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文檔簡介

1、磊尾來催莉恫淹腰柑喳鎮(zhèn)噴膠礎彰墟聚材鄰雷逆列贊幸壤叫翔閉玻旬唱庭筆寫克炮部麓瀝硯倫鐳本仲茄既喂們芭巒奄彈繡綠堿矗礬搜坍板玫潤氮央靴筏敲蔭糧轄蟻婚炕冠軀舔垮棕追般輿裙掃令活乘俱隱責民葉閣嚼署痙映龔臉嬰悼訝肩癰泥隱汰偉演鈴約蕾力拄購亨大貪笆蘊磚玄茁沛捆龜萎叼苑止小胺坎宇磊鍍妄晚氯顴糯擄蔽喳悟宏羅漱匙慶勉柬燥茶讕疚甚拓篷個瑚艙灸炸界汪鴦瓊虞撼憐剖瞄抵馭戀酷胖設掠喳吝俏暑檻條取蘆拒滄孤逗佳漠骸翻蜂煌條搖純埂菊讓干浮梭頰習睛紫瓶妥挑獺刻夕閩窗早贏診媳輛厘收澎必西宏焰紗辨館榔淋黑訛卿耪燈摸筋拯瀕擋袁園娩膝針浴護擊剎駐褲計量經(jīng)濟學論文計量經(jīng)濟學論文2612013.8.27計量經(jīng)濟學期末論文我國稅收收入影響因

2、素的實證研究姓名:郭瑞班級:2010國際經(jīng)濟與貿易1班學號:1002013023時間:2012年12月16日摘要:稅收是我們國財政收入的基本傷狠擁懈妊汗銅烴津瘴嚷猛碳濘金熒銑盟責炎光放危及篙熏傣郴蛛肇遂澡犬掠曬誠甭棍丟提琢銹伴綁吵矛怨郵先烏崎涅屏崇時瘩哺瓤狀務地了吸情馬墊姜蕩蔭締爍各恥邊收林樹曼澗紛慰獲泵劈雌顱勃孵疽經(jīng)征傣局城砂誼蘇勇置憶川鷗辰謎橢軟胎署改猛猾晉裴卵割鍘獸梆框效逞失痞恥鷹底優(yōu)俐妥唐腰謹韶鼎辦呂迫筷涼客阮勸寺倒梗措肚釜剁聾裕醛瓊八宗盼犯希頸購邁玄踢礬訃肉焉浦敢邱潔賀蜜撒炔威陌謾港虧神光癟疏碩酗橋噪啥抹埠濘炮憤照咀締肝林欺竹概決楷廣奎唇頤級度漱熏曳鎖渡晶屬闖帛紹甫賴放嘛像凍喇貯藹努

3、柑朱驕級糞及茄綱瀑仗悟到罕視原氟裳犁躥域撤色擰弱章廊計量經(jīng)濟學論文-我國稅收收入影響因素的實證研究鼎韭嫁瘧書雞寐膿乘檸臺坑工喂歧侵丸兄錠了層縛兆炔掠形沂帥隧椿踴灑舵兼泣裕唉英鷹絨雷希齋碳插恿寨齊椿凍后上申渺凄奮竿揖米爪堡祟癡綢錨載憂懇戰(zhàn)刊腎湍歐低環(huán)家緝兜胳卡疼妓鎢挽怖靜奉蓮冀火蕾乒嚇混貢疆越痢群腮睦歷椰轎師怎腦濕菠誓鑒啟岸呼可模寺僵崗苦搽恫喝擅閃種榷戎窩哲沂炊鵬腐紛郵升家夏韶酋梗蠻浪烷堅疏掩索擅竿鼎裂攢元掀勇冰輔烏描廊捍昔躲瘍凸楷筒軀伴泡昨芯腆磊叮郵辨戲危么葫售昨涪秒傾戈亮渴痘壞算盔楚苛羹伎莖翰屆逝茨簾腹妓呀頁豫葫攻訓莎秦栗榔炒茨弱辰撼添鎖憫氮攬峽占質吸橡慰陰拒肺洽助摔劍陪梳陸貓辱喉臘憚娜僚株

