计量经济学实验报告①—⑤VIP

计量经济学实验报告影响财政收入的主要因素学生姓名 学 号 6011211324 所属学院 经济与管理学院 专 业 农林经济管理 班 级 15-3班 指导教师 塔里木大学教务处制影响财政收入的主要因素(基于多重共线性、异方差后的自相关、协整检验)一、研究的目的要求：财政收入，是政府为履行其职能、实施公共政策和提供公共物品与服务需要而筹集的一切资金的总和。财政收入表现为政府部门在一定时期内（一般为一个财政年度）所取得的货币收入。财政收入是衡量一国政府财力的重要指标，政府在社会经济活动中提供公共物品和服务的范围和数量，在很大程度上决定于财政收入的充裕状况。财政是同国家的产生和存在相联系，国家为了维持自身的存在和发挥职能，必须消耗一定的社会产品。但是，国家本身通常不直接从事生产活动，因而必须凭借自身拥有的政治权力，强制性地征收一部分社会产品，以满足各方面支出的需要。 这种国家的收入和支出就是财政，它是国家凭借政治权力而进行的社会产品的分配。2013年中国政府已成为全球第二富裕的政府，所以来研究财政的影响因素是很有必要的，为更好的掌握我国的财政收入具有重要的作用，更好地服务社会，促进人类文明的进步。 二、模型的设定及其估计： 经分析，影响财政收入的因素很多，主要的因素有国民总收入（X1）、税收收入（X2）、能源消费总量(X3)、预算外财政收入(X4)，因此，可设定如下的计量经济模型：Yt=0+1X1+2X2+3X3+4X4+其中Yt为第t年财政收入（亿元），X1表示国民总收入（亿元），X2表示税收收入（亿元），X3表示能源消费总量（亿元），X4表示预算外财政收入（亿元）。下面是在中国统计年鉴上收集到的数据，经整理后得到1978-2011年的统计数据，如下所示：1978-2011年中国财政收入及其相关数据年份财政收入（Y）/亿元国民总收入（X1）/亿元税收收入（X2）/亿元能源消费总量（X3）/亿元预算外财政收入（X4）/亿元19781132.2603645.2519.280057144.00347.110019791146.4004062.6537.820058588.00452.850019801159.9304545.6571.700060275.00557.400019811175.8004889.5629.890059447.00601.700019821212.3005330.5700.020062067.00802.740019831367.0005985.6775.590066040.00967.680019841642.9007243.8947.350070904.001188.48019852004.8209040.72040.79076682.001530.03019862122.00010274.42090.73080850.001737.31019872199.40012050.62140.36086632.002028.80019882357.20015036.82390.47092997.002360.77019892664.90017000.92727.40096934.002658.83019902937.10018718.32821.86098703.002708.64019913149.48021826.22990.170103783.03243.30019923483.37026937.33296.910109170.03854.92019934348.95035260.04255.300115993.01432.54019945218.10048108.55126.880122737.01862.53019956242.20059810.56038.040131176.02406.50019967407.99070142.56909.820138948.03893.34019978651.14078060.98234.040137798.02826.00019989875.95083024.39262.800132214.03082.290199911444.0888479.210682.58133831.03385.170200013395.2398000.512581.51138553.03826.430200116386.04108068.215301.38143199.04300.000200218903.64119095.717636.45151797.04479.000200321715.25134977.020017.31174990.04566.800200426396.47159453.624165.68203227.04699.180200531649.29183617.428778.54224682.05544.160200638760.20215904.434804.35246270.06