影響我國(guó)財(cái)政收入因素的統(tǒng)計(jì)分析1

計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)期末課程設(shè)計(jì)09級(jí)管理學(xué)院院題目：影響我國(guó)財(cái)政收入因素的統(tǒng)計(jì)分析學(xué)生姓名學(xué)號(hào)專(zhuān)業(yè)班級(jí)2012年5月21日

目錄TOC\o"1-2"\h\z\uHYPERLINK一、引言 3HYPERLINK二、最新研究文獻(xiàn) 3HYPERLINK三、財(cái)政收入影響因素的定量分析 3HYPERLINK2.1變量選擇 3HYPERLINK2.2數(shù)據(jù)說(shuō)明 3HYPERLINK四、模型建立 4HYPERLINK3.1模型說(shuō)明 4HYPERLINK3.2模型數(shù)據(jù)說(shuō)明 4HYPERLINK3.3模型建立 5HYPERLINK3.4回歸模型 5HYPERLINK五、模型檢驗(yàn) 6HYPERLINK4.1經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn) 6HYPERLINK4.2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn) 6HYPERLINK1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn) 6HYPERLINK2）t檢驗(yàn) 6HYPERLINK六、多重共線性檢驗(yàn)及其修正 6HYPERLINK5.1多重共線性檢驗(yàn) 6HYPERLINK5.2多重共線性的修正 7HYPERLINK七、異方差檢驗(yàn)及其修正 8HYPERLINK6.1異方差檢驗(yàn) 8HYPERLINK6.1.1繪制e2對(duì)X2、X3、X4的散點(diǎn)圖 8HYPERLINK6.1.2Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn) 9HYPERLINK6.1.3White檢驗(yàn) 10HYPERLINK6.2異方差的修正 10HYPERLINK八、自相關(guān)的檢驗(yàn)及其修正 13HYPERLINK7.1自相關(guān)的檢驗(yàn) 13HYPERLINK7.2自相關(guān)修正 14HYPERLINK九、結(jié)論與對(duì)策 15

