
背景
各项税收是财政收入的主要来源,保证各项税收的稳定增长,才能保证财政收入的稳定增长,本文主要研究财政收入和各项税收的之间的关系
一、建立数学模型
数据来源:中国统计年鉴2单位(亿元)
| 年份 | 财政收入 | 各项税收 |
| 1990 | 2937.1 | 2821.86 |
| 1991 | 3149.48 | 2990.17 |
| 1992 | 3483.37 | 3296.91 |
| 1993 | 4348.95 | 4255.3 |
| 1994 | 5218.1 | 5126.88 |
| 1995 | 6242.2 | 6038.04 |
| 1996 | 7407.99 | 6909.82 |
| 1997 | 8651.14 | 8234.04 |
| 1998 | 9875.95 | 9262.8 |
| 1999 | 11444.08 | 10682.58 |
| 2000 | 13395.23 | 12581.51 |
| 2001 | 16386.04 | 15301.38 |
| 2002 | 103. | 17636.45 |
| 2003 | 21715.25 | 20017.31 |
| 2004 | 26396.47 | 24165.68 |
| 2005 | 319.29 | 28778.54 |
| 2006 | 38760.2 | 34804.35 |
| 2007 | 51321.78 | 45621.97 |
| 2008 | 61330.35 | 54223.79 |
其中y为财政收入 x为各项税收
作y与x的散点图,如图所示:
根据财政收入的构成所知,国家的财政收入主要受各项税收的影响,除了税收,财政收入还受到其它专项收入,贷款收入其它捐赠收入等。将其他变量及随机因素的影响均归并到随机变量u,根据x与y的散点图可以看出,它们的变化趋势是线性的,由此建立财政收入y和各项税收x之间的线性回归模型:
Y=β0+β1X +µ
利用Eviews的最小二乘法程序输出的结果如下表:
| Dependent Variable: Y | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 06/16/11 Time: 20:24 | ||||
| Sample: 1990 2008 | ||||
| Included observations: 19 | ||||
| Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. |
| X | 1.132991 | 0.004760 | 238.0391 | 0.0000 |
| C | -617.1355 | 104.5841 | -5.900856 | 0.0000 |
| R-squared | 0.999700 | 18032.45 | ||
| Adjusted R-squared | 0.999682 | 16945.61 | ||
| S.E. of regression | 301.9812 | 14.35791 | ||
| Sum squared resid | 1550275. | 14.45732 | ||
| Log likelihood | -134.4001 | 56662.63 | ||
| Durbin-Watson stat | 0.314688 | 0.000000 | ||
Y*=--617.1355+1.132991X
(238.0391)
二、检验
1.经济意义检验
β1*=1.132991是x各项税收的回归系数,它表示国家财政收入随着各项税收的增加而增加,说明各项税收每增加1元,国家财政收入增加1.13元。随着税收的增加,财政收入增加这是符合经济理论的要求。
2.统计检验
1)拟合优度检验
样本可决系数 R-squared=0.999700 即 R2=0.999700
修正样本可决系数Adjusted R-squared=0.999682 即 =0.999682
计算结果表明,估计的样本回归方程很好的拟合了样本观测值。
2)t检验
提出原假设:H0:β1=0 H1: β1不为零
β1的t-Statistic=238.0391 t0.05/2(17)=2.11
因为t-Statistic=238.0391 > t0.05/2(17)=2.11 否定H0,β1显著不为零,表明各项税收对财政收入有显著影响。
3.异方差检验
1)图示法检验
作X-Y的散点图和X 与ei的散点图如下:
图(1)
图(2)
由图1可以看出,随着X的增加,Y的离散程度几乎没有变化,表明随机误差项µ可能不存在异方差。由图2可以看出随着X的增加,残差项的离散程度有些许加大,表明随机误差项µ可能存在异方差。
2)White检验:
White检验的Eviews计算的结果见下图:
| White Heteroskedasticity Test: | ||||
| F-statistic | 1.9093 | 0.180445 | ||
| Obs*R-squared | 3.661011 | 0.160332 | ||
| Test Equation: | ||||
| Dependent Variable: RESID^2 | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 06/16/11 Time: 23:53 | ||||
| Sample: 1990 2008 | ||||
| Included observations: 19 | ||||
| Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. |
| C | 69318.61 | 38565.01 | 1.797449 | 0.0912 |
| X | -1.074872 | 4.250258 | -0.2526 | 0.8036 |
| X^2 | 6.21E-05 | 7.98E-05 | 0.777486 | 0.4482 |
| R-squared | 0.192685 | 81593.44 | ||
| Adjusted R-squared | 0.091770 | 78034.93 | ||