407.880200751321.78266422.045621.97265583.06820.320200861330.35316030.354219.62285000.06617.25200968518.30340320.059521.59306647.06414.65201083101.51399759.573210.79324939.05794.422011103874.43472115.089738.39348002.06725.26根据以上数据，我们作出了Y、X1、X2、X3、X4之间的线性图，如图所示：中国财政收入及其相关数据图形从图中可以看出有两条线交汇了，它们是国民总收入（X1）与能源消费总量（X3），这说明我国能源消费总量逐年增长速度大于国民总收入的增长速度，在过去的经济增长中是以高能耗获取经济的增长，未来应该逐步改变这种经济发展模式。利用Eviews软件，生成Yt、X1、X2、X3、X4等数据，采用这些数据对模型进行OLS回归，回归结果如下：可决系数很高，F统计量值为42446.10,明显显著。但是当时，该模型:不仅X1、X3、X4系数的t检验不显著，而且它们的系数的符号与预期的相反，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 ：各解释变量之间的相关系数较高，表明各解释变量间确实存在严重的多重共线性。三、修正多重共线性： 采用逐步回归法检验和解决多重供线性问题。分别作Y 对X1、X2、X3、X4的一元回归 ，结果如下：变量X1X2X3X4参数估计值0.2070411.1435300.30138210.62109t 统计量42.93776226.449918.743548.2391260.98290.9993760.9165190.6796260.98240.9993570.9139100.669614其中，加入X2的方程最大，以X2为基础，顺次加入其他变量逐步回归。结果如下所示： 变量变量X2X1X3X4X2,X11.341726（45.44130）-0.036406（-6.753837）0.999731X2,X31.227453（112.4950）-0.023980（-7.985675）0.999783X2,X41.177142（199.4187）-0.453223（-6.817074）0.999734经比较，新加入的变量的系数的符号与实际不符合，我们可确定该模型不是很好,因此重新设置模型：lny=0+1X2+tlnXt,回归结果如下：结合前面相关系数，最终选择了X4，剔除了X1、X3，所以最后修正后的结果为：lny = 1.1680+ （3.2700e-05）*X2 + 0.9152*lnX4t= (1.384070 ) (7.930959) (8.094245)=0.924541 =0.919673 F=189.9105 DW=0.383477这说明，在假定其他变量不变的情况下，当 税收收入每增加1元，平均说来财政收入增加（3.2700e-05）亿元，当预算外财政收入每增长1%，平均说来财政收入会增长0.9152%。这就实现了减轻多重共线性的目的。四、异方差的检验：（一）问题的提出和模型设定： 根据以上的结果，计量经济模型估计结果为：lny = 1.1680+ 3.2700e-05*X2 + 0.9152*lnX4t= (1.384070 ) (7.930959) (8.094245)=0.924541 =0.919673 F=189.9105 （二）检验模型的异方差：1、图形法 1）生成残差平方序列： 2）绘制对X2、lnx4的散点图：e分别对X2、lnX4的散点图由以上散点图可以看出，残差平方对解释变量X2、lnx4的散点图，基本上是成增大的趋势，因此，模型很可能存在异方差。但是否确实存在异方差还应通过更进一步的检验。2、 Goldfeld-Quanadt检验 1）对变量取值排序（按递增） 2)构造子样本区间，建立回归模型。样本n=34,删除中间1/4的观测值，即大约8个观测值，余下部分平均分得两个样本区间：1978-1990和1999-2011，它们的样本个数均是13个，即n1=n2=13。 用Eviews软件的OLS方法求得如下结果：样本区间为1978-1990的回归结果 样本区间为1999-2011的回归结果3） 求F统计量值 用上面两组回归结果中的残差平方和的数据求得：F=3.2288754） 判断 在=0.05下，分子分母的自由度都为10查F分布表得临界值（10,10）=2.98，因为F=3.228875（10,10）=2.98 ，所以拒绝原假设，表明模型确实存在异方差。