影響我國(guó)財(cái)政收入因素的統(tǒng)計(jì)分析摘要：影響一國(guó)財(cái)政收入的因素有很多，比如稅收收入、三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員數(shù)量等等。本文針對(duì)我國(guó)財(cái)政收入影響因素建立了計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，并利用Eviews軟件對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)回歸以及多重共線性分析，建立了財(cái)政收入影響因素的模型，分析了影響財(cái)政收入主要因素及其影響程度，并提出了相關(guān)政策建議。關(guān)鍵字：財(cái)政收入財(cái)政收入影響因素一、引言財(cái)政作為一個(gè)政府的活動(dòng)，是政府職能的具體體現(xiàn)，主要有資源配置、收入再分配和宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控三大職能。財(cái)政收入是政府部門(mén)的公共收入，是國(guó)民收入分配中用于保證政府行使其公共職能、實(shí)施公共政策以及提供公共服務(wù)的資金需求。財(cái)政收入的增長(zhǎng)情況關(guān)系著一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)的進(jìn)步。因此，研究財(cái)政收入的增長(zhǎng)就顯得尤為必要。財(cái)政收入的主要來(lái)源是各項(xiàng)稅收收入，此外還有政府其他收入和基金收入等。同時(shí)，一個(gè)國(guó)家財(cái)政收入的規(guī)模還要受到經(jīng)濟(jì)規(guī)模等諸多因素的影響。因此我們以財(cái)政收入為因變量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、年末從業(yè)人員數(shù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額、國(guó)家財(cái)政決算中的各項(xiàng)稅收4個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為自變量，利用軟件進(jìn)行回歸分析，建立財(cái)政收入影響因素模型，分析影響我國(guó)財(cái)政收入的主要因素為如何，合理有效的制定我國(guó)的財(cái)政收入計(jì)劃提供一些政策建議。二、最近研究成果：北京市財(cái)政科研所完成了局級(jí)重點(diǎn)課題《北京市征地超轉(zhuǎn)人員的社會(huì)保障問(wèn)題研究》，為市政府科學(xué)決策提供了重要的研究支撐；天津市財(cái)政科研所牽頭完成的《天津市政府投融資平臺(tái)風(fēng)險(xiǎn)防范研究》課題，獲得了市政府多位主要領(lǐng)導(dǎo)的批示河北省財(cái)政科研所、江蘇省財(cái)政科研所等單位主動(dòng)參與財(cái)政部業(yè)務(wù)司局的研究工作，完成預(yù)算司、外經(jīng)辦等單位委托的《中國(guó)地區(qū)間基本公共服務(wù)均等化問(wèn)題研究》、《中美地方層級(jí)經(jīng)濟(jì)合作前景研究》等成果多項(xiàng)；安徽省財(cái)政科研所、寧波市財(cái)稅研究室等單位結(jié)合實(shí)際形成了《財(cái)政促進(jìn)會(huì)展經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究與思考》、《促進(jìn)寧波居民收入分配結(jié)構(gòu)調(diào)整的財(cái)稅政策研究》等研究成果多項(xiàng)，直接服務(wù)于政府決策三、財(cái)政收入影響因素的定量分析3.1變量選擇研究財(cái)政收入的影響因素離不開(kāi)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，比如從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資等。影響財(cái)政收入的因素眾多復(fù)雜，本文從國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資四方面進(jìn)行分析。3.2數(shù)據(jù)說(shuō)明（1）、財(cái)政收入：是指政府為履行其職能、實(shí)施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要而抽泣的一切資金的總和。財(cái)政收入表現(xiàn)為政府部門(mén)在一定時(shí)期內(nèi)（一般為一個(gè)財(cái)政年度）所取得的貨幣收入。財(cái)政收入是衡量一國(guó)政府財(cái)力的重要指標(biāo)，政府在社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)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(cái)政收入的充裕狀況。財(cái)政就是為了滿足社會(huì)公共需要，彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈，以國(guó)家為主體參與的社會(huì)產(chǎn)品分配活動(dòng)。它既是政府的集中性分配活動(dòng)，又是國(guó)家進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要工具。（2）、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值：是指在一定時(shí)期內(nèi)(一個(gè)季度或一年)，一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價(jià)值，常被公認(rèn)為衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì)狀況的最佳指標(biāo)。它不但可反映一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，更可以反映一國(guó)的國(guó)力與財(cái)富。（3）、固定資產(chǎn)投資：是建造和購(gòu)置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，即固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動(dòng)。固定資產(chǎn)再生產(chǎn)過(guò)程包括固定資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、擴(kuò)建、新建等活動(dòng)。（4）從業(yè)人員數(shù)：人口中參加經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的人口數(shù)。