

        本文對農(nóng)村集體建設(shè)用地開放后帶來影響的指標(biāo)進(jìn)行了分析并用BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)和向量自回歸進(jìn)行了預(yù)測,具有良好的穩(wěn)定性和推廣性,可以通過簡單改變參數(shù)適用于其他相似的數(shù)據(jù)預(yù)測情況。

        本文選取的指標(biāo)仍然較少,還可以增加數(shù)據(jù)對影響農(nóng)村人均可支配收入的指標(biāo)進(jìn)行更多分析,在數(shù)據(jù)時間序列的預(yù)測方面,所用到的年份數(shù)據(jù)太少,可以把年份改成月份或者季度來進(jìn)行數(shù)據(jù)的查找與使用。

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