江苏区域经济差距探析

苏南,苏中,苏北地区自然条件相差不大,但是经济发展水平却存在较大差异.从苏南,苏中,苏北2001年有关经济数据入手,利用灰色系统理论,通过一些经济指标及相关因素的横向分析和对比,找出主要影响因素.再利用十个主要城市的数据,建立计量经济模型,来探求江苏区域经济发展水平差距的原因.最后对缩小这一差距提出相关建议.     

江苏省城镇居民生活满意度评价分析

基于与居民生活满意度相关的37个指标,对江苏省21个城镇居民进行抽样调查。通过因子分析、聚类分析等多元统计方法以及OLS法对居民生活满意度进行分析,得出主要的影响因素为经济收入。从分析结果中可以看出,苏南与苏北地区的居民生活满意度存在较大差异。根据综合评价结果把江苏省居民生活满意度分为4种类型,其间有明显的区域分异特征,依次从苏南过渡到苏北,呈逐渐降低的趋势。     

基于PLS的江苏省房地产价格影响因素的实证研究

通过偏最小二乘(PLS)方法对江苏省2000-2010年9个指标的汇总数据进行研究,并利用变量投影重要性指标(VIP)考察了各影响因素的重要程度.结果表明,城镇人均住房面积、在岗职工平均收入、人均GDP是影响江苏省房价最重要的因素.同时,考虑到江苏省内部发展的差异,又运用PLS法对苏南、苏中、苏北三地区2004-2010年9个指标的面板数据分别进行了分析.结果表明,在岗职工平均收入对三地区的房价均有较大影响.其余影响因素则因经济发展存在差异.     

城乡收入差距对经济增长的区域异质性影响——基于全要素生产率的调节效应

选取30个省市的面板数据,采用DEA-Malmquist指数法测算出2000-2019年全要素生产率,基于其动态变化视角建立固定效应模型实证分析城乡收入差距对不同地区经济增长的异质性影响.研究发现:城乡收入差距与经济增长的关系存在空间异质性,直辖市、西南和西北地区存在显著的负向关系,中南地区经济会因为收入差距的扩大实现增长,其他地区城乡收入差距的变化对经济增长无显著影响;直辖市城乡收入差距和全要素生产率的交互效应对经济增长产生负向效应,提升全要素生产率有利于缩小城乡收入差距,促进经济稳定发展,而东部、东北、西南和西北地区与之相反;华北、中南地区交互效应对经济增长产生显著的同向效应,全要素生产率与经济增长趋势向好,城乡收入差距仍需改善.     

广西经济增长、金融发展与城乡收入差距的实证研究

探讨了经济增长及金融发展与城乡收入差距之间互动影响,刻画了三者间的逻辑关系,并基于广西1990-2017年的统计数据,运用状态空间模型及卡尔曼滤波算法对三者间动态关系进行了实证分析.结果显示:经济增长对城乡收入差距呈现倒U型曲线形态,而金融发展则显示出具有不断缩小城乡收入差距的趋势.     

对警力与犯罪相互关系的实证研究

文章利用江苏省"十五"期间的面板数据对警力与犯罪问题进行实证研究。与以往文献不同,我们把一线民警从整体警力中剥离出来,认为一线民警的数量与犯罪率存在双向因果关系。通过对联立方程组进行三阶段最小二乘估计(3SLS),我们发现,刑事案件以及治安案件案发数对一线民警比重没有显著的影响;增加一线民警比重能够显著减少刑事案件相对数,而对治安案件却没有显著影响;此外,警察总量对刑事案件以及治安案件的发生都没有显著影响。进一步研究发现,在经济社会环境不同的地区(例如苏南、苏北),尽管案发绝对数存在显著差异,但是警力与犯罪的相互关系并没有表现出显著的差异。     

制造业行业收入差距的影响因素及解决路径分析——以浙江省宁波市为例

本文以浙江省宁波市制造业的行业小类为研究对象,以第一、二次经济普查数据为来源,细分以特征及影响因素两大角度展开实证分析。研究发现:宁波市行业收入差距明显,各经济指标差异显著;同时,石油石化及烟草这两大行业凭借其强大的垄断性独占鳌头,而工艺品及其制造业则一直位列末端;福利性支出扩大了行业间的收入差距;且2004年到2008年,浙江省宁波市行业间的福利性收入差距在不断扩大,但行业间工资性收入差距却逐步缩小,总体上来看,该市人均收入差距缩小明显;两次经济普查中,影响因素的排序皆为:行业盈利能力,行业资本密度,行业垄断和行业技术效率,各因素的影响程度均在加强,以后两者最为明显;四因素对不同收入水平的群体影响程度不同。     