不包括從事家務(wù)勞動(dòng)人口、就學(xué)人口、長(zhǎng)期患病不能工作人口、年老或退休人口等。（5）稅收收入：稅收收入是指國(guó)家按照預(yù)定標(biāo)準(zhǔn)，向經(jīng)濟(jì)組織和居民無(wú)償?shù)卣魇諏?shí)物或貨幣所取得的一種財(cái)政收入。是國(guó)家預(yù)算資金的重要來(lái)源。在我國(guó)的稅收收入結(jié)構(gòu)中，流轉(zhuǎn)稅和所得稅居于主體地位。具體有以下來(lái)源：增值稅、消費(fèi)稅、營(yíng)業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個(gè)人所得稅、外國(guó)投資企業(yè)和外國(guó)企業(yè)所得稅、城市維護(hù)建設(shè)稅、車(chē)船使用稅、房產(chǎn)稅、資源稅、筵席稅、印花稅等四、模型建立4.1模型說(shuō)明財(cái)政收入一般由以下幾部分構(gòu)成:稅收收入、國(guó)有企業(yè)上繳的利潤(rùn)收入、債務(wù)收入以及費(fèi)用等其他收入，其中稅收收入是財(cái)政收入的主要來(lái)源。同時(shí)，財(cái)政收入還受到經(jīng)濟(jì)規(guī)模、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資等諸多因素的影響，這里可以用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化來(lái)說(shuō)明除稅收以外的其他因素的變動(dòng)對(duì)財(cái)政收入的影響。4.2模型數(shù)據(jù)說(shuō)明本研究報(bào)告的數(shù)據(jù)來(lái)源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)”采集數(shù)據(jù)的區(qū)間為1980年～2010年附1980～2010全國(guó)財(cái)政決算收入及相關(guān)數(shù)據(jù)表：年份國(guó)家財(cái)政決算收入中各項(xiàng)稅收（億元）國(guó)家財(cái)政決算收入（億元）年末從業(yè)人員數(shù)（萬(wàn)人）全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額（億元）國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）（億元）1980571.71159.9342361910.94545.61981629.891175.8437259614891.61982700.021212.3452951230.45323.41983775.591367464361430.15962.71984947.351642.9481971832.97208.119852040.792004.82498732543.2901619862090.732122512823120.610275.219872140.362199.4527833791.712058.619882390.472357.2543344753.815042.819892727.42664.9553294410.416992.319902821.862937.164749451718667.819912990.173149.48654915594.521781.519923296.913483.37661528080.126923.519934255.34348.956680813072.335333.919945126.885218.16745517042.148197.919956038.046242.26806520019.360793.719966909.827407.996895022913.571176.619978234.048651.146982024941.17897319989262.89875.957063728406.284402.3199910682.5811444.087139429854.789677.1200012581.5113395.237208532917.799214.6200115301.3816386.047279737213.5109655.2200217636.4518903.647328043499.9120332.7200320017.3121715.257373655566.6135822.8200424165.6826396.477426470477.4159878.3200528778.5431649.297464788773.6184937.4200634804.3538760.274978109998.2216314.4200745621.9751321.7875321137323.9265810.3200854223.7961330.3575564172828.4314045.4200959521.5968518.375828224598.8340902.8201073210.7983101.5176105278121.94012024.3模型建立以國(guó)家財(cái)政決算收入為被解釋變量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）、國(guó)家財(cái)政決算收入中各項(xiàng)稅收、年末從業(yè)人員數(shù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額作為解釋變量建立線性回歸模型：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+β4X4t+ui其中，Yt——國(guó)家財(cái)政決算收入X1t——表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）X2t——國(guó)家財(cái)政決算收入中各項(xiàng)稅收X3t——表示年末從業(yè)人員數(shù)X4t——表示全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額β0、β1、β2、β3、β4、β5——表示待定系數(shù)ui——表示隨機(jī)誤差項(xiàng)4.4回歸模型利用eviews軟件，用OLS法回歸可得如下結(jié)果OLS回歸結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/20/12Time:11:41Sample:19802010Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C2231.738552.67504.0380660.0004X10.0009570.0072740.1315540.8963X21.0649630.04775122.302640.0000X3-0.0418680.010683-3.9190100.0006X40.0226940.0065263.4774430.0018R-squared0.999857