| S.E. of regression | 74368.13 | 25.41538 | ||
| Sum squared resid | 8.85E+10 | 25.550 | ||
| Log likelihood | -238.4461 | 1.9093 | ||
| Durbin-Watson stat | 0.936915 | 0.180445 | ||
4.自相关检验
1)图示法检验:
作resid残差散点图,得到下图:
从图中看,残差值连续为正或者为负,则随机误差项存在正自相关
2)DW检验
由原回归方程知,DW=0.314688,给定α=0.05,T=19,查表得到DW的临界值dl=1.18,du=1.4。因为DW=0.314688<1.18,依据判别规则,认为误差项u存在严重的一阶正自相关。
三、修正模型
修正自相关
用迭代法修正自相关
| Dependent Variable: Y | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 06/17/11 Time: 00:03 | ||||
| Sample(adjusted): 1991 2008 | ||||
| Included observations: 18 after adjusting endpoints | ||||
| Convergence achieved after 11 iterations | ||||
| Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. |
| X | 1.165651 | 0.016852 | 69.16972 | 0.0000 |
| C | -3334.712 | 7327.055 | -0.455123 | 0.6555 |
| AR(1) | 0.961875 | 0.102852 | 9.352052 | 0.0000 |
| R-squared | 0.999946 | 18871.08 | ||
| Adjusted R-squared | 0.999939 | 17026.34 | ||
| S.E. of regression | 132.8800 | 12.76778 | ||
| Sum squared resid | 2856.6 | 12.91618 | ||
| Log likelihood | -111.9100 | 139546.4 | ||
| Durbin-Watson stat | 2.290559 | 0.000000 | ||
| Inverted AR Roots | ||||
(69.16972)
1)拟合优度检验
样本可决系数 R-squared=0.999946 即 R2 =0.999700
修正样本可决系数Adjusted R-squared=0.999939 即 =0.999939
计算结果表明,修正后的样本回归方程很好的拟合了样本观测值。
2)t检验
β1的t-Statistic=69.16972 > t0.05/2(17)=2.11,修正后的回归模型,各项税收对财政收入有显著影响。
3)异方差检验
White检验:
White检验的Eviews计算的结果见下图
| White Heteroskedasticity Test: | ||||
| F-statistic | 1.016342 | 0.385533 | ||
| Obs*R-squared | 2.148124 | 0.341618 | ||
| Test Equation: | ||||
| Dependent Variable: RESID^2 | ||||
| Method: Least Squares | ||||
| Date: 06/17/11 Time: 00:25 | ||||
| Sample: 1991 2008 | ||||
| Included observations: 18 | ||||
| Variable | Coefficient | Std. Error | t-Statistic | Prob. |
| C | 19411.09 | 8783.484 | 2.209954 | 0.0431 |
| X | -0.163692 | 0.935235 | -0.175027 | 0.8634 |
| X^2 | -3.69E-06 | 1.73E-05 | -0.213054 | 0.8342 |
| R-squared | 0.119340 | 14714.25 | ||
| Adjusted R-squared | 0.001919 | 15622.39 | ||
| S.E. of regression | 15607.39 | 22.299 | ||
| Sum squared resid | 3.65E+09 | 22.44828 | ||
| Log likelihood | -197.6990 | 1.016342 | ||
| Durbin-Watson stat | 1.930876 | 0.385533 | ||
经过一系列的修正检验,修正了自相关,得出了最优的线性回归模型如下:
Y=-3334.712+1.165651x
该模型表示,各项税收每增加1元,财政收入增加1.165元
四、预测
对财政收入进行内插预测,已知2005年财政收入为319.29亿元。2005年财政收入进行预测,得到:
Y2005= 31988.69,计算得知误差为1.0724%,由此可见该模型的预测效果是非常好的。
如图所示,1990-2008年的Y的样本值及1990-2008年的预测折线图(下图),可以看出,财政收入样本值与其估计值非常接近,说明以上建立的模型预测效果是非常好的。
五、总结
本次作业所设的模型,是根据财政收入的构成所建立的,所以有一定的合理性,说明各项税收对于财政收入有着必然的影响,但是由于财政收入所受影响因素的复杂性及多样性,使得解释变量选取时不够合理与全面,因此出现自相关的情况。经过一系列的修正,得到了最优模型:Y=-3334.712+1.165651x,它表示各项税收每增加1元,财政收入增加1.165651元。