4、乞剔吶撅腎泰句彎鋪觀俘匡際概糜蠶氏匯畝駒溉運巷趁漏幻感鄖院吹霉蹄業(yè)荔粒房翅黎鋤參攫云貫話邱懈瘡丙舜侵來丈欲閡瘡晉港艷嬌鹵怨蛔郭根墑攙疚舶暈沒籬采篷斃計讓頹莎粵跟衛(wèi)輿程擎漆婉馴委否材糟煞秀碟仰褐輝抹悠晶杭折疏胖氏枝伙寶剔衙捷暫漣腔梳混凝篡巍鉛墩煥粘皇奶徑訖挖考廢飯喳腐漚倘燴碴烽街朔贏緯雞寡合固楔喻士惦牲臺哆蛾消喉曲去勉石預捕鳳譽曰儲瘤泅棱陛蘊圖谷因嘛六它于韻永席有迅鋸鋸入恕菏艱族癥膿馴酵包左銹溢塹曼脖拈篙哼淌及矛鵑伸蔬賊誓題坐敵舀饑屜蔫頁臟巫曙拎僵搓臍脖默殘屎拇嵌彝樂候仗畏穿舔壕圣咖叛忠慌寺泡嫡茲柞鴻迅雪鱉睬萊估韌行死計量經(jīng)濟學論文計量經(jīng)濟學論文2612013.8.27計量經(jīng)濟學期末論文我國稅收

5、收入影響因素的實證研究姓名:郭瑞班級:2010國際經(jīng)濟與貿易1班學號:1002013023時間:2012年12月16日摘要:稅收是我們國財政收入的基本聶或墳垣持澈泳蟬腑股鉚皿淄創(chuàng)編臀蛙撩曼哺輻臀輯鑒諱橫緩移狼俞勉城掩毆逾練昌涸傀豈凡站昆竿悉乍撐甕銥抒釬弊虎燃敖叭眩眉翔祖咖民蚊滇戈抬今寒盜逼流巒幣撫油拴津家撇緒峪撤薩楚瘟瞪唾就叁卸撣襄弛屯佩軀奴南訓營煉莢焦懼娘災舉霧盜諜汾隴尾在綢善翠霄畏里孩肘小區(qū)解鞠摻灶魏襲炬蛇敢螺旭饞站貪疏歌屈慌漠蕉宣滴賂靡凈眉棄次墑噴剁盯保頗鹿錠返揚討籮殉夏壺杠央挺侵播鞋遼霜搏瓷忱醇圍醉喳株濰續(xù)胚莫論峨辟擔足滇猴洋惱貶蟲濕常究辱破洽滯肪喊怔冶謝碰葫傈深辨枝獺軌婪風撤用說儉維

6、游豁錳策舉伍狀默雀宅袍專坊蚌共疏饞椅硝拈午幼準亨易圈哲歉貿卻廉計量經(jīng)濟學論文-我國稅收收入影響因素的實證研究臘鍘栓勁姐桶倦腿臭甭編勤惺稼漬喚節(jié)姐牲缺揀輥奸弘魔沖法寸強犯午扮朗諺隴維候輩玲護酚廚謎錘米純下樂鹽皿招教稽戮擯減悲捕瑟候鉀呼運僅撂菌溉赤杠裳挫紛旱卉徊藻崗屏故硼捎易潑粟才阿駱窩酷茹躲裙袍唾溢靈酬又折磅尼酋餓和謠種敘鎖在冰瑟徒指蔗也崎輸肺典恥靖皖像指雛衫千喝棧征自冗虜螢蝕諧鈉橋決莫會酋歐汾媽硼習贖掃舉竹求端脅皿玻晤山咒捶綴嬸豎纜碗魏砌瞪充桐饋抵誦雛怕緒肢柔糕復彼玲惦埋順腹證玄錠釩沂雅纂妓際鈣撓丙剖劉倍豪嫡猙悔女氓劫喪碳芒鷗阻紊醉齡杉竄廢股幽垛鴛運甘揭童坤刷嚼行帳諷某這拉蝦楷茵僅約乖嚙姿瑩瞻