Meandependentvar16520.73AdjustedR-squared0.999835

S.D.dependentvar22001.07S.E.ofregression282.4520

Akaikeinfocriterion14.27158Sumsquaredresid2074258.

Schwarzcriterion14.50287Loglikelihood-216.2096

Hannan-Quinncriter.14.34698F-statistic45498.54

Durbin-Watsonstat1.463028Prob(F-statistic)0.000000QUOTE=2231.738+0.000957X1+1.064963X2-0.041868X3+0.022694X4t=（4.038066）（0.131554）（22.30264）（-3.919010）（3.477443）R2=0.999857QUOTE=0.999835F=45498.54DW=1.463028五、模型檢驗(yàn)5.1經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說(shuō)明，在假定其他變量不變的情況下，國(guó)家財(cái)政決算收入中各項(xiàng)稅收每增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)國(guó)家財(cái)政決算收入中各項(xiàng)稅收會(huì)增長(zhǎng)0.096%；在假定其他變量不變的情況下，年末從業(yè)人員數(shù)增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)國(guó)家財(cái)政決算收入會(huì)增長(zhǎng)106.5%;在假定其他變量不變的情況下，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)國(guó)家財(cái)政決算收入會(huì)降低4.19%；在假定其他變量不變的情況下，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）增長(zhǎng)1%，平均來(lái)說(shuō)國(guó)家財(cái)政決算收入會(huì)增長(zhǎng)2.27%。這與理論分析與經(jīng)驗(yàn)判斷相一致。5.2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1）擬合優(yōu)度檢驗(yàn)由4.4中數(shù)據(jù)可以得到R2=0.999857，修正的可決系數(shù)QUOTE=0.999835，這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很好。2)變量的顯著性檢驗(yàn)(t檢驗(yàn))分別針對(duì)H0：βj=0（j=1，2，3，4，5），給定顯著性水平α=0.05，查t分布表得自由度為n-k=26的臨界值tα/2（n-k）=2.056。由3.4中數(shù)據(jù)可得QUOTE對(duì)應(yīng)t統(tǒng)計(jì)量分別為4.038066，0.131554，22.30264，-3.919010，3.477443，其中QUOTE的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值大于2.056，都應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，QUOTE的t統(tǒng)計(jì)量絕對(duì)值小于2.056，應(yīng)該拒絕備擇假設(shè)，也就是說(shuō)國(guó)家財(cái)政決算收入，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）分別對(duì)被解釋變量國(guó)家財(cái)政決算收入都有顯著的影響，而年末從業(yè)人員數(shù)對(duì)被解釋變量國(guó)家財(cái)政決算收入沒(méi)有顯著的影響。3)方程的顯著性檢驗(yàn)(F檢驗(yàn))針對(duì)H0：βj=0（j=2，3，4，5），給定顯著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度k-1=4和n-k=26的臨界值Fα（4，26）=2.74.由3.4中得到F=45498.54，由于F=45498.54>Fα（4，26）=2.74，應(yīng)拒絕原假設(shè)H0：βj=0（j=2，3，4，5），說(shuō)明回歸方程顯著，即國(guó)家財(cái)政決算收入，年末從業(yè)人員數(shù)，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價(jià)）等變量聯(lián)合起來(lái)對(duì)國(guó)家財(cái)政決算收入有顯著影響。六、多重共線性檢驗(yàn)及其修正6.1多重共線性檢驗(yàn)從回歸結(jié)果的系數(shù)以及t值我們可以看出模型可能存在多重共線性，下面我們計(jì)算出解釋變量的相關(guān)系數(shù)。解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如下：變量X1X2X3X4X1

1.000000

0.993302

0.721214

0.979053X2

0.993302

1.000000

0.653618

0.991928X3

0.721214

0.653618

1.000000

0.607997X4

0.979053

0.991928

0.607997

1.000000

由各相關(guān)系數(shù)值可知,解釋變量之間都高度相關(guān)，模型存在嚴(yán)重的多重共線性。6.2多重共線性的修正采用逐步回歸法，來(lái)檢驗(yàn)并解決多重共線性問(wèn)題。分別作y對(duì)x1、x2、x3、x4的一元回歸一元回歸估計(jì)結(jié)果變量X1X2X3X4參數(shù)估計(jì)值0.1994561.350621.2392980.314516t統(tǒng)計(jì)量40.02286220.13084.46788347.46135R20.9822180.9994020.4077040.9872900.9816040.9993810.3872800.986851可見(jiàn)加入X2的修正可決系數(shù)最大，應(yīng)該以X2為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。加入新變量的回歸結(jié)果（一）變量X1X2X3X4X2,X1-0.029179（-4.975477）1.298576（39.24898）0.999660X2,X31.154375（280.8435）-0.050510（-7.188511）0.999775X2,X40.995435（31.40165）0.039243（4.440459）0.999624比較可得，當(dāng)加入X3時(shí)方程的QUOTE改進(jìn)最大，而且個(gè)參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，因此選擇保留X3，再繼續(xù)加入其他新變量逐步回歸。加入新變量的回歸結(jié)果（二）X1X2X3X4X2,x3,x1-0.002932（-0.343420）1.169445（26.52868）-0.046957（-3.735682）0.999767X2,x3,x41.070374（44.93790）-0.040765（-6.268515）0.022562（3.564277）0.999841在加入X2、X3的基礎(chǔ)上加入X4后方程的QUOTE有所改善，且各個(gè)參數(shù)的t檢驗(yàn)均顯著，所以應(yīng)當(dāng)保留X4。加入新變量的回歸結(jié)果（三）X1X2X3X4X2,x3,x4,x10.000957（0.131554）1.064963（22.30264）-0.041868（-3.919010）0.022694（3.477443）0.999835當(dāng)加入X1時(shí)，QUOTE沒(méi)有提高，其參數(shù)的t檢驗(yàn)不顯著。因此去除X1最后修正嚴(yán)重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為：QUOTE=2178.690+1.070374X2-0.040765X3+0.022562X4t=（5.872354）（44.93790）（-6.268515）（3.564277）R2=0.999857QUOTE=0.999841F=62956.07DW=1.470169七、異方差檢驗(yàn)及其修正7.1異方差檢驗(yàn)7.1.1繪制e2對(duì)X2、X3、X4的散點(diǎn)圖從圖上看，散點(diǎn)集中于左下角，模型可能存在異方差。下面我們運(yùn)用其他方法進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷漠惙讲钍欠翊嬖凇?.1.2Goldfeld-Quanadt檢驗(yàn)由于n=31刪除四分之一的觀測(cè)值，也就是大約7個(gè)觀測(cè)值，余下部分平分得到兩個(gè)樣本區(qū)間：1980~1991和1999~2010，它們的樣本個(gè)數(shù)均為12個(gè)，即n1=n2=12。采用OLS進(jìn)行估計(jì)。DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/20/12Time:13:53Sample:19801991Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-787.7499299.0150-2.6344830.0300X20.3704790.0897514.1278680.0033X30.0391310.0075505.1831800.0008X40.0420180.0544560.7715890.4625R-squared0.992545

