Eviews軟件數(shù)據(jù)分析例文剖析

1、小學(xué)期作業(yè)影響財(cái)政收入的主要因素學(xué)院： 經(jīng)濟(jì)學(xué)院班級(jí)： 統(tǒng)計(jì)學(xué)班姓名:梁語(yǔ)絲學(xué)號(hào)：2011407036影響財(cái)政收入的主要因素摘要：財(cái)政收入是一國(guó)政府實(shí)現(xiàn)政府職能的基本保障，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。我國(guó)財(cái)政收入主要受國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展、預(yù)算外資金收入、稅收收入等因素的影響。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)回歸分析，排除簡(jiǎn)單多元回歸模型存在的嚴(yán)重多重共線性等問(wèn)題，建立財(cái)政收入影響因素更精確的模型，分析了影響財(cái)政收入主要因素及其影響程度，預(yù)測(cè)我國(guó)財(cái)政收入增長(zhǎng)趨勢(shì)。2

2、、 模型設(shè)定研究財(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, 比如其他收入、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等。影響財(cái)政收入的因素眾多復(fù)雜, 但是通過(guò)研究經(jīng)濟(jì)理論對(duì)財(cái)政收入的解釋以及對(duì)實(shí)踐的觀察, 對(duì)財(cái)政收入影響的因素主要是稅收收入。下面我們就以稅收收入、能源消費(fèi)總量、和預(yù)算外資金收入作為影響財(cái)政收入的主要研究因素。從中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上可以查詢到1993年至2008年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)其進(jìn)行計(jì)算整理可得：年份財(cái)政收入（Y）/億元能源消費(fèi)總量（X1）/億元預(yù)算外財(cái)政收入（X2）/億元稅收收入（X3）/億

3、元19781132.26057144.00347.1100519.280019791146.40058588.00452.8500537.820019801159.93060275.00557.4000571.700019811175.80059447.00601.7000629.890019821212.30062067.00802.7400700.020019831367.00066040.00967.6800775.590019841642.90070904.001188.480947.350019852004.82076682.001530.0302040.79019862122.00

4、080850.001737.3102090.73019872199.40086632.002028.8002140.36019882357.20092997.002360.7702390.47019892664.90096934.002658.8302727.40019902937.10098703.002708.6402821.86019913149.480103783.03243.3002990370109170.03854.9203296.91019934348.950115993.01432.5404255.30019945218.100122737.0186

5、2.5305126.88019956242.200131176.02406.5006038.04019967407.990138948.03893.3406909.82019978651.140137798.02826.0008234.04019989875.950132214.03082.2909262.800199911444.08133831.03385.17010682.58200013395.23138553.03826.43012581.51200116386.04143199.04300.00015301.38200218903.64151797.04479.00017636.4

6、5200321715.25174990.04566.80020017.31200426396.47203227.04699.18024165.68200531649.29224682.05544.16028778.54200638760.20246270.06407.88034804.35200751321.78265583.06820.32045621.97200861330.35285000.07039.72054219.624.、模型的建立根據(jù)19782008年每年的財(cái)政收入Y( 億元) , 能源消費(fèi)總量X1( 億元)，預(yù)算外資金收入X2( 億元) ,稅收收入X3( 億元) 的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),

7、由E-views軟件得到y(tǒng)，x1，x2，x3的線性圖，如下：由圖可知，y，x1， x3都是逐年增長(zhǎng)的，但增長(zhǎng)速率有所變動(dòng)，而x2呈現(xiàn)水平波動(dòng)，說(shuō)明變量間不一定是線性關(guān)系，可探索將模型設(shè)定為以下形式：lnY=0+1lnX1+2X2+3lnX3+U三，模型估計(jì)與調(diào)整利用Eviews軟件對(duì)模型進(jìn)行最小二乘法全回歸，結(jié)果如下：第一步，進(jìn)行模型的檢驗(yàn)。（一），進(jìn)行多重共線性的檢驗(yàn)方程的修正后的R平方值很高，說(shuō)明變量對(duì)因變量的擬合程度很好，但是應(yīng)該注意到c，lnx1，x2三者的t值很低（在此選擇置信度為0.05），未通過(guò)檢驗(yàn)，因此懷疑其中存在變量之間的多重共線問(wèn)題。檢測(cè)自變量lny，lnx1，x2，lnx

