2025年現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)實(shí)踐與創(chuàng)新研究報(bào)告

水影響財(cái)政收入的重要原因?qū)I(yè)農(nóng)林經(jīng)濟(jì)管理影響財(cái)政收入的重要原因一、研究的目的規(guī)定：的一切資金的總和。財(cái)政收入體現(xiàn)為政府部門在一定期期內(nèi)(一般為一種財(cái)政年度)所強(qiáng)制性地征收一部分社會(huì)產(chǎn)品，以滿足各方面支出的需要。這種國(guó)家的收入和支出就二、模型的設(shè)定及其估計(jì)：能源消費(fèi)總量(X3)、預(yù)算外財(cái)政收入(X4),因此，可設(shè)定如下的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：其中Yt為第t年財(cái)政收入(億元),X1表達(dá)國(guó)民總收入(億元),X2表達(dá)稅收收入(億元),X3表達(dá)能源消費(fèi)總量(億元),X4表達(dá)預(yù)算外財(cái)政收入(億元)。下面是在中國(guó)記錄年鑒上搜集到的數(shù)據(jù)，經(jīng)整頓后得到1978-的記錄數(shù)據(jù)，如下所財(cái)政收入(Y)/國(guó)民總收入(X1)/億元稅收收入(X?)/能源消費(fèi)總量(X?)/億元預(yù)算外財(cái)政收入(X?)/億元從圖中可以看出有兩條線交匯了，它們是國(guó)民總收入(X1)與能源消費(fèi)總量(X3),這闡明我國(guó)能源消費(fèi)總量逐年增長(zhǎng)速度不小于國(guó)民總收入的增長(zhǎng)速度，在過(guò)去的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中是以高能耗獲取經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，未來(lái)應(yīng)當(dāng)逐漸變化這種經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。運(yùn)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(duì)模型進(jìn)行OLS回歸，回歸成果如下：Date:10/31/13Time:C不僅X1、X3、X4系數(shù)的t檢查不明顯，并且它們的系數(shù)的符號(hào)與預(yù)期的相反，這表明很也許存在嚴(yán)重的多重共線性。計(jì)算各解釋變量的有關(guān)系數(shù)：YY各解釋變量之間的有關(guān)系數(shù)較高，表明各解釋變量間確實(shí)存在嚴(yán)重的多重共線性。三、修正多重共線性：采用逐漸回歸法檢查和處理多重供線性問(wèn)題。分別作Y對(duì)X1、X2、X3、X4的一元回歸，成果如下：t記錄量置模型：Iny=βo+β1X?+βtInXt,回歸成果如下：CCoefficientStd.Errort-Stat0.0000C結(jié)合前面有關(guān)系數(shù)，最終選擇了X4,剔除了X1、X3,因此最終修正后的成果為：Inyt=(1.384070)(7這闡明，在假定其他變量不變的狀況下，當(dāng)稅收收入每增長(zhǎng)1元，平均說(shuō)來(lái)財(cái)政收入增長(zhǎng)(3.2700e-05)億元，當(dāng)預(yù)算外財(cái)政收入每增長(zhǎng)1%,平均說(shuō)來(lái)財(cái)政收入會(huì)增長(zhǎng)0.9152%。這就實(shí)現(xiàn)了減輕多重共線性的目的。四、異方差的檢查：(一)問(wèn)題的提出和模型設(shè)定：C-15.98820Hannan-Quinnc根據(jù)以上的成果，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型估計(jì)成果為：(二)檢查模型的異方差：1)生成殘差平方序列：X出出1)對(duì)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(cè)值，即大概8個(gè)觀測(cè)值，余下部分平均分得兩個(gè)樣本區(qū)間：1978-1990和1999-,它們的樣本個(gè)數(shù)均是13個(gè)，即n1=n2=13。用Eviews軟件的OLS措施求得如下成果：樣本區(qū)間為1978-1990的回歸成果C樣本區(qū)間為1999-的回歸成果C3)求F記錄量值4)判斷在a=0.05下，分子分母的自由度都為10查F分布表得臨界值Fo?(10,10)=2.98,由于F=3.228875>Fo.o?(10,10)=2.98,因此拒絕原假設(shè)，表明模型確實(shí)存在異方差。CoefficientStd.Errort-StatisticCσ2=a?+α?X?+α?lnX?,+α?X2,+CoefficientStd.Errort-StatisticC S.E.ofregression -1.590812從表中可以看出，nR2=19.55429,由White檢查，在a=0.05下，查分布表，得臨界值5,比較計(jì)算記錄量與臨界值，由于nR2=19.55429>5,因此拒絕原假設(shè)(Ho:a1=a2=a3=a4=a5=0),不拒絕備擇假設(shè)(H: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(yùn)用加權(quán)最小二乘法(WLS)估計(jì)過(guò)程中，我們分別選用了Eviews軟件得到如下的估計(jì)成果：Date:11/01/13Time:C-14.69245Hannan-Quinnc估計(jì)成果如下：(ny),=2.055117+(3.67E-05R2=0.9257DW=0.3328可以看出運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性后，參數(shù)的t檢查均明顯，F(xiàn)檢查也明顯并不是原先的那種現(xiàn)象，平均說(shuō)來(lái)是稅收收入每增長(zhǎng)1億元，財(cái)政收入增長(zhǎng)(3.67E-05)億元，預(yù)算外資金收入每增長(zhǎng)1億元，財(cái)政收入增長(zhǎng),這就基本上符合實(shí)際狀況。