計量經(jīng)濟學(xué)實驗報告

1、 計量經(jīng)濟學(xué)實驗報告影響財政收入的主要因素學(xué)生姓名 學(xué) 號 6011211324 所屬學(xué)院 經(jīng)濟與管理學(xué)院 專 業(yè) 農(nóng)林經(jīng)濟管理 班 級 15-3班 指導(dǎo)教師 塔里木大學(xué)教務(wù)處制影響財政收入的主要因素(基于多重共線性、異方差后的自相關(guān)、協(xié)整檢驗)一、研究的目的要求：財政收入，是政府為履行其職能、實施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要而籌集的一切資金的總和。財政收入表現(xiàn)為政府部門在一定時期內(nèi)（一般為一個財政年度）所取得的貨幣收入。財政收入是衡量一國政府財力的重要指標，政府在社會經(jīng)濟活動中提供公共物品和服務(wù)的范圍和數(shù)量，在很大程度上決定于財政收入的充裕狀況。財政是同國家的產(chǎn)生和存在相聯(lián)系，國家為了維

2、持自身的存在和發(fā)揮職能，必須消耗一定的社會產(chǎn)品。但是，國家本身通常不直接從事生產(chǎn)活動，因而必須憑借自身擁有的政治權(quán)力，強制性地征收一部分社會產(chǎn)品，以滿足各方面支出的需要。 這種國家的收入和支出就是財政，它是國家憑借政治權(quán)力而進行的社會產(chǎn)品的分配。2013年中國政府已成為全球第二富裕的政府，所以來研究財政的影響因素是很有必要的，為更好的掌握我國的財政收入具有重要的作用，更好地服務(wù)社會，促進人類文明的進步。 二、模型的設(shè)定及其估計： 經(jīng)分析，影響財政收入的因素很多，主要的因素有國民總收入（x1）、稅收收入（x2）、能源消費總量(x3)、預(yù)算外財政收入(x4)，因此，可設(shè)定如下的計量經(jīng)濟模型：yt=

3、0+1x1+2x2+3x3+4x4+其中yt為第t年財政收入（億元），x1表示國民總收入（億元），x2表示稅收收入（億元），x3表示能源消費總量（億元），x4表示預(yù)算外財政收入（億元）。下面是在中國統(tǒng)計年鑒上收集到的數(shù)據(jù)，經(jīng)整理后得到1978-2011年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，如下所示：1978-2011年中國財政收入及其相關(guān)數(shù)據(jù)年份財政收入（y）/億元國民總收入（x1）/億元稅收收入（x2）/億元能源消費總量（x3）/億元預(yù)算外財政收入（x4）/億元19781132.2603645.2519.280057144.00347.110019791146.4004062.6537.820058588.0045

4、2.850019801159.9304545.6571.700060275.00557.400019811175.8004889.5629.890059447.00601.700019821212.3005330.5700.020062067.00802.740019831367.0005985.6775.590066040.00967.680019841642.9007243.8947.350070904.001188.48019852004.8209040.72040.79076682.001530.03019862122.00010274.42090.73080850.001737.31

5、019872199.40012050.62140.36086632.002028.80019882357.20015036.82390.47092997.002360.77019892664.90017000.92727.40096934.002658.83019902937.10018718.32821.86098703.002708.64019913149.48021826.22990.170103783.03243.30019923483.37026937.33296.910109170.03854.92019934348.95035260.04255.300115993.01432.5

6、4019945218.10048108.55126.880122737.01862.53019956242.20059810.56038.040131176.02406.50019967407.99070142.56909.820138948.03893.34019978651.14078060.98234.040137798.02826.00019989875.95083024.39262.800132214.03082.290199911444.0888479.210682.58133831.03385.170200013395.2398000.512581.51138553.03826.

7、430200116386.04108068.215301.38143199.04300.000200218903.64119095.717636.45151797.04479.000200321715.25134977.020017.31174990.04566.800200426396.47159453.624165.68203227.04699.180200531649.29183617.428778.54224682.05544.160200638760.20215904.434804.35246270.06407.880200751321.78266422.045621.9726558

8、3.06820.320200861330.35316030.354219.62285000.06617.25200968518.30340320.059521.59306647.06414.65201083101.51399759.573210.79324939.05794.422011103874.43472115.089738.39348002.06725.26根據(jù)以上數(shù)據(jù)，我們作出了y、x1、x2、x3、x4之間的線性圖，如圖所示：中國財政收入及其相關(guān)數(shù)據(jù)圖形從圖中可以看出有兩條線交匯了，它們是國民總收入（x1）與能源消費總量（x3），這說明我國能源消費總量逐年增長速度大于國民總收入的增

