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计量经济学论文eviews


计量经济学论文
总分 得分 40

一、问题提出
自改革开放以来,中国经济的高速增长是有目共睹的,1981~2009 年的 29 年来, 中国的财政收入也在高速的增长,从 2002 年中国财政收入不足 2 万亿元, 到 2006 年接近 4 万亿元,再到 2007 年上半年突破 2.6 万亿元,短短 5 年间中国 国家财政收入实现高速增长。中国财政部数据显示,2007 年 1 至 6 月累计全国 财政收入达到 26117.84 亿元,同比增长 30.6%,完成预算的 59.3%,增幅比上 年同期提高 8.6 个百分点,财政收入增收额创近几年同期最高。 2007 年上半年我国财政收入达到 2.6 万亿元,可以说是继 2006 年财政收入 突破 4 万亿元大关后的又一个惊人数据。在经济高增长的背景下,财政收入的持 续高速增长,特别是税收收入增长持续高于同期 GDP 增长,成为推动财政收入 增长的主要原因。目前,我国财政收入的主体是税收收入,2006 年税收收入已 经占到了全部财政收入的 95.7%。 目前在我国税收当中, 占比重最大的是增值税, 由于现阶段我国依然依靠投资来拉动经济, 这也带来了目前我国财政收入增长比 较快的结果。其实,财政收入增长过快只是表象,而投资增长过快造成的经济过 热的体制顽疾才是最需要担心的,因此,面对高速增长的财政收入,人们担心的 是经济过热问题还会越来越严重。如果财政收入大幅度增长,远远高于国民收入 的增长速度,就会出现一系列问题。 收入是一国政府实现政府职能的基本保障, 对国民经济的运行及社会的发展 起着非凡的作用。首先,它是一个国家各项收入得以实现的物质保证。一个国家 财政收入规模的大小通常是衡量其经济实力的重要标志。其次,财政收入是国家 对经济实行宏观调控的重要经济杠杆。 财政收入的增长情况关系着一个国家的经 济的发展和社会的进步。因此,研究财政收入的增长显得尤为重要。财政收入的 主要来源是各项税收收入, 此外还有政府其他收入和基金收入等。同时一个国家 的财政收入的规模还受到经济规模等诸多因素的影响。 本文就建立财政收入影响 因素模型, 实证分析影响我国财政收入的主要因素,为如何合理有效地制定我国 的财政收入计划提供一些政策性 建议。

二、模型设定

研究财政收入的影响因素离不开一些基本的经济变量。 回归变量的选择是建 立回归模型的一个极为重要的问题。如果遗漏了某些重要变量,回归方程的效果 肯定不会好。而考虑过多的变量,不仅计算量增大许多,而且得到的回归方程稳 定性也很差, 直接影响到回归方程的应用。通过经济理论对财政收入的解释以及 对实践的观察,对财政收入影响的因素主要有税收、国内生产总值、全社会固定 资产投资等。 (1)税收。税收由于具有征收的强制性、无偿性和固定性特点,可以为政 府履行其职能提供充足的资金来源。因此,各国都将其作为政府财政收入的最重 要的收入形式和最主要的收入来源。 (2)国内生产总值。常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标。GDP 会促 进国民收入, 从而会提高居民个人收入水平直接影响居民储蓄量,并与财政收入 的增长保持一定的同向性。 (3)全社会固定资产投资。是建造和购置固定资产的经济活动,即固定资 产再生产活动。主要通过投资来促进经济增长,扩大税源,进而拉动财政税收收 入整体增长。 (4)模型形式的设计 本文以财政收入 Y(亿元)为因变量,税收 X1(亿元) 、国内生产总值 X2 (亿元) 、全社会固定资产投资 X3(亿元)3 个经济指标为自变量,建立多元函 数,即: lnY= C+ C1lnX1+ C2lnX2+ C3lnX3+ μ