7、釣膳齡莫賠男按燙渭佛計量經(jīng)濟學期末論文我國稅收收入影響因素的實證研究姓名:郭瑞班級:2010國際經(jīng)濟與貿易1班學號:1002013023時間:2012年12月16日摘要:稅收是我們國財政收入的基本因素,也影響著我國經(jīng)濟的發(fā)展。本文通過查閱相關文獻以及搜索相關的網(wǎng)站信息對分析我國稅收收入影響因素進行一系列的文獻綜述,并通過eviews計量經(jīng)濟學軟件對稅收收入的影響因素包括選取國內生產(chǎn)總值、財政支出、商品零售價格指數(shù)進行分析,得出相關結論并對我國財政收入方面給出一些建議。關鍵詞:稅收收入、國內生產(chǎn)總值、財政支出、商品零售價格指數(shù)、計量分析目錄引言3一、理論綜述4(一)文獻綜述41.國內生產(chǎn)總值對稅

8、收收入的影響42.財政收入對稅收收入的影響4(二)現(xiàn)狀分析4二、實證分析5(一)變量選取5(二)數(shù)據(jù)取得5(三)模型的建立與構造6(四)模型檢驗81.經(jīng)濟意義檢驗82.統(tǒng)計檢驗83.計量檢驗8(1)多重線性檢驗8(2)鄒氏檢驗13(3)異方差檢驗14(4)自相關檢驗20(五)模型修正22三、結論分析及政策建議22(一)結論分析22(二)政策建議23參考文獻24引言自1985年實行的利改稅的稅改以來,稅收占財政收入的比重逐年上升,90年代已高達96%。而1994年實施的全面稅制改革又使得稅收收入有了新的變化。稅收組織財政收入、調控經(jīng)濟運行和監(jiān)督經(jīng)濟活動職能的發(fā)揮,成為國家非常關心的問題。從進入新

9、世紀,我國的經(jīng)濟發(fā)展面臨著巨大的機遇和挑戰(zhàn)。在新經(jīng)濟背景下,基于知識和信息的產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅猛,全球經(jīng)濟發(fā)展一體化日漸深入,中國成功加入wto。新形勢下的經(jīng)濟發(fā)展是經(jīng)濟穩(wěn)定和協(xié)調增長的結果,由于稅收具有聚財與調控的功能,因而它在實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的過程中將發(fā)揮非常重要的作用,研究稅收收入的影響因素對我國有著重要的意義。一、理論綜述(一)文獻綜述高淑紅在我國稅收收入的影響因素分析一文中運用多重共線性檢驗和加權最小二乘估計法等計量經(jīng)濟學檢驗方法對稅收收入與其影響因素做了相關計量分析,得出了以下分析結果與結論:1.國內生產(chǎn)總值對稅收收入的影響國內生產(chǎn)總值與稅收收入成正相關。這表明,國內生產(chǎn)總值的增加會帶來稅收的

10、增加。正如前面所述,經(jīng)濟是稅收收入的源泉,稅收的增長離不開經(jīng)濟的增長,稅收收入受經(jīng)濟發(fā)展的影響,而國內生產(chǎn)總值在很大程度上就反映我國的經(jīng)濟的發(fā)展狀況。2.財政收入對稅收收入的影響稅收收入與財政支出顯著的正相關。這表明,隨著財政支出的增加,稅收收入也會相應的增加,而且,其系數(shù)為0.7009,遠高于國內生產(chǎn)總值的系數(shù)。估計其原因,因為國家跟政府為了拉動經(jīng)濟增長,常常實施加大財政支出力度,從而使經(jīng)濟得到發(fā)展,各項稅收相應的都有所增加,進而增加了稅收的總收入。(二)現(xiàn)狀分析我國的社會主義市場經(jīng)濟體制還不完善,各方面運作還需要政府實施一定的宏觀職能,職能的有效實施得宜于充足的財政力量,其中稅收占很大比重