9、長速度，在過去的經(jīng)濟增長中是以高能耗獲取經(jīng)濟的增長，未來應(yīng)該逐步改變這種經(jīng)濟發(fā)展模式。利用eviews軟件，生成yt、x1、x2、x3、x4等數(shù)據(jù)，采用這些數(shù)據(jù)對模型進行ols回歸，回歸結(jié)果如下：可決系數(shù)很高，f統(tǒng)計量值為42446.10,明顯顯著。但是當(dāng)時，該模型:不僅x1、x3、x4系數(shù)的t檢驗不顯著，而且它們的系數(shù)的符號與預(yù)期的相反，這表明很可能存在嚴重的多重共線性。計算各解釋變量的相關(guān)系數(shù) ：各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)較高，表明各解釋變量間確實存在嚴重的多重共線性。三、修正多重共線性： 采用逐步回歸法檢驗和解決多重供線性問題。分別作y 對x1、x2、x3、x4的一元回歸 ，結(jié)果如下：變量

10、x1x2x3x4參數(shù)估計值0.2070411.1435300.30138210.62109t 統(tǒng)計量42.93776226.449918.743548.2391260.98290.9993760.9165190.6796260.98240.9993570.9139100.669614其中，加入x2的方程最大，以x2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。結(jié)果如下所示： 變量變量x2x1x3x4x2,x11.341726（45.44130）-0.036406（-6.753837）0.999731x2,x31.227453（112.4950）-0.023980（-7.985675）0.999783x2,

11、x41.177142（199.4187）-0.453223（-6.817074）0.999734經(jīng)比較，新加入的變量的系數(shù)的符號與實際不符合，我們可確定該模型不是很好,因此重新設(shè)置模型：lny=0+1x2+tlnxt,回歸結(jié)果如下：結(jié)合前面相關(guān)系數(shù)，最終選擇了x4，剔除了x1、x3，所以最后修正后的結(jié)果為：lny = 1.1680+ （3.2700e-05）*x2 + 0.9152*lnx4t= (1.384070 ) (7.930959) (8.094245)=0.924541 =0.919673 f=189.9105 dw=0.383477這說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng) 稅收收入每

12、增加1元，平均說來財政收入增加（3.2700e-05）億元，當(dāng)預(yù)算外財政收入每增長1%，平均說來財政收入會增長0.9152%。這就實現(xiàn)了減輕多重共線性的目的。四、異方差的檢驗：（一）問題的提出和模型設(shè)定： 根據(jù)以上的結(jié)果，計量經(jīng)濟模型估計結(jié)果為：lny = 1.1680+ 3.2700e-05*x2 + 0.9152*lnx4t= (1.384070 ) (7.930959) (8.094245)=0.924541 =0.919673 f=189.9105 （二）檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲睿?、圖形法 1）生成殘差平方序列： 2）繪制對x2、lnx4的散點圖：e分別對x2、lnx4的散點圖由以上散點圖可

13、以看出，殘差平方對解釋變量x2、lnx4的散點圖，基本上是成增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實存在異方差還應(yīng)通過更進一步的檢驗。2、 goldfeld-quanadt檢驗 1）對變量取值排序（按遞增） 2)構(gòu)造子樣本區(qū)間，建立回歸模型。樣本n=34,刪除中間1/4的觀測值，即大約8個觀測值，余下部分平均分得兩個樣本區(qū)間：1978-1990和1999-2011，它們的樣本個數(shù)均是13個，即n1=n2=13。 用eviews軟件的ols方法求得如下結(jié)果：樣本區(qū)間為1978-1990的回歸結(jié)果 樣本區(qū)間為1999-2011的回歸結(jié)果3） 求f統(tǒng)計量值 用上面兩組回歸結(jié)果中的殘差平方和

14、的數(shù)據(jù)求得：f=3.2288754） 判斷 在=0.05下，分子分母的自由度都為10查f分布表得臨界值（10,10）=2.98，因為f=3.228875（10,10）=2.98 ，所以拒絕原假設(shè)，表明模型確實存在異方差。3、 white檢驗 由下面的估計結(jié)果作white檢驗 根據(jù)white檢驗中輔助函數(shù)的構(gòu)造，最后一項為變量的交叉乘積項，因為是二元函數(shù)，所以有交叉乘積項，則輔助函數(shù)為：=+經(jīng)估計出現(xiàn)white檢驗結(jié)果，如下所示： 從表中可以看出，nr=19.55429，由white檢驗，在=0.05下，查分布表，得臨界值=11.0705，比較計算統(tǒng)計量與臨界值，因為nr=19.55429=11

15、.0705,所以拒絕原假設(shè)（h0:a1=a2=a3=a4=a5=0），不拒絕備擇假設(shè)(h1:a1、a2、a3、a4、a5不全為0)，表明模型存在異方差。4、 異方差性的修正 運用加權(quán)最小二乘法（wls）估計過程中，我們分別選用了，,。利用eviews軟件得到以下的估計結(jié)果：經(jīng)比較，發(fā)現(xiàn)權(quán)數(shù)w5的效果最好，如下：估計結(jié)果如下：=2.055117+（3.67e-05）+0.792379lnt=(3.180374) (7.892409) (8.711651)r=0.9257 dw=0.3328 f=193.1026可以看出運用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢驗均顯著，f檢驗也顯著并不是原先

