計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)財(cái)政收入與生產(chǎn)總值分析

1、中國(guó)1978 2008年的財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的分析一、研究目的和要求財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著緊密的聯(lián)系。由于擠出效應(yīng)，財(cái)政收入過度增 長(zhǎng)必然會(huì)減少社會(huì)的有效需求，從而影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展 。但是，如果財(cái)政收入的增長(zhǎng)滯后經(jīng)濟(jì)的增 長(zhǎng)，則可能導(dǎo)致國(guó)家調(diào)控經(jīng)濟(jì)的能力降低，不利于整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。故探討財(cái)政收入對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn) 總值的影響對(duì)政策的制定具有一定的意義。因此，本文！過對(duì)19782008年財(cái)政I攵入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 （GDP數(shù)據(jù)的研究，從計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析的角度，探討財(cái)政收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān) 關(guān)系。二、模型設(shè)定選擇財(cái)政收入Y為被解釋變量。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 X為解釋變量；研究財(cái)政收入的影響

2、因 素離不開一些基本的經(jīng)濟(jì)變量。大多數(shù)相關(guān)的研究文獻(xiàn)中都把總稅收、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值這兩 個(gè)指標(biāo)作為影響財(cái)政收入的基本因素，還有一些文獻(xiàn)中也提出了其他一些變量，比如其他 收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。研究范圍為19782008年的財(cái)政收入與生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，如下表所示， 表1中國(guó)1978 2008年的財(cái)政收入與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（單位：億元）年份財(cái)政收入Y國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X19781132.263645.2219791146.384062.5819801159.934545.6210811175.794891.5610821212.335323.3519831366.955962.6519841642.8672

3、08.0519852004.829016.0419862122.0110275.1819872199.3512058.6219882357.2415042.8219892664.916992.3219902937.118667.8219913149.4821781.5019923483.3726923.4819934348.9535333.9219945218.148197.8619956242.260793.7319967407.9971176.5919978651.1478973.0319989875.9584402.28199911444.0889677.05200013395.2399

4、214.55200116386.0410965564120332.69200321715.25135822.76200426396.47159878.34200531649.29183217.40200638760.2211923.50200751321.78257305.60200861330.35300670.00數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒注： 首先利用EVIEW繪制X和Y的散點(diǎn)圖，如下圖所示從散點(diǎn)圖可以看出財(cái)政收入 Y隨著國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X的提高而增加，大體呈現(xiàn)為線性關(guān) 系。為分析財(cái)政收入和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的關(guān)系規(guī)律性，可以建立如下簡(jiǎn)單線性回歸模型：三、參數(shù)估計(jì)假定所建模型

5、及其中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng) Ui滿足各項(xiàng)古典假定，可以用 OLSt估計(jì)其參數(shù)。EVIEW馱件估計(jì)參數(shù)結(jié)果如下：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 04/09/16 Time: 16:17Sample: 1978 2008Included observations: 31VariableCoefficient Std. Error t-Statistic Prob.?C-1777.183678.2164-2.6203780.0138X0.1888380.00636729.659840.0000R-squared0.968086?Mean dep

6、endent var11703.27Adjusted R-squared0.966986?S.D. dependent var15425.52S.E. of regression2802.778?Akaike info criterion18.77695Sum squared resid2.28E+08?Schwarz criterion18.86947Log likelihood-289.0427?Hannan-Quinn criter.18.80711F-statistic879.7059?Durbin-Watson stat0.135287Prob(F-statistic)0.00000

7、0可用規(guī)范的形式將參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)結(jié)果寫為:擬合情況用圖形表示如下：四、模型檢驗(yàn).經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)估計(jì)的解釋變量的系數(shù)為0.188838,說(shuō)明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP每增加1元，財(cái)政收 入將增加0.188838元。這與預(yù)期的經(jīng)濟(jì)意義相符。.擬合優(yōu)度檢驗(yàn)因?yàn)榭蓻Q系數(shù)R2 0.9681 ,說(shuō)明被解釋變量貝t政收入差異的 96.81%能由解釋變量國(guó)內(nèi) 生產(chǎn)總值做出解釋，模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好。.回歸系數(shù)的t檢驗(yàn)：針對(duì)和Ho : 2 0 ,取 0.05 ,查t分布表得自由度為n 2 29的臨界值為to.025（29）2.045。因?yàn)?t（?1） 2.6204 t0.025（29） 2.045 所以才!絕

8、H。： 1 0。因?yàn)?t（？2） 29.6598 t0.025（29） 2.045,所以拒絕 H0: 2 0。表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP寸財(cái)政收入確實(shí)有顯著影響。五：回歸預(yù)測(cè)Y平均值的點(diǎn)預(yù)測(cè)如果2009年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值為 397983億元，利用所估計(jì)的模型可預(yù)測(cè)2009年財(cái)政收入的情況。Y真實(shí)平均值的區(qū)間預(yù)測(cè)其中 Yf 73377.1308t0.025（29）=2.045, ? 2802.778,n= 31。計(jì)算 X 和 Y 的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果，得XY?Mean?71386.17?11703.27?Median?35333.92?4348.950?Maximum?300670.0?61330.35?Minimum?3645.220?1132.260?Std. Dev.?80372.30?15425.52?Skewness?1.327545?1.863216?Kurtosis?3.968490?5.735788?Jarque-Bera?10.31716?27.60400?Probability?0.005750?0.000001?Sum?2212971.?362801.4?Sum Sq. Dev.?1.94E+11?7.14E+09?Observations?31?31因此，22(Xf X)2 (397983 71386.17)2 106665489366.0489因此當(dāng)2009年Xf