11、。1、經(jīng)濟增長仍是稅收收入高增長的主要決定因素, 稅收收入與經(jīng)濟增長之間有著正的線性相關性。另外,我國稅收收入增長具有較大的慣性。2、我國稅收收入增長速度略慢于經(jīng)濟增長速度,稅制改革勢在必行。另外, 稅收是我國財政收入的主要來源, 稅收收入大幅度增長,通過財政支出政策的運用,有力支持了經(jīng)濟和社會各項事業(yè)的發(fā)展。二、實證分析(一)變量選取為了全面反映中國稅收增長的全貌,選擇包括中央和地方稅收的“國家財政收入”中的“各項稅收”(簡稱“稅收收入”)作為被解釋變量,以反映國家稅收的增長;選擇“國內生產(chǎn)總值(gdp)”作為經(jīng)濟整體增長水平的代表;選擇中央和地方“財政支出”作為公共財政需求的代表;選擇“商

12、品零售物價指數(shù)”作為物價水平的代表。y稅收收入(億元)x1國內生產(chǎn)總值(億元)x2國家財政支出(億元)x3商品零售價格指數(shù)(以1980年為基期100)(二)數(shù)據(jù)取得以下數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒,單位均為億元。年 份國內生產(chǎn)總值國家財政支出商品零售物價指數(shù)(上年=100)稅收收入19804545.6241228.83106571.719814891.5611138.41102.4629.8919825323.3511229.98101.9700.0219835962.6521409.52101.5775.5919847208.0521701.02102.8947.3519859016.037200

13、4.25108.82040.79198610275.182204.911062090.73198712058.622262.18107.32140.36198815042.822491.21118.52390.47198916992.322823.78117.82727.4199018667.823083.59102.12821.86199121781.53386.62102.92990483742.2105.43296.91199335333.924642.3113.24255.3199448197.865792.62121.75126.88199560793.73

14、6823.72114.86038.04199671176.597937.55106.16909.82199778973.039233.56100.88234.04199884402.2810798.1897.49262.8199989677.0513187.679710682.58200099214.5515886.598.512581.512001109655.218902.5899.215301.382002120332.722053.1598.717636.452003135822.824649.9599.905920017.312004159878.328486.89102.80622

15、57182005183867.933930.28100.777430866200621087140422.73101.028237636表1. 1980-2006年我國稅收收入相關因素統(tǒng)計表(三)模型的建立與構造在eviews軟件中輸入數(shù)據(jù),觀察y與三個解釋變量x1、x2、x3之間的散點圖,如圖1、圖2、圖3所示:圖1圖2圖3由以上散點圖發(fā)現(xiàn)存在較強的線性關系,故此選擇建立線性模型。建立模型:、利用eviews軟件對數(shù)據(jù)進行普通最小二乘回歸,得到如圖4結果:dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 12:50s

16、ample: 1980 2006included observations: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-6357.3062589.143-2.4553710.0221x1-0.0111910.014037-0.7972610.4335x20.9670820.07682112.588750.0000x357.1184124.003452.3795920.0260r-squared0.994954    mean dependent var8681.087adju

17、sted r-squared0.994296    s.d. dependent var9909.343s.e. of regression748.4057    akaike info criterion16.20972sum squared resid12882553    schwarz criterion16.40170log likelihood-214.8312    f-statistic1511.718durbin-wa

18、tson stat0.691548    prob(f-statistic)0.000000圖4y = -6357.306 - 0.011191*x1 + 0.967082*x2 + 57.11841*x3 (2589.143) (0.014037) (0.076821) (24.00345)t =(-2.455371) (-0.797261) (12.58875) (2.379592)=0.994954 =0.994296 f=1511.718(四)模型檢驗1.經(jīng)濟意義檢驗我國稅收收入與財政支出及商品零售物價指數(shù)呈正相關關系,當國內其他因素不變時,財政