8、3之間的相關(guān)系數(shù)，判斷多重共線性的可能如下圖：觀察得知：各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)比較高，進(jìn)一步懷疑其存在多重共線，需進(jìn)行進(jìn)一步修正。（二），進(jìn)行異方差的檢驗(yàn)1，圖形法檢驗(yàn)通過(guò)生成殘差平方序列繪制散點(diǎn)圖如下：由圖可以看出，殘差平方對(duì)解釋變量的散點(diǎn)圖主要集中分布在圖形的下方，判斷模型可能存在異方差。但是否確實(shí)存在異方差還需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。2，White檢驗(yàn)：根據(jù)估計(jì)結(jié)果，得到White檢驗(yàn)的結(jié)果如下：由圖可知，nR2=17.7399，由White檢驗(yàn)知，在置信度為0.05下，得臨界值為18.3070> nR2=17.7399，表明模型不存在異方差。（三），進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)由原模型的回歸結(jié)果

9、得，修正后的R2= 0.9765，F(xiàn) = 416.1494，df =31， DW =0.1915，該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為31，、三個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW 統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.229，dU=1.650，模型中DW<dL，顯然模型中有自相關(guān)。這一點(diǎn)也可從殘差圖中看出，點(diǎn)擊EViews方程輸出窗口的按鈕Resids可得到殘差圖，如圖所示。由圖可發(fā)現(xiàn)殘差波動(dòng)比較大，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，并且由回歸結(jié)果可知?dú)埐铐?xiàng)存在一階自相關(guān)問(wèn)題，需采取補(bǔ)救措施。第二步，通過(guò)以上分析，對(duì)該模型進(jìn)行修正，如下：1，進(jìn)行多重共線性的修正，通過(guò)對(duì)相關(guān)系數(shù)觀察得知，利用逐步回歸

10、法對(duì)原模型進(jìn)行修正，以lnx3為因變量對(duì)其他解釋變量進(jìn)行逐步回歸，可得如下分析結(jié)果，經(jīng)分析可知，當(dāng)加入lnx1時(shí)，可決系數(shù)有所改善，但t檢驗(yàn)不顯著，且參數(shù)為負(fù)值不合理，從相關(guān)系數(shù)也可以看出，lnx1與其他變量高度相關(guān)。而加入x2時(shí)，t檢驗(yàn)顯著，且可決系數(shù)改善也較大。這說(shuō)明主要是lnx1引起了多重共線性，予以剔除。2，對(duì)修正后的模型再次進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)由修正后模型的回歸結(jié)果得，修正后的R2= 0.9765，F(xiàn) = 623.8471，df =31， DW =0.2599，該回歸方程可決系數(shù)較高，回歸系數(shù)均顯著。對(duì)樣本量為31，、二個(gè)解釋變量的模型、5%顯著水平，查DW 統(tǒng)計(jì)表可知，dL=1.297，

11、dU=1.570，模型中DW<dL，顯然模型中有自相關(guān)。這一點(diǎn)也可從殘差圖中看出，點(diǎn)擊EViews方程輸出窗口的按鈕Resids可得到殘差圖，如圖所示。由圖可發(fā)現(xiàn)殘差波動(dòng)比較大，連續(xù)為正和連續(xù)為負(fù)，并且由回歸結(jié)果可知?dú)埐铐?xiàng)存在一階自相關(guān)問(wèn)題，需采取補(bǔ)救措施。3，進(jìn)行自相關(guān)的修正為解決自相關(guān)問(wèn)題，選用廣義差分法。對(duì)殘差進(jìn)行回歸分析，得到e的殘差序列，對(duì)其進(jìn)行滯后一期的自回歸，可得回歸方程如下：et=0.8290et-1對(duì)該模型進(jìn)行廣義差分，得到下圖：由于使用了廣義差分?jǐn)?shù)據(jù)，樣本容量減少了1個(gè)，為30個(gè)。由圖得，DW=1.4672，查1%顯著水平的DW 統(tǒng)計(jì)表可知 dL= 1.070，dU = 1.339，模型中DW =1.4672>dU，說(shuō)明廣義差分模型中已無(wú)自相關(guān)。同時(shí)，修正后的可決系數(shù)R2、t、F 統(tǒng)計(jì)量均達(dá)到理想水平。由此可見(jiàn)，財(cái)政收入與稅收收入和預(yù)算外收入成正相關(guān)，這