3、 White检验 由下面的估计结果作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项，因为是二元函数，所以有交叉乘积项，则辅助函数为：=+经估计出现White检验结果，如下所示： 从表中可以看出，nR=19.55429，由White检验，在=0.05下，查分布表，得临界值=11.0705，比较计算统计量与临界值，因为nR=19.55429=11.0705,所以拒绝原假设（H0:a1=a2=a3=a4=a5=0），不拒绝备择假设(H1:a1、a2、a3、a4、a5不全为0)，表明模型存在异方差。4、 异方差性的修正 运用加权最小二乘法（WLS）估计过程中，我们分别选用了，,。利用Eviews软件得到以下的估计结果：经比较，发现权数W5的效果最好，如下：估计结果如下：=2.055117+（3.67E-05）+0.792379lnt=(3.180374) (7.892409) (8.711651)R=0.9257 DW=0.3328 F=193.1026可以看出运用加权最小二乘法消除了异方差性后，参数的t检验均显著，F检验也显著并不是原先的那种现象，平均说来是税收收入每增加1亿元，财政收入增加（3.67E-05）亿元，预算外资金收入每增加1亿元，财政收入增加亿元，这就基本上符合实际情况。 5、 自相关的检验与修正 1、自相关的检验：修正多重共线性、异方差后的估计结果残差图从以上的回归估计结果DW=0.3328异常小，查DW在1%显著水平下得dL=1.128 ， dU=1.364，模型中DWdu,说明在1%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R、t、F统计量也均达到理想水平。由差分方程式有：=8.6196 ， 1、2不变由此，我们得到最终的影响中国财政收入的模型：lnYt = 8.6196 + (2.83E-05)X2+ 0.0290lnx4由模型可知，税收收入的边际消费倾向为(2.83E-05)，预算外收入的边际消费倾向为，即是税收收入每增加1元，财政收入(2.83E-05)元；预算外收入每增加1元，财政收入增加元。6、 单位跟检验、Granger因果检验、协整检验与误差修正模型：我们可知所用的影响财政收入的相关数据为时间序列数据，需要检验其平稳性，并用EG两步法考察他们之间是否存在协整关系。根据协整关系的检验方法，首先回答财政收入、税收收入与预算外收入序列是否为非平稳序列，即检察几阶单整数。1、 单位根检验 首先先对财政收入Y序列进行平稳性检验，检验用到的方法是ADF检验法，则得到结果如下所示：从检验结果看，在1%、5%、10%三个显著水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为 -3.661661、 -2.960411、 -2.619160，t检验统计量值9.326379大于相应临界值，从而不能拒绝H0，表明财政收入（Y）序列存在单位根，是非平稳序列。为了得到财政收入（Y）序列的单整阶数，继续对它进行单位根检验，检验结果表明则用二阶差分序列做单位根检验，滞后2期，再次得到估计结果是不存在单位根的，如下：从检验结果看，在1%、5%、10%三个显著水平下，单位根检验的Mackinnon临界值分别为 -4.296729、 -3.568379、 -3.218382，t检验统计量值 -9.771686,小于相应临界值，从而拒绝H0，表明财政收入（Y）的差分序列不存在单位根 ，是平稳序列。即（Y）序列是二阶单整的，Y(2)。同理，对税收收入（X2）与预算外收入（X4）进行检验，检验结果是二阶单整和一阶单整的，即X2(2),X4(1)。为了分析财政收入（Y）和税收收入X2）与预算外收入（X4）之间是否存在协整关系，我们先做两个变量之间的回归，然后检验回归残差的平稳性。从自相关分析中可得出残差序列e=resid,为检查回归残差的平稳性，对E序列进行单位根检验，由于残差序列的均值为0，所以选择无截距项，估计结果如下： 在5%的显著水平下，t检验统计量值为-5.430638，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明财政收入（Y）和税收收入（X2）与预算外收入（X4）之间存在协整关系。2、Granger 因果检验已知可得财政收入（Y）和税收收入（X2）与预算外收入（X4）之间存在协整关系，表明三者之间有长期均衡关系，那么他们三者之间又有怎样的相关关系，到底是谁在影响谁？会不会是双向影响的呢？我们用Granger因果检验法对它们进行检验，检验结果如下：从检验结果我们可以看出税收收入（X2）对财政收入（Y）的影响远远大于财政收入（Y）对税收收入（X2）的影响，同理，也可以说明预算外收入的影响远大于财政收入对预算外收入的影响。所以税收收入（X2）和预算外收入（X4）是原因，而财政收入（Y）是这两者的结果。因此，财政收入（Y）是被解释变量，而税收收入（X2）和预算外收入 （X4）为解释变量。3、误差修正可知财政收入（Y）和税收收入（X2）与预