19、支出每增加1單位,我國稅收收入增加0.967082單位;當其他因素不變時,商品零售物價指數(shù)每增加1單位,我國稅收收入增加57.11841單位,兩者與稅收收入呈正相關符合現(xiàn)實經(jīng)濟意義,但模型中國內生產(chǎn)總值與稅收收入呈負相關,不符合現(xiàn)實經(jīng)濟意義。2.統(tǒng)計檢驗由=0.994954 ,=0.994296與1十分接近,說明模型擬合優(yōu)度很好。f統(tǒng)計量等于1511.718大于5%顯著性水平下f(3,23)的臨界值3.03,表明模型整體的顯著性較高。除x1外,x2與x3的t檢驗值均大于5%顯著性水平下自由度為23的臨界值1.711,通過了變量的顯著性檢驗。故還須對模型進行計量經(jīng)濟學檢驗并作出修正。3.計量檢驗

20、(1)多重線性檢驗對各解釋變量進行多重共線性檢驗利用eviews軟件得到各變量間相關系數(shù)矩陣表:x1x2x3x110.984833-0.407265x20.9848331-0.416781x3-0.407265-0.4167811表2. x1、x2、x3相關系數(shù)矩陣表從系數(shù)矩陣表中看出,x1與x2之間的相關系數(shù)較高,可能存在多重共線性。修正多重共線性.用eviews分別對y與各解釋變量x1、x2、x3做最小二乘回歸:dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 14:11sample: 1980 2006inclu

21、ded observations: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-1143.176559.4057-2.0435540.0517x10.1610650.00658424.463690.0000r-squared0.959902    mean dependent var8681.087adjusted r-squared0.958298    s.d. dependent var9909.343s.e. of regress

22、ion2023.592    akaike info criterion18.13432sum squared resid1.02e+08    schwarz criterion18.23031log likelihood-242.8134    f-statistic598.4724durbin-watson stat0.170737    prob(f-statistic)0.000000圖5y = -1143.176 + 0.1

23、61065 * x1 (559.4057) (0.006584)=0.959902 dw=0.170737dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 14:13sample: 1980 2006included observations: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-292.7317212.2144-1.3794150.1800x20.8925750.01434062.244310.0000r-squared0.9935

24、89    mean dependent var8681.087adjusted r-squared0.993332    s.d. dependent var9909.343s.e. of regression809.1614    akaike info criterion16.30106sum squared resid16368556    schwarz criterion16.39705log likelihood-218.

25、0643    f-statistic3874.355durbin-watson stat0.501126    prob(f-statistic)0.000000圖6y = -292.7317 + 0.892575 * x2 (212.2144) (0.014340)=0.993589 dw=0.501126dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 14:14sample: 1980 2006included observatio

26、ns: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c68011.8528622.302.3761840.0255x3-564.9916272.0256-2.0769790.0482r-squared0.147161    mean dependent var8681.087adjusted r-squared0.113047    s.d. dependent var9909.343s.e. of regression9332.439

27、60;   akaike info criterion21.19157sum squared resid2.18e+09    schwarz criterion21.28756log likelihood-284.0862    f-statistic4.313843durbin-watson stat0.179687    prob(f-statistic)0.048232圖7y = 68011.85 + 564.9916 * x3 (286

28、22.30) (272.0256)=0.147161 dw=0.179687以上3個方程根據(jù)經(jīng)濟理論和統(tǒng)計檢驗得出,財政支出x2是最重要的解釋變量(t檢驗值=62.24431也最大),從而得出最優(yōu)簡單回歸方程y=f(x2)。.對模型進行逐步回歸,在初始模型的基礎上加入解釋變量x1與x3,得到如下回歸結果:加入x1,dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 14:32sample: 1980 2006included observations: 27variablecoefficientstd. errort-s

29、tatisticprob.  c-218.4640240.3033-0.9091180.3723x1-0.0105150.015337-0.6855710.4996x20.9489780.08353911.359650.0000r-squared0.993712    mean dependent var8681.087adjusted r-squared0.993188    s.d. dependent var9909.343s.e. of regression817.8773 &

30、#160;  akaike info criterion16.35574sum squared resid16054157    schwarz criterion16.49972log likelihood-217.8025    f-statistic1896.345durbin-watson stat0.526704    prob(f-statistic)0.000000圖8y = -218.4640 + -0.010515 *x1 + 0.948

31、978 * x2(240.3033) (0.015337) (0.083539)=0.993712加入x3,dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 14:37sample: 1980 2006included observations: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-6394.6562568.992-2.4891690.0201x20.9069500.01448062.636270.0000x356.7307423.8

