影響我國財政收入因素的統(tǒng)計分析1

計量經(jīng)濟學期末課程設計09級管理學院院題目：影響我國財政收入因素的統(tǒng)計分析學生姓名學號專業(yè)班級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 3HYPERLINK三、財政收入影響因素的定量分析 3HYPERLINK2.1變量選擇 3HYPERLINK2.2數(shù)據(jù)說明 3HYPERLINK四、模型建立 4HYPERLINK3.1模型說明 4HYPERLINK3.2模型數(shù)據(jù)說明 4HYPERLINK3.3模型建立 5HYPERLINK3.4回歸模型 5HYPERLINK五、模型檢驗 6HYPERLINK4.1經(jīng)濟檢驗 6HYPERLINK4.2.統(tǒng)計檢驗 6HYPERLINK1）擬合優(yōu)度檢驗 6HYPERLINK2）t檢驗 6HYPERLINK六、多重共線性檢驗及其修正 6HYPERLINK5.1多重共線性檢驗 6HYPERLINK5.2多重共線性的修正 7HYPERLINK七、異方差檢驗及其修正 8HYPERLINK6.1異方差檢驗 8HYPERLINK6.1.1繪制e2對X2、X3、X4的散點圖 8HYPERLINK6.1.2Goldfeld-Quanadt檢驗 9HYPERLINK6.1.3White檢驗 10HYPERLINK6.2異方差的修正 10HYPERLINK八、自相關(guān)的檢驗及其修正 13HYPERLINK7.1自相關(guān)的檢驗 13HYPERLINK7.2自相關(guān)修正 14HYPERLINK九、結(jié)論與對策 15