财政支农支出、经济增长、收入差距与区域农村居民消费——基于非参数可加模型的实证研究

本文基于杜生贝利的相对收入假说理论,建立了农村居民消费影响因素的非参数可加模型,利用我国1984-2011年30个省区市的面板数据,对财政支农支出、经济增长和居民收入差距对不同区域农村居民消费支出的线性和非线性影响进行了实证分析。结果表明,我国经济的持续快速增长、居民收入差距和财政支农支出均是影响区域农村居民消费的重要因素,但三者对不同区域农村居民消费的影响方向和影响强度存在显著差异。线性部分回归结果表明经济增长的影响强度远高于收入差距和财政支农支出,而且收入差距对东部和中西部地区产生完全相反的影响。非线性分析结果显示财政支农支出对东、西部地区农村居民消费产生一个显著的"正U"形非线性影响,而对中部地区则产生一个显著的"倒U"形非线性影响。     

技术创新对城乡居民收入差距的影响研究——基于西部民族集聚区经验分析

基于新经济增长理论构建技术创新对城乡居民收入差距的多元分析框架,借助面板分位数回归模型研究技术创新水平、城镇化水平、人口变动、政府财政对城乡收入差距的影响.在实证过程中,采用核密度和空间分析软件揭示近年来新疆城乡收入差距时空特征;借助分位数回归模型探讨技术创新、城镇化、人口增长和政府财政支出等的不同水平对城乡收入差距的影响.实证结果显示:对于西部少数民族聚居区,以城市创新驱动发展、农业劳动生产率和农业机械化水平提升为特征的新型城镇化发展对缩小城乡收入差距具有显著性作用,同时过高的农村人口增长率不利于城乡收入差距的缩小,政府财政支出没有表现出缩小城乡收入差距的显著作用,此外,这些因素对城乡收入差距的影响在其不同水平对城乡收入差距的影响是不同的.     

城乡收入差距、劳动力质量与经济增长——基于非线性STR模型的实证分析

基于平滑转换回归(STR)模型研究了湖北省城乡收入差距、劳动力质量对经济增长的非线性影响效应.结果表明:湖北省城乡收入差距、劳动力质量与经济增长之间确实存在明显的非线性特征,以滞后两阶的城乡收入差距作为转换变量建立LSTR2模型最为恰当.研究发现:当城乡收入差距处于低机制状态时,城乡收入差距的扩大会促进经济增长;但当城乡收入差距处于高机制状态时,城乡收入差距的扩大会抑制经济增长;而劳动力质量的提高始终对经济增长起促进作用.     

Estimation of the measure of the image of the ball

Under study is the class of ring Q-homeomorphisms with respect to the p-module. We establish a criterion for a function to belong to the class and solve a problem that stems from M. A. Lavrentiev [1] on the estimation of the measure of the image of the ball under these mappings. We also address the asymptotic behavior of these mappings at a point.     

On the distributions of the ratios of the extreme roots to the trace of the Wishart matrix

In this paper, the authors cosider the derivation of the exact distributions of the ratios of the extreme roots to the trace of the Wishart matrix. Also, exact percentage points of these distributions are given and their applications are discussed.     

On the rational approximation of the sum of the reciprocals of the Fermat numbers

Let $\mathcal{G}(z):=\sum_{n\geqslant0} z^{2^{n}}(1-z^{2^{n}})^{-1}$ denote the generating function of the ruler function, and $\mathcal {F}(z):=\sum_{n\geqslant} z^{2^{n}}(1+z^{2^{n}})^{-1}$ ; note that the special value $\mathcal{F}(1/2)$ is the sum of the reciprocals of the Fermat numbers $F_{n}:=2^{2^{n}}+1$ . The functions $\mathcal{F}(z)$ and $\mathcal{G}(z)$ as well as their special values have been studied by Mahler, Golomb, Schwarz, and Duverney; it is known that the numbers $\mathcal {F}(\alpha)$ and $\mathcal{G}(\alpha)$ are transcendental for all algebraic numbers α which satisfy 0<α<1. For a sequence u, denote the Hankel matrix $H_{n}^{p}(\mathbf {u}):=(u({p+i+j-2}))_{1\leqslant i,j\leqslant n}$ . Let α be a real number. The irrationality exponent μ(α) is defined as the supremum of the set of real numbers μ such that the inequality |α?p/q|<q ^?μ has infinitely many solutions (p,q)∈?×?. In this paper, we first prove that the determinants of $H_{n}^{1}(\mathbf {g})$ and $H_{n}^{1}(\mathbf{f})$ are nonzero for every n?1. We then use this result to prove that for b?2 the irrationality exponents $\mu(\mathcal{F}(1/b))$ and $\mu(\mathcal{G}(1/b))$ are equal to 2; in particular, the irrationality exponent of the sum of the reciprocals of the Fermat numbers is 2.     

Refinement of the asymptotics of the power of the quantile test

One investigates the asymptotic properties of the quantile test, similar to the properties of the Pearson's chi-square test of fit.Translated from Zapiski Nauchnykh Seminarov Leningradskogo Otdeleniya Matematicheskogo Instituta im. V. A. Steklova AN SSSR, Vol. 153, pp. 5–15, 1986.The author is grateful to D. M. Chibisov for useful remarks.