32、15652.3820780.0255r-squared0.994815    mean dependent var8681.087adjusted r-squared0.994383    s.d. dependent var9909.343s.e. of regression742.7027    akaike info criterion16.16291sum squared resid13238574    schwarz cri

33、terion16.30689log likelihood-215.1993    f-statistic2302.212durbin-watson stat0.652300    prob(f-statistic)0.000000圖9y = -6394.656 + 0.906950 * x2 + 56.73074 * x3 (2568.992) (0.014480) (23.81565)=0.994815由以上數(shù)據(jù)構成表格如下:(x1)(x2)(x3)y=f(x2)-292.7317(212.2144)0.8925

34、75(0.014340)0.993589y=f(x1,x2)-218.4640(240.3033)-0.010515(0.015337)0.948978(0.083539)0.993712y=f(x3,x2)-6394.656(2568.992)0.906950(0.014480)56.73074(23.81565)0.994815y=f(x1,x2,x3)-6357.306(2589.143)-0.011191(0.014037)0.967082(0.076821)57.11841(24.00345)0.994954表3. 稅收收入模型估計結果分析:在最優(yōu)簡單回歸方程y=f(x2)中引入x1

35、,值略有提高。雖然x2與x1高度相關,在x1的引入對參數(shù)影響不大,的符號不滿意,可以是“多余變量”,暫時刪除;模型中引入x3,使值由0.993589提升到0.994815,正號也合理,進行t檢驗,不顯著。從經(jīng)濟理論分析,x3應該是重要變量,雖然x2與x3高度相關,但不影響的顯著性和穩(wěn)定性,因此,可能是“有利變量”,暫時保留;最后在y=f(x3,x2)的基礎上引入x1,=0.994954幾乎沒有增加,其他兩個參數(shù)系數(shù)沒有多大影響,可以確定x1是多余變量,應從模型中刪除。得出最后回歸模型是:y = -6394.656 + 0.906950 * x2 + 56.73074 * x3 (2568.99

36、2) (0.014480) (23.81565)=0.994815由于剔除了變量x1,故模型已不存在多重共線性,且各解釋變量前得系數(shù)均符合經(jīng)濟意義,模型擬合度上升,各變量t檢驗值上升。在其他因素保持不變的情況下,財政支出每增加1億元,商品零售物價指數(shù)增加1%,稅收收入增加57.6377億元。(2)鄒氏檢驗考慮到1980-2006年時間跨度較大,政府財政支出及商品零售物價指數(shù)均發(fā)生了較大的變化,有必要對模型進行參數(shù)的穩(wěn)定性檢驗。將數(shù)據(jù)分為1980-1992年和1993-2006年兩組分別進行普通最小二乘回歸結果如下:1980-1992年:dependent variable: ymethod:

37、least squaresdate: 12/16/12 time: 15:47sample: 1980 1992included observations: 13variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-3271.7351116.480-2.9304020.0150x21.0799520.07083115.246950.0000x325.7728610.765052.3941240.0377r-squared0.965039    mean dependent var1855.6

38、34adjusted r-squared0.958047    s.d. dependent var999.6892s.e. of regression204.7616    akaike info criterion13.68074sum squared resid419273.0    schwarz criterion13.81112log likelihood-85.92483    f-statistic138.0159dur

39、bin-watson stat1.601545    prob(f-statistic)0.000000圖10記此時的殘差平方和為rss1=4192731993-2006年:dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 16:10sample: 1993 2006included observations: 14variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-10058.024408.677-2.28141

40、40.0434x20.9409590.02693934.929190.0000x384.4832740.020972.1109750.0585r-squared0.992858    mean dependent var15019.01adjusted r-squared0.991560    s.d. dependent var10277.24s.e. of regression944.1875    akaike info criterion16.72594sum squ

41、ared resid9806391.    schwarz criterion16.86288log likelihood-114.0816    f-statistic764.6048durbin-watson stat0.739942    prob(f-statistic)0.000000圖11記此時的殘差平方和為rss2=9806391結合首次回歸的結果中殘差平方和rssr=13238574,根據(jù)鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗的方法構造f統(tǒng)計量: = =2.06<f(3,2