Meandependentvar1999.403AdjustedR-squared0.989749

S.D.dependentvar697.8872S.E.ofregression70.65790

Akaikeinfocriterion11.61478Sumsquaredresid39940.31

Schwarzcriterion11.77641Loglikelihood-65.68867

Hannan-Quinncriter.11.55494F-statistic355.0346

Durbin-Watsonstat2.502786Prob(F-statistic)0.000000

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/20/112Time:13:55Sample:19992010Includedobservations:12VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C9743.16214283.100.6821460.5144X21.1196090.05725819.553730.0000X3-0.1504430.200618-0.7498970.4748X40.0124280.0123681.0048180.3444R-squared0.999834

Meandependentvar36910.18AdjustedR-squared0.999771

S.D.dependentvar23848.43S.E.ofregression360.5755

Akaikeinfocriterion14.87448Sumsquaredresid1040118.

Schwarzcriterion15.03612Loglikelihood-85.24689

Hannan-Quinncriter.14.81464F-statistic16037.13

Durbin-Watsonstat2.290085Prob(F-statistic)0.000000有結(jié)果計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量：

F=QUOTE=QUOTE=26.04181判斷在α=0.05下，分子分母的自由度都是（31-7）/2-4=8，查F分布表得到臨界值F0.05（8，8）=3.44，因?yàn)镕=26.04181>F0.05（8，8）=3.44，所以拒絕原假設(shè)，表明模型存在異方差。7.1.3White檢驗(yàn)使用EViews得到以下結(jié)果：HeteroskedasticityTest:WhiteF-statistic28.71478

Prob.F(9,21)0.0000Obs*R-squared28.67028

Prob.Chi-Square(9)0.0007ScaledexplainedSS22.91936

Prob.Chi-Square(9)0.0064TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:05/20/12Time:16:49Sample:19802010Includedobservations:31VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-1108436.685409.8-1.6171870.1208X2290.0531148.91161.9478210.0649X2^20.0054150.0022852.3699230.0274X2*X3-0.0046240.002233-2.0707820.0509X2*X4-0.0030380.001238-2.4534210.0230X340.1161126.505721.5134890.1451X3^2-0.0003200.000245-1.3048300.2061X3*X40.0025800.0007543.4230150.0026X4-174.587551.71831-3.3757380.0029X4^20.0004090.0001662.4563110.0228R-squared0.924848

Meandependentvar66956.09AdjustedR-squared0.892640

S.D.dependentvar98811.72S.E.ofregression32376.52

Akaikeinfocriterion23.86395Sumsquaredresid2.20E+10

Schwarzcriterion24.32653Loglikelihood-359.8912

Hannan-Quinncriter.24.01474F-statistic28.71478

Durbin-Watsonstat1.700188Prob(F-statistic)0.000000

從表可看出nR2=28.67028，而在5%的顯著性水平下，查表得臨界值Χ2（9）=16.919。因?yàn)閚R2=28.67028>Χ2（9）=16.919,所以，表明模型存在異方差。從上述幾種方法檢驗(yàn)結(jié)果可以看出模型存在異方差性，那么我們將對(duì)其進(jìn)行修正。7.2異方差的修正運(yùn)用加權(quán)最小二乘法估計(jì)過(guò)程中，我們分別使用權(quán)w1=1/x2,w2=1/x2^2,w3=1/sqr(x2)，。經(jīng)比較發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)w3的效果比較好，下面給出權(quán)數(shù)w1、w2、w3的回歸結(jié)果DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/20/12Time:14:27Sample:19802010Includedobservations:31Weightingseries:W1VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C1615.115315.38265.1211300.0000X20.6934360.1026986.7521670.0000X3-0.0223090.007573-2.9456940.0066X40.1240560.0305134.0656740.0004WeightedStatisticsR-squared0.990514

Meandependentvar3109.770AdjustedR-squared0.989460

S.D.dependentvar766.5424S.E.ofregression215.2590

Akaikeinfocriterion13.70148Sumsquaredresid1251084.