16、的那種現(xiàn)象，平均說來是稅收收入每增加1億元，財政收入增加（3.67e-05）億元，預(yù)算外資金收入每增加1億元，財政收入增加億元，這就基本上符合實際情況。 5、 自相關(guān)的檢驗與修正 1、自相關(guān)的檢驗：修正多重共線性、異方差后的估計結(jié)果殘差圖從以上的回歸估計結(jié)果dw=0.3328異常小，查dw在1%顯著水平下得dl=1.128 ， du=1.364，模型中dwdu,說明在1%顯著水平下廣義差分模型中已無自相關(guān)，不必再進行迭代。同時可見，可決系數(shù)r、t、f統(tǒng)計量也均達到理想水平。由差分方程式有：=8.6196 ， 1、2不變由此，我們得到最終的影響中國財政收入的模型：lnyt = 8.6196 +

17、(2.83e-05)x2+ 0.0290lnx4由模型可知，稅收收入的邊際消費傾向為(2.83e-05)，預(yù)算外收入的邊際消費傾向為，即是稅收收入每增加1元，財政收入(2.83e-05)元；預(yù)算外收入每增加1元，財政收入增加元。6、 單位跟檢驗、granger因果檢驗、協(xié)整檢驗與誤差修正模型：我們可知所用的影響財政收入的相關(guān)數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，需要檢驗其平穩(wěn)性，并用eg兩步法考察他們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整關(guān)系的檢驗方法，首先回答財政收入、稅收收入與預(yù)算外收入序列是否為非平穩(wěn)序列，即檢察幾階單整數(shù)。1、 單位根檢驗 首先先對財政收入y序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗用到的方法是adf檢驗法，則得

18、到結(jié)果如下所示：從檢驗結(jié)果看，在1%、5%、10%三個顯著水平下，單位根檢驗的mackinnon臨界值分別為 -3.661661、 -2.960411、 -2.619160，t檢驗統(tǒng)計量值9.326379大于相應(yīng)臨界值，從而不能拒絕h0，表明財政收入（y）序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。為了得到財政收入（y）序列的單整階數(shù)，繼續(xù)對它進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果表明則用二階差分序列做單位根檢驗，滯后2期，再次得到估計結(jié)果是不存在單位根的，如下：從檢驗結(jié)果看，在1%、5%、10%三個顯著水平下，單位根檢驗的mackinnon臨界值分別為 -4.296729、 -3.568379、 -3.218382，t

19、檢驗統(tǒng)計量值 -9.771686,小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕h0，表明財政收入（y）的差分序列不存在單位根 ，是平穩(wěn)序列。即（y）序列是二階單整的，y(2)。同理，對稅收收入（x2）與預(yù)算外收入（x4）進行檢驗，檢驗結(jié)果是二階單整和一階單整的，即x2(2),x4(1)。為了分析財政收入（y）和稅收收入x2）與預(yù)算外收入（x4）之間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們先做兩個變量之間的回歸，然后檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性。從自相關(guān)分析中可得出殘差序列e=resid,為檢查回歸殘差的平穩(wěn)性，對e序列進行單位根檢驗，由于殘差序列的均值為0，所以選擇無截距項，估計結(jié)果如下： 在5%的顯著水平下，t檢驗統(tǒng)計量值為-5.430

20、638，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕h0，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明財政收入（y）和稅收收入（x2）與預(yù)算外收入（x4）之間存在協(xié)整關(guān)系。2、granger 因果檢驗已知可得財政收入（y）和稅收收入（x2）與預(yù)算外收入（x4）之間存在協(xié)整關(guān)系，表明三者之間有長期均衡關(guān)系，那么他們?nèi)咧g又有怎樣的相關(guān)關(guān)系，到底是誰在影響誰？會不會是雙向影響的呢？我們用granger因果檢驗法對它們進行檢驗，檢驗結(jié)果如下：從檢驗結(jié)果我們可以看出稅收收入（x2）對財政收入（y）的影響遠遠大于財政收入（y）對稅收收入（x2）的影響，同理，也可以說明預(yù)算外收入的影響遠大于財政收入對預(yù)算外收入的影響。所以稅收收入（x2）和預(yù)算外收入（x4）是原因，而財政收入（y）是這兩者的結(jié)果。因此，財政收入（y）是被解釋變量，而稅收收入（x2）和預(yù)算外收入 （x4）為解釋變量。3、誤差修正可知財政收入（y）和稅收收入（x2）與預(yù)