三、数据的收集
本文以 《中国统计年鉴》 为源, 使用了 1981—2009 年税收、 国内生产总值、 全社会固定资产投资的数据,数据真实可靠。为了消除异方差,对数据做取对数 处理,利用 E- views 进行回归分析,排除以往模型存在的多重共线性,建立财 政收入影响因素更精确模型,分析影响财政收入的主要因素及其影响程度。 1981-2009 年财政收入及其影响因素的数据 年份 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 国家财政收入 税收 (亿元) 1175.8 1212.3 1367.0 1642.9 2004.8 2122.0 2199.4 2357.2 2664.9 2937.1 3149.5 3483.4 4349.0 5218.1 (亿元) 629.89 700.02 775.59 947.35 2040.79 2090.73 2140.36 2390.47 2727.40 2821.86 2990.17 3296.91 4255.3 5126.88 国内生产总值 (亿元) 4891.6 5323.4 5962.7 7208.1 9016.0 10275.2 12058.6 15042.8 16992.3 18667.8 21781.5 26923.5 35333.9 48197.9 全社会固定资产投 资额 (亿元) 961.01 1230.40 1369.06 2450.50 2543.19 3019.62 3640.86 4496.54 4137.73 4449.29 5508.80 7854.98 12457.88 17042.94

1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009

6242.2 7408.0 8651.1 9876.0 11444.1 13395.2 16386.0 18903.6 21715.3 26396.5 31649.3 38760.2 51321.8 61330.4 68476.9

6038.04 6909.82 8234.04 9262.8 10682.58 12581.51 15301.38 17636.45 20017.31 24165.68 28778.54 34804.35 45621.97 54223.79 59521.59

60793.7 71176.6 78973.0 84402.3 89677.1 99214.6 109655.2 120332.7 135822.8 159878.3 183217.5 211923.5 257305.6 314045.4 335352.9

20019.26 22913.55 24941.11 28406.17 29854.71 32917.73 37213.49 43499.91 55566.61 70477.4 88773.6 109998.1624 137323.9381 172828.3998 224598.7679

注:1.2006 年以前,农业各税包括农业税、牧业税、耕地占用税、农业特产 税、契税和烟叶税;从 2006 年起,农业各税只包括耕地占用税、契税和烟叶 税。 2.企业所得税 2001 年以前只包括国有及集体企业所得税,从 2001 年起, 企业所得税还包括除国有企业和集体企业外的其他所有制企业所得税,与以 前各年不可比。 3.国内增值税不包括进口产品增值税; 国内消费税不包括进口产品消 费税。

四、模型的估计与调整
1. 参数估计与解释变量问题处理 假定所建模型及其中的随机扰动项 μ 满足各项古典假定。利用 E- views 对上述 基本模型进行 OLS 参数估计: lnY= C+ C1lnX1+ C2lnX2+ C3lnX3+ μ Eviews 的最小二乘法计算结果见表 1 表 1 回归结果

根据表 1 中数据,模型估计的结果为
? ln Y i ? 1 . 6928 ? 0 . 6930 ln X 1 ? 0 . 3195 ln X
2

? 0 . 4719 ln X

3

(0.6921) t=(2.4457)
R
2

(0.1687) (4.1080)
2

(0.2476) (-1.2903) F=566.1477

(0.2424) (1.9466)
df ?

? 0 . 9855

R

? 0 . 9838

25

(1)多重共线性的检验 由此可见,该模型 R 2 ? 0 . 9855 , R ? 0 . 9838 可决系数很高,F 检验的值为 566.1477,说明回归方程明显显著。首先,由于税收是国家政府财政收入最主要 的收入来源, 很大程度上决定于财政收入的充裕状况;国内生产总值与财政收入 的增长保持一定的同向性;全社会固定资产投资通过刺激 GDP 增长,间接影响 财政税收收入整体增长。所以,财政收入一般和税收、GDP、全社会固定资产投 资呈正相关关系, C1 至 C3 应该均为正值。 即 而且财政收入中税收应占很大一 部分比重,即 C1 的数值应该比较高。上面模型得到的 C1 和 C3 都为正符合 经济理论,但 C2 却为负与经济理论相悖。其次,税收、GDP、全社会固定资 产投资的 t 统计量值分别为 4.1080、-1.2903、1.9466。在显著性水平为 0.05 时,
t ? / 2 ( n ? k ) ? t 0 .025 ( 29 ? 4 ) ? 2 . 060
2

