计量经济学期末论文

1、白关于我国背税收收入埃模型的计量经济跋分析靶内容摘要疤：胺本文利用我国1敖978爸到2007凹年般的统计数字建立绊了可以通过各种靶检验的安我国税收瓣的模型，对盎我国税收伴情况进行实证分唉析。通过对该模哀型的经济含义分挨析得出各种主要敖因素对吧我国税收俺数量的影响程度爸，并针对我国拜我国税收按提出自己的一些盎建议。 叭关键词：敖税收巴 罢主要因素 澳 计量经济学 斑模型一、引言罢改革开放以来，懊随着经济体制改颁革的深化和经济盎的快速增长，中伴国的财政收支状颁况发生了很大变艾化，中央和地方爱的税收1978白年为519.2班8亿元，到20袄07年已增长到芭45621.9伴7亿元，为19傲78年的87

2、.袄86倍，30年爱间平均增长16扒.09%。拌二吧、懊影响颁因素扮分析邦1.坝经济增长是税收稗的基本源泉。这傲里我选用国内生耙产总值（GDP敖）作为经济增长俺水平的代表。艾2.公共财政的爱需求，税收收入氨是财政收入的主败体，经济的发展啊和社会保障的完伴善等都对公共财吧政提出要求。但拌公共财政的需求跋的数据难以取得疤，不过它与财政背支出关系密切，办这里我用财政支拔出作为公共财政俺的需求的代表。瓣3.物价水平。柏我国的税制结构稗以流转税为主，斑以现行价格计算敖的GDP等指标败和经营的收入水安平都与物价有关敖。这里我选用商叭品零售价格指数笆作为物价水平代隘表挨4.税收的政策瓣因素。由于财税跋体制的

3、改革难以背量化，所以剔除爸三吧、斑指标与模型选择皑本研究被解释变版量Y是税收收入败。解释变量的选瓣择也就是半影响佰税收收入的主要熬因素，这里选用板国内生产总值G鞍DP为x2靶;芭财政支出为x3扳；商品零售价格败指数x4.耙确定模型:扮Y=巴 Y=1+哎2矮X2+扳3挨X3+败4盎X4+安U唉1叭 矮捌2 邦啊3 疤哎4 为待估计量按 斑U澳是随机误差项四、数据跋我们收集到19白78年到200凹7年共30年的澳相关数据碍年份碍 版税收收入（亿元罢）懊 啊国内生产总值（爱亿元）佰财政支出（亿元翱）拌商品零售价格指矮数（半%俺）拔（邦Y摆）翱（按X疤2板）背（叭X傲3爸）胺（霸X拌4班）暗1978般

4、519.28靶3624.1挨1122.09懊100.7阿1979埃537.82邦4038.2颁1281.79白102拌1980懊571.7颁4517.8凹1228.83跋106拜1981芭629.89疤4862.4唉1138.41柏102.4按1982扮700.02笆5294.7肮1229.98败101.9爱1983巴775.59败5934.5罢1409.52爸101.5哀1984暗947.35凹7171艾1701.02蔼102.8拌1985耙2040.79拌8964.4版2白004.25白108.8啊1986摆2090.73隘10202.2霸2204.91班106笆1987盎2140.36扳

5、11962.5佰2262.18八107.3暗1988扳2390.47半14928.3埃2491.21熬118.5昂1989案2727.4胺16909.2岸2823.78澳117.8胺1990肮2821.86爱18547.9把3083.59坝102.1皑1991柏2990.17安21617.8爸3386.62矮102.9疤1992颁3296.91隘26638.1啊3742.2按105.4爱1993盎4255.3罢34634.4办4642.3坝113.2安1994伴5126.88瓣46759.4矮5792.62搬121.7懊1995傲6038.04蔼58478.1败6823.72拔114.8盎19

6、96耙6909.82奥67884.6懊7937.55傲106.1白1997疤8234.04巴74462.6啊9233.56百100.8搬1998蔼9262.8艾78345.2背10798.1靶8袄97.4坝1999斑10682.5瓣8氨82067.5坝13187.6邦7昂97耙2000敖12581.5安1翱89468.1埃15886.5斑98.5鞍2001跋15301.3爸8芭97314.8班18902.5皑8伴99.2懊2002靶17636.4败5把104790.疤6霸22053.1拜5俺98.7扳2003稗20017.3癌1艾135822.昂8班24649.9傲5捌99.9昂2004靶24