影響我國財政收入因素的統(tǒng)計分析摘要：影響一國財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。本文針對我國財政收入影響因素建立了計量經(jīng)濟模型，并利用Eviews軟件對收集到的數(shù)據(jù)進行相關(guān)回歸以及多重共線性分析，建立了財政收入影響因素的模型，分析了影響財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：財政收入財政收入影響因素一、引言財政作為一個政府的活動，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)濟調(diào)控三大職能。財政收入是政府部門的公共收入，是國民收入分配中用于保證政府行使其公共職能、實施公共政策以及提供公共服務的資金需求。財政收入的增長情況關(guān)系著一個國家經(jīng)濟的發(fā)展和社會的進步。因此，研究財政收入的增長就顯得尤為必要。財政收入的主要來源是各項稅收收入，此外還有政府其他收入和基金收入等。同時，一個國家財政收入的規(guī)模還要受到經(jīng)濟規(guī)模等諸多因素的影響。因此我們以財政收入為因變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值、年末從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資總額、國家財政決算中的各項稅收4個經(jīng)濟指標為自變量，利用軟件進行回歸分析，建立財政收入影響因素模型，分析影響我國財政收入的主要因素為如何，合理有效的制定我國的財政收入計劃提供一些政策建議。二、最近研究成果：北京市財政科研所完成了局級重點課題《北京市征地超轉(zhuǎn)人員的社會保障問題研究》，為市政府科學決策提供了重要的研究支撐；天津市財政科研所牽頭完成的《天津市政府投融資平臺風險防范研究》課題，獲得了市政府多位主要領導的批示河北省財政科研所、江蘇省財政科研所等單位主動參與財政部業(yè)務司局的研究工作，完成預算司、外經(jīng)辦等單位委托的《中國地區(qū)間基本公共服務均等化問題研究》、《中美地方層級經(jīng)濟合作前景研究》等成果多項；安徽省財政科研所、寧波市財稅研究室等單位結(jié)合實際形成了《財政促進會展經(jīng)濟發(fā)展的研究與思考》、《促進寧波居民收入分配結(jié)構(gòu)調(diào)整的財稅政策研究》等研究成果多項，直接服務于政府決策三、財政收入影響因素的定量分析3.1變量選擇研究財政收入的影響因素離不開一些基本的經(jīng)濟變量。大多數(shù)相關(guān)的研究文獻中都把總稅收、國內(nèi)生產(chǎn)總值這兩個指標作為影響財政收入的基本因素，還有一些文獻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。影響財政收入的因素眾多復雜，本文從國內(nèi)生產(chǎn)總值、稅收收入、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資四方面進行分析。3.2數(shù)據(jù)說明（1）、財政收入：是指政府為履行其職能、實施公共政策和提供公共物品與服務需要而抽泣的一切資金的總和。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。財政就是為了滿足社會公共需要，彌補市場失靈，以國家為主體參與的社會產(chǎn)品分配活動。它既是政府的集中性分配活動，又是國家進行宏觀調(diào)控的重要工具。（2）、國內(nèi)生產(chǎn)總值：是指在一定時期內(nèi)(一個季度或一年)，一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務的價值，常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標。它不但可反映一個國家的經(jīng)濟表現(xiàn)，更可以反映一國的國力與財富。（3）、固定資產(chǎn)投資：是建造和購置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟活動，即固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動。固定資產(chǎn)再生產(chǎn)過程包括固定資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、擴建、新建等活動。（4）從業(yè)人員數(shù)：人口中參加經(jīng)濟活動的人口數(shù)。不包括從事家務勞動人口、就學人口、長期患病不能工作人口、年老或退休人口等。（5）稅收收入：稅收收入是指國家按照預定標準，向經(jīng)濟組織和居民無償?shù)卣魇諏嵨锘蜇泿潘〉玫囊环N財政收入。是國家預算資金的重要來源。在我國的稅收收入結(jié)構(gòu)中，流轉(zhuǎn)稅和所得稅居于主體地位。具體有以下來源：增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅、外國投資企業(yè)和外國企業(yè)所得稅、城市維護建設稅、車船使用稅、房產(chǎn)稅、資源稅、筵席稅、印花稅等四、模型建立4.1模型說明財政收入一般由以下幾部分構(gòu)成:稅收收入、國有企業(yè)上繳的利潤收入、債務收入以及費用等其他收入，其中稅收收入是財政收入的主要來源。同時，財政收入還受到經(jīng)濟規(guī)模、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資等諸多因素的影響，這里可以用國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化來說明除稅收以外的其他因素的變動對財政收入的影響。4.2模型數(shù)據(jù)說明本研究報告的數(shù)據(jù)來源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”采集數(shù)據(jù)的區(qū)間為1980年～2010年附1980～2010全國財政決算收入及相關(guān)數(shù)據(jù)表：年份國家財政決算收入中各項稅收（億元）國家財政決算收入（億元）年末從業(yè)人員數(shù)（萬人）全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）（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模型建立以國家財政決算收入為被解釋變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）、國家財政決算收入中各項稅收、年末從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(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——國家財政決算收入X1t——表示國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）X2t——國家財政決算收入中各項稅收X3t——表示年末從業(yè)人員數(shù)X4t——表示全社會固定資產(chǎn)投資總額β0、β1、β2、β3、β4、β5——表示待定系數(shù)ui——表示隨機誤差項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5.1經(jīng)濟檢驗模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，國家財政決算收入中各項稅收每增長1%，平均來說國家財政決算收入中各項稅收會增長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1%，平均來說國家財政決算收入會增長106.5%;在假定其他變量不變的情況下，全社會固定資產(chǎn)投資總額增長1%，平均來說國家財政決算收入會降低4.19%；在假定其他變量不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）增長1%，平均來說國家財政決算收入會增長2.27%。這與理論分析與經(jīng)驗判斷相一致。5.2.統(tǒng)計檢驗1）擬合優(yōu)度檢驗由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，這說明模型對樣本的擬合很好。2)變量的顯著性檢驗(t檢驗)分別針對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對應t統(tǒng)計量分別為4.038066，0.131554，22.30264，-3.919010，3.477443，其中QUOTE的t統(tǒng)計量絕對值大于2.056，都應當拒絕原假設，QUOTE的t統(tǒng)計量絕對值小于2.056，應該拒絕備擇假設，也就是說國家財政決算收入，全社會固定資產(chǎn)投資總額，國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）分別對被解釋變量國家財政決算收入都有顯著的影響，而年末從業(yè)人員數(shù)對被解釋變量國家財政決算收入沒有顯著的影響。3)方程的顯著性檢驗(F檢驗)針對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，應拒絕原假設H0：βj=0（j=2，3，4，5），說明回歸方程顯著，即國家財政決算收入，年末從業(yè)人員數(shù)，全社會固定資產(chǎn)投資總額，國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）等變量聯(lián)合起來對國家財政決算收入有顯著影響。六、多重共線性檢驗及其修正6.1多重共線性檢驗從回歸結(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，來檢驗并解決多重共線性問題。分別作y對x1、x2、x3、x4的一元回歸一元回歸估計結(jié)果變量X1X2X3X4參數(shù)估計值0.1994561.350621.2392980.314516t統(tǒng)計量40.02286220.13084.46788347.46135R20.9822180.9994020.4077040.9872900.9816040.9993810.3872800.986851可見加入X2的修正可決系數(shù)最大，應該以X2為基礎，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，當加入X3時方程的QUOTE改進最大，而且個參數(shù)的t檢驗顯著，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的基礎上加入X4后方程的QUOTE有所改善，且各個參數(shù)的t檢驗均顯著，所以應當保留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當加入X1時，QUOTE沒有提高，其參數(shù)的t檢驗不顯著。因此去除X1最后修正嚴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、異方差檢驗及其修正7.1異方差檢驗7.1.1繪制e2對X2、X3、X4的散點圖從圖上看，散點集中于左下角，模型可能存在異方差。下面我們運用其他方法進一步檢驗模型的異方差是否存在。7.1.2Goldfeld-Quanadt檢驗由于n=31刪除四分之一的觀測值，也就是大約7個觀測值，余下部分平分得到兩個樣本區(qū)間：1980~1991和1999~2010，它們的樣本個數(shù)均為12個，即n1=n2=12。采用OLS進行估計。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)果計算F統(tǒng)計量：

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，因為F=26.04181>F0.05（8，8）=3.44，所以拒絕原假設，表明模型存在異方差。7.1.3White檢驗使用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。因為nR2=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結(jié)果可以看出模型存在異方差性，那么我們將對其進行修正。7.2異方差的修正運用加權(quán)最小二乘法估計過程中，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)的檢驗及其修正8.1自相關(guān)的檢驗1%的顯著性水平，查DW統(tǒng)計表可知，dL=0.960dU1.510。此模型DW值為1.238294。為無法判斷的區(qū)域。此時只能改用圖示法來檢驗。通過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行彌補。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，對原模型進行廣義差