,不仅 lnX2 和 lnX3 的系数 C2、C3 的 t 检验不

显著, 而且 lnX2 系数的符号与预期相反,这表明很可能存在严重的多重共线性。 计算各解释变量的相关系数,选择 lnX1、lnX2、lnX3 数据,得相关系数矩阵如 下表 2 所示: 表 2 为相关系数矩阵

由相关系数矩阵可以看出, 各解释变量相互之间的相关系数较高,证实确实存在 严重多重共线性。 (2)修正多重共线性 采用逐步回归的办法,去检验和解决多重共线性问题。分别作 lny 对 lnx1、lnx2、 lnx3 的一元回归,结果如表 3 所示 表3 变量 参数估计值 t 统计量
R
2

一元回归估计结果 lnX1 0.9336 0.9832 0.9825 lnX2 0.9322 0.9624 0.961 lnX3 0.7859 32.5335 0.9751 0.9742

39.6998 26.2797

R

2

其中,加入 lnX1 的方程 R 2 最大,以 lnX1 为基础,顺次加入其他变量逐步回归。 结果如表 4 所示 表4 lnX1 0.8643 (5.7062) 0.6774 (3.9751) 加入新变量的回归结果 lnX2 lnX3
R

变量 lnX1,lnX2 lnX1,lnX3

2

0.0709 (0.4636) 0.2186 (1.5178)

0.9820 0.9833

经比较,虽然新加入 lnX3 方程 R 2 =0.9833,改进最大,但是各参数(除了税收 lnX1)在 ? ? 0 . 05 显著性水平下,t 检验均不显著,说明均要剔除 lnX2 与 lnX3, 最终修正严重多重共线性影响后的回归结果为: 表 5 修正后方程的回归结果

? ln Y t ? 0 . 7071 ? 0 . 9336 ln X t

t=(3.4049)
R
2

(39.6998)
R
2

? 0 . 9832

=0.9825

F=1576.071

DW=0.3854 这说明,当税收每增加 1%,平均来说财政收入会增加 0.9336% 2.随机扰动项 自相关问题的处理 (1)自相关的检验 该回归方程可决系数较高,回归系数均显著,对样本量为 29、一个解释变量的 模型、在 0.05 显著水平下,查 DW 统计表可知,因为由表 5 的 DW 值=0.3854, 查表得 d L ? 1 . 341 , d U ? 1 . 483 ,模型中 DW< d L ,显然财政收入模型中有自相关, 而且是正相关,这一点从残差图中也可以看出,图 1 如下

(2)自相关的修正:使用 e t 进行滞后一期的自回归,可得回归方程 表 6 回归方程结果

? et ?

0.7361 e t ?1

? 由式可知 ? ? 0 . 7361 ,对原模型进行广义差分,得到广义差分方程:

ln Y t ? 0 . 7361 ln Y t ?1 ? C 1(1 ? 0 . 7361 ) ? C 2 (ln X t ? 0 . 7361 ln X t ?1 ) ? v t

对上式的广义差分方程进行回归,可得方程输出结果 表 7 广义差分方程输出结果

由表 6 可得回归方程为
* ?* ln Y t ? 0 . 1442 ? 0 . 9477 ln X t

Se=(0.1267) t=(1.1375)
R
2

(0.0513) (18.4734) F=341.2685 DW=2.0120

? 0 . 9292

其中 ln Y t * ? ln Y t ? 0 . 7361 ln Y t ?1 , ln X t* ? ln X t ? 0 . 7361 ln X t ?1 由于使用广义差分数据,样本容量减少了 1 个,为 28 个,查 5%显著水平的 DW 统计表可知 d L ? 1 . 328 , d U ? 1 . 476 , 模型中 4- d U ,>DW=2.0120> d U , 说明在 5%显 著水平下广义差分模型中已无自相关,不必再进行迭代,同时可见,可决系数、 t、F 统计量也均达到理想水平。 由差分方程式有:
?? =0.1442/(1-0.7361)=0.5464191

