吉林省社會(huì)保障財(cái)政支出最優(yōu)規(guī)模的動(dòng)態(tài)分析——基于時(shí)變參數(shù)狀態(tài)空間模型
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【部分圖文】:
圖1吉林省社會(huì)保障財(cái)政支出占財(cái)政總支出的最優(yōu)比例變化時(shí)序圖
為反映社會(huì)保障財(cái)政支出占財(cái)政總支出的最優(yōu)比例在樣本區(qū)間內(nèi)的動(dòng)態(tài)變化過(guò)程,利用卡爾曼濾波迭代算法估計(jì)1998—2018年內(nèi)每一年的社會(huì)保障財(cái)政支出占財(cái)政總支出的最優(yōu)比例,繪制成圖(見(jiàn)圖1),并與每年的實(shí)際社會(huì)保障財(cái)政支出占財(cái)政總支出的比例進(jìn)行比較,其數(shù)值如表2所示。從圖1和表2可以....
圖2社會(huì)保障財(cái)政支出動(dòng)態(tài)空間模型擬合與殘差分布圖
從圖2可以看出所構(gòu)建的狀態(tài)空間模型的擬合精度較高,實(shí)際值與預(yù)測(cè)值擬合很好,殘差分布呈隨機(jī)性,為白噪音。為進(jìn)一步驗(yàn)證所建立的狀態(tài)空間模型的穩(wěn)定性,對(duì)量測(cè)方程的殘差序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明,殘差序列的ADF值為-2.033,P值為0.043,表明殘差序列在5%的顯著水平上平....
圖3吉林省社會(huì)保障財(cái)政支出實(shí)際規(guī)模與最優(yōu)規(guī)模的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)
利用公式St=(γ1/γ)t×Ft,計(jì)算1998—2018年間每年的最優(yōu)社會(huì)保障財(cái)政支出規(guī)模St,并計(jì)算其與實(shí)際社會(huì)保障財(cái)政支出規(guī)模之差,其數(shù)值如表3所示,動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)如圖3所示。從表3和圖3可以看出,1998—2018年,吉林省最優(yōu)社會(huì)保障財(cái)政支出規(guī)模的動(dòng)態(tài)變化呈現(xiàn)非線性的逐年....
圖4吉林省社會(huì)保障財(cái)政支出的實(shí)際邊際產(chǎn)出與最優(yōu)邊際產(chǎn)出
從圖4可以看出,除2002—2006年外,社會(huì)保障財(cái)政支出的邊際產(chǎn)出MPG均大于1。根據(jù)Barro法則可知,社會(huì)保障財(cái)政支出的最優(yōu)狀況是MPG=1,即當(dāng)邊際產(chǎn)出MPG大于1時(shí),說(shuō)明社會(huì)保障財(cái)政支出整體不足,繼續(xù)增加社會(huì)保障財(cái)政支出在邊際上是有效率的,會(huì)帶來(lái)更多的凈收益;而當(dāng)邊際產(chǎn)....
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