1、自有關(guān)的檢查：修正多重共線性、異方差后的估計(jì)成果Date:12/05/13Time:CoefficientStd.Errort-StatC3.67E-050.00000.390385Akaikeinfocrit-14.69245Hannan-Quinncri山從以上的回歸估計(jì)成果DW=0.3328異常小，查DW在1%明顯水平下得dL=1.128,dU=1.364,模型中DW<dL,很顯然模型中存在自有關(guān)。又根據(jù)殘差圖的走勢(shì)可以鑒定模型具有正自有關(guān)。2、自有關(guān)的補(bǔ)救：為處理自有關(guān)問(wèn)題，我們選用廣義差分法。由估計(jì)成果可得殘差序列et,運(yùn)用Eviews由此可知估計(jì)的p=0.8775,對(duì)原模型進(jìn)行廣義差分，得廣義差分方程：lny-0.8775lny.=β1(1-0.8775)+β2(Xt-0.8775Xt-1)+β3(lnx4-0.8775下面是運(yùn)用Eviews所得的廣義差分方程回歸成果tC由此我們可以寫出回歸方程：t=(9.7538)(8.0039)(由于用了廣義差分法數(shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為33個(gè)。查1%明顯水平的DW記錄量可知dL=1.114,dU=1.358,模型中DW=1.9941>du,闡明在1%明顯水平下廣義差分模型中已無(wú)自有關(guān)，不必再進(jìn)行迭代。同步可見，可決系數(shù)R2、t、F記錄量也均到達(dá)理想水平。由差分方程式有：由此，我們得到最終的影響中國(guó)財(cái)政收入的模型：由模型可知，稅收收入的邊際消費(fèi)傾向?yàn)?2.83E-05),預(yù)算外收入的邊際消費(fèi)傾向收入增長(zhǎng)六、單位跟檢查、Granger因果檢查、協(xié)整檢查與誤差修正模型：首先先對(duì)財(cái)政收入Y序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢查，檢查用到的措施是ADF檢查法，則得到成果如下所示：NullHypothesis:YhasaLagLength:2(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=2)AugmentedDickey-Full*MacKinnon(1996)one-s從檢查成果看，在1%、5%、10%三個(gè)明顯水平下，單位根檢查的Mackinnon臨界值分別為-3.661661、-2.960411、-2.619160,t檢查記錄量值9.326379不小于對(duì)應(yīng)臨界值，從而不能拒絕Ho,表明財(cái)政收入(Y)序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。為了得到財(cái)政收入(Y)序列的單整階數(shù)，繼續(xù)對(duì)它進(jìn)行單位根檢查，檢查成果表明則用二階差分序列做單位根檢查，滯后2期，再次得到估計(jì)成果是不存在單位根的，如下：AugmentedDickey-Full從檢查成果看，在1%、5%、10%三個(gè)明顯水平下，單位根檢查的Mackinnon臨界值分別為-4.296729、-3.568379、-3.218382,t檢查記錄量值-9.771686,不不小于對(duì)應(yīng)臨界值，從而拒絕Ho,表明財(cái)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~I(2)。同理，對(duì)稅收收入(X2)與預(yù)算外收入(X4)進(jìn)行檢查，檢查成果是二階單整和一階單整的，即X2~I(2),X4~I(1)。為了分析財(cái)政收入(Y)和稅收收入X2)與預(yù)算外收入(X4)之間與否存在協(xié)整關(guān)系，我們先做兩個(gè)變量之間的回歸，然后檢查回歸殘差的平穩(wěn)性。從自有關(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(duì)E序列進(jìn)行單位根檢查，由于殘差序列的均值為0,因此選擇無(wú)截距項(xiàng)，估計(jì)成果如下：AugmentedDickey-Fullerteststatistic-5.X4doesnotGrangerCauseX4doesnotGrangerCaus從檢查成果我們可以看出稅收收入(X2)對(duì)財(cái)政收入(Y)的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)不小于財(cái)政收入(Y)對(duì)稅收收入(X2)的影響，同理，也可以闡明預(yù)算外收入的影響遠(yuǎn)不小于財(cái)政收入對(duì)預(yù)算外收入的影響。因此稅收收入(X2)和預(yù)算外收入(X4)是原因，而財(cái)政收入(Y)是這兩者的成果。因此，財(cái)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?？芍?cái)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，表明三者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但從短期來(lái)看，也許會(huì)出現(xiàn)失衡，為了增強(qiáng)模型的精度，可以把協(xié)整回歸式(初始模型的估計(jì)成果)中的誤差項(xiàng)et看做均衡誤差，通過(guò)建立誤差修正模型把稅收收入與預(yù)算外收入的短期行為與長(zhǎng)期變化聯(lián)絡(luò)起來(lái)。誤差修正模型的構(gòu)造如下：△InYt=a+β1△X2t在EViews中，可生成財(cái)政收入(Y)和稅收收入(X2)與預(yù)算外收入(X4)的差分DX2t=△X2t=X2t-X2t-1然后以DInYt作為被解釋變量，以DX2t、DInX4t和et-1作為解釋變量，回歸模型估計(jì)成果如下：tC最終得到的誤差修正模型的估計(jì)成果：△InYt=0.1198+8.55E-06△X2t+2.699764△InX0.03329[lny-2.055117-(3.67E