由此,得到最终的财政收入模型为
ln Y t ? 0 . 5464 ? 0 . 9477 ln X t ? ? t

由财政收入模型可知,当年税收第增长 1%,平均说来财政收入会增长 0.9477% 异方差问题的处理

(1)异方差的检验 由于各年存在不同的税收收入,因此,每年对税收收入的数量存在不同的变化, 这种差异使得模型很容易产生异方差,从而影响模型的估计和运用,为此,必须 对该模型是否存在异方差进行检验。 由表 5 的估计结果,对其进行 White 检验,根据 White 检验中辅助函数的构造, 最后一项为变量的交叉乘积,因为本式为一元函数,帮无交叉项,则辅助函数为
? t ? ? 1 ? ? 2 ln X t ? ? 3 , (ln X t ) ? v t
2 2

经估计出现 White 检验结果,见表 8 表 8 White 检验结果

从表 8 可以看出,nR 2 =27.4669,由 White 检验知,在 ? ? 0 . 05 下,查 ? 2 分布表, 得临界值 ? 02.( 2) ? 5 . 9915 ,同时 lnX 和(lnX)^2 的 t 检验值也显著,比较计算 05
( 的 ? 2 统计量与统计值,因为 nR 2 =27.4669> ? 02.05 2) ? 5 . 9915 ,所以拒绝原假设,

不拒绝备择假设,表明模型存在异方差

五、本文的结论
(1)该模型的经济意义很明显,即财政收入主要取决于税收。lnX1 的系数为财 政收入的税收弹性,即当年税收每增长 1%,平均说来财政收入会增长 0.9477%; 可见税收变化相当影响财政收入的变化。

(2)税收弹性系数为 0.9477,与 1 非常接近,说明财政收入的增加基本上来 源于税收的增加。 (3)当然,以上不一定只有税收才是影响财政收入的因素,上述模型中不排除 在多重共线修正的时候把一些相关的因素给排除掉,例如国内生产总值、就业人 数、全社会固定资产投资额对财政收入的影响。 (4)模型的不足:模型样本采用时间序列分析,虽然在最后通过剔出线性解释 变量使模型多重线性性质并不显著,但在此基础上的 R2 极高,仅能说明该方 程能较好地解释影响财政收入的因素,而拟合率其实并没有实际看到的这么高。

六、政策建议
(1)加强税收征管,提高财政和税收收入。目前,我国的税收已占财政收入的 90%以上, 我国的税收已是财政收入的最主要来源。 国家运用税收筹集财政收入, 通过预算安排用于财政支出,提供公共产品和公共服务,促进了经济的发展。税 务部门要大力组织税收, 确保国家税收为政府履行公共服务和社会管理职能提供 可靠的财力保障。这就要求税务机关要依法治税、依法征税,通过加强各方面管 理和服务工作,不断提高税收征收率,保持税收随着经济的发展平稳增长。 (2)加强税费改革、推进税制改革调整各项税收政策。税收作为宏观调控的重 要工具,具有内在稳定器的功能,对经济运行产生调节作用。进行税费改革并不 意味着把所有的政府收费全部改为征税, 而是要将两者之间的比例保持在合理的 区域范围内。 国家可以根据不同时期的经济形势,制定和实施相应的税收政策来 调控经济总量、 调整经济结构。 税务部门要适应经济形势发展和国家宏观调控的 需要,按照“简税制、宽税基、低税率、严征管”的原则及实行有利于增长方式 转变、科技进步和能源节约的财税制度的要求,推进税收制度改革。 参考文献: [1]《宏观经济理论与计量方法(修订本) 谢为安 中国财政经济出版社 》 [2]《计量经济学》 (第二版)庞皓 科学出版社 [3]《西方经济学》李军 西南财经大学出版社 [4] 马海涛:中国税制[M]. 中国人民大学出版社,2009. [5] 张晓峒:计量经济分析[M]. 经济科学出版社,2003. [6] 陈共:财政学[M].中国人民大学出版社,2007. [7]中国统计年鉴


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