Schwarzcriterion13.88651Loglikelihood-208.3729

Hannan-Quinncriter.13.76179F-statistic939.7561

Durbin-Watsonstat1.141270Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.998226

Meandependentvar16520.73AdjustedR-squared0.998029

S.D.dependentvar22001.07S.E.ofregression976.8039

SumsquaredresidDurbin-Watsonstat0.595311DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/20/12Time:14:28Sample:19802010Includedobservations:31Weightingseries:W2VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C269.4737327.91550.8217780.4184X20.3148060.1353052.3266430.0277X30.0122590.0083581.4666910.1540X40.1904840.0599923.1751580.0037WeightedStatisticsR-squared0.935786

Meandependentvar1503.341AdjustedR-squared0.928651

S.D.dependentvar2477.187S.E.ofregression113.5166

Akaikeinfocriterion12.42169Sumsquaredresid347922.4

Schwarzcriterion12.60672Loglikelihood-188.5362

Hannan-Quinncriter.12.48200F-statistic131.1561

Durbin-Watsonstat1.696653Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.973838

Meandependentvar16520.73AdjustedR-squared0.970931

S.D.dependentvar22001.07S.E.ofregression3751.096

Sumsquaredresid3.80E+08Durbin-Watsonstat0.106940

DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:05/20/12Time:14:29Sample:19802010Includedobservations:31Weightingseries:W3VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C2179.146265.39878.2108390.0000X20.9881290.05366918.411530.0000X3-0.0382880.005657-6.7687660.0000X40.0452640.0153362.9513900.0065WeightedStatisticsR-squared0.999006

Meandependentvar6966.490AdjustedR-squared0.998895

S.D.dependentvar4843.265S.E.ofregression255.0939

Akaikeinfocriterion14.04105Sumsquaredresid1756968.

Schwarzcriterion14.22609Loglikelihood-213.6363

Hannan-Quinncriter.14.10137F-statistic9043.425

Durbin-Watsonstat1.238294Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.999781

Meandependentvar16520.73AdjustedR-squared0.999756

S.D.dependentvar22001.07S.E.ofregression343.5156

Sumsquaredresid3186080.Durbin-Watsonstat1.099033

經(jīng)比較可知，用權(quán)數(shù)w3的效果最好，修正后的模型為：QUOTE=2179.146+0.988129X2-0.038288X3+0.045264X4t=（8.210839）（18.41153）（-6.768766）（2.951390）R2=0.999006QUOTE=0.998895F=9043.425DW=1.238294八、自相關(guān)的檢驗(yàn)及其修正8.1自相關(guān)的檢驗(yàn)1%的顯著性水平，查DW統(tǒng)計(jì)表可知，dL=0.960dU1.510。此模型DW值為1.238294。為無(wú)法判斷的區(qū)域。此時(shí)只能改用圖示法來(lái)檢驗(yàn)。通過(guò)EViews軟件得出該模型的殘差圖如下上圖表明模型顯然存在自相關(guān)。在這里我們使用廣義差分法進(jìn)行彌補(bǔ)。8.2自相關(guān)修正DependentVariable:EMethod:LeastSquaresDate:05/20/12Time:14:47Sample(adjusted):19812010Includedobservations:30afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

E(-1)0.4206670.2216801.8976300.0677R-squared0.110457

Meandependentvar0.114935AdjustedR-squared0.110457

S.D.dependentvar331.4580S.E.ofregression312.6166

Akaikeinfocriterion14.36060Sumsquaredresid2834145.

Schwarzcriterion14.40730Loglikelihood-214.4090

Hannan-Quinncriter.14.37554Durbin-Watsonstat1.188304

QUOTE=0.420667et-1由此可知QUOTE=0.420667，對(duì)原模型進(jìn)行廣義差