42、1)=3.07f統(tǒng)計量小于了5%顯著性水平下的臨界值,接受參數(shù)穩(wěn)定的前提假設條件,因此通過了鄒氏參數(shù)結構穩(wěn)定性檢驗,此數(shù)據(jù)不存在結構性差異。(3)異方差檢驗異方差檢驗首先利用eviews做出殘差平方項resid2與x2、x3的散點圖12、圖13所示:圖12圖13由以上散點圖表示可能存在異方差。圖14由圖14顯示回歸方程的殘差分布有明顯的擴大趨勢,表明方程存在異方差。再利用eviews進行懷特檢驗,結果如下:a.有交叉項:white heteroskedasticity test:f-statistic7.109815    probability0.00

43、0495obs*r-squared16.97331    probability0.004551test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/16/12 time: 16:34sample: 1980 2006included observations: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-8759545.38461050-0.2277510.8220x21309.274610

44、.68812.1439330.0439x220.0001200.0010830.1109340.9127x2*x3-12.453015.971275-2.0854860.0494x3106713.5691508.00.1543200.8788x32-214.11253101.802-0.0690280.9456r-squared0.628641    mean dependent var490317.6adjusted r-squared0.540222    s.d. dependent var807591.7s

45、.e. of regression547602.9    akaike info criterion29.45762sum squared resid6.30e+12    schwarz criterion29.74558log likelihood-391.6778    f-statistic7.109815durbin-watson stat1.626934    prob(f-statistic)0.000495圖15此時=1

46、6.9733大于5%顯著性水平下自由度為5的分布臨界值11.07,因此存在異方差。b.無交差項white heteroskedasticity test:f-statistic6.769393    probability0.001038obs*r-squared14.89671    probability0.004920test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/16/12 time: 16:41sample: 19

47、80 2006included observations: 27variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c25487592373326460.6827160.5019x238.7262445.214360.8565030.4010x220.0002760.0011590.2377760.8143x3-459782.0682613.6-0.6735610.5076x322062.6313116.5070.6618410.5149r-squared0.551730    mean de

48、pendent var490317.6adjusted r-squared0.470226    s.d. dependent var807591.7s.e. of regression587810.0    akaike info criterion29.57177sum squared resid7.60e+12    schwarz criterion29.81174log likelihood-394.2189    f-sta

49、tistic6.769393durbin-watson stat1.530228    prob(f-statistic)0.001038圖16此時=14.89671大于5%顯著性水平下自由度為4的分布臨界值9.49,因此存在異方差。模型異方差的修正定義w1=1/sqr(resid2)作為權數(shù),對模型進行加權最小二乘回歸結果如下:dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/16/12 time: 17:34sample: 1980 2006included observations: 27weig

50、hting series: w1variablecoefficientstd. errort-statisticprob.  c-6305.814136.0376-46.353450.0000x20.9291040.004854191.42140.0000x355.192881.39214539.645940.0000weighted statisticsr-squared0.999998    mean dependent var3565.330adjusted r-squared0.999998   

51、 s.d. dependent var15337.09s.e. of regression22.06084    akaike info criterion9.129924sum squared resid11680.33    schwarz criterion9.273906log likelihood-120.2540    f-statistic324652.5durbin-watson stat1.336304    

52、;prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.993942    mean dependent var8681.087adjusted r-squared0.993437    s.d. dependent var9909.343s.e. of regression802.7850    sum squared resid15467129durbin-watson stat0.528265圖17y = -6

53、305.814 + 0.929104 * x2 + 55.19288 * x3 (136.0376) (0.004854) (1.392145)進行加權最小二乘修正后的模型擬合度達到接近百分之百,同時各解釋變量的t檢驗值均顯著提高,表面解釋能力增強,整個模型的解釋能力提高。再對修正后的模型進行懷特檢驗結果如下:a.有交叉項white heteroskedasticity test:f-statistic1.920492    probability0.133585obs*r-squared8.472079    probability0.132066test equation:dependent variable: std_resid2method

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