7、165.6疤8案159878.柏3氨28486.8斑9挨102.8肮2005稗28778.5吧4挨183217.搬4罢33930.2安8挨100.8班2006绊34804.3唉5昂211923.扮5跋40422.7俺3氨101背2007班45621.9皑7跋249529.蔼9扮49781.3哎5熬103.8捌数据来源：中国邦统计年鉴200耙8.中国统计出盎版社挨五奥、搬回归结果及含义扳由于霸我们根据数据得百到Y X2 X把3 X4的线性扮图 办所以把模型确定班模型改为:ln啊Y=1+2氨ln板X2+蔼3ln芭X3+霸4氨X4+版U芭我们根据上述的唉时间序列数据，邦在经典回线性的拜五个基本假定（

8、阿零均值，同方差翱，无自相关性，把解释变量与随机芭扰动项不相关，绊无多冲共线性）佰得到满足的情况扳可以使用最小二搬乘法估计参数。拌Depende岸nt Vari鞍able: L袄NY坝Method:把 Least 癌S叭quares背Date: 皑12/22/1按0巴 Time八: 10:55靶Sample:鞍 1978 2扳007唉Include吧d obser摆vations懊: 30伴Variabl澳e哀Coeffic艾ient翱Std. Er绊ror氨t-Stati柏stic邦Prob. 皑C按-2.7553澳67袄0.64008耙0般-4.3047奥22办0.0002拜LNX2柏0.

9、45123八4昂0.14212芭8拜3.17483凹1背0.0038叭LNX3碍0.62713氨3氨0.16156扮6颁3.88158爸1八0.0006搬X4扒0.01013瓣6隘0.00564挨5癌1.79556半7袄0.0842霸R-squar袄ed癌0.98759懊1傲 Mea靶n depen芭dent va啊r坝8.34137敖6班Adjuste鞍d R-squ爸ared蔼0.98615把9芭 S.D皑. depen翱dent va巴r疤1.35722爱5奥S.E. of稗 regres昂sion柏0.15967靶6斑 Aka半ike inf芭o crite搬rion搬-0.7077稗

10、78哎Sum squ肮ared re懊sid拌0.66290罢4挨 Sch背warz cr霸iterion败-0.5209把52拔Log lik笆elihood罢14.6166背8班 F-s鞍tatisti摆c罢689.731伴7瓣Durbin-捌Watson 皑stat哀0.61613般6吧 Pro阿b(F-sta版tistic)坝0.00000案0捌ln暗Y= 皑-2.755隘4扮+凹0.4512耙ln拌X傲2鞍+哀0.6271皑ln唉X2+叭0.0101扒X4 般(佰0.640碍1搬) (翱0.1421斑) (爸0.161艾6跋) (办0.0056埃) 翱t= (碍-4.3047百) (

11、奥3.1748败) (罢3.881半6跋) (叭1.795奥6绊) 般R2= 隘0.987唉6凹 艾 鞍df=板 疤30瓣 芭 F昂=扮689.731靶7啊 斑 DW=埃0.6161六、检验袄根据计量经济学背相关理论，建立安模型能否揭示研俺究对象的经济现敖象中的诸多因素伴之间的关系，能爸否付出实践应用癌，还要取决于模爸型能否通过相关袄检验袄1.经济意义检挨验矮模型估计结果说斑明，税收收入和伴GDP，财政支霸出，商品零售价昂格指数都八成正相关，这符爸合经济学的一般奥意义，模型经济俺检验通过2统计检验岸1）拟合优度：稗R2= 邦0.987隘6俺，修正的可决系凹数为唉0.98扮62，说明模型唉拟合的

12、很好胺2) F检验:叭在给定显著性水把平a=0.05斑，根据F分布表巴查出Fa=2.爸98.表中F等捌于捌689.731把7佰。FFa.所敖以检验通过，解扳释变量败联合起来笆对被解释变量艾有显著性影响。斑3）t检验：在昂给定显著性水平柏a=0.05，翱根据F分布表查艾出ta/2=2柏.056,表中扳参数对应的t都霸大于ta/2，隘t检验通过，说矮明解释变量分别柏对被解释变量有唉显著性影响。盎3.计量经济学挨检验挨1）蔼自相关检验：熬从上表可知DW熬值为澳0.6161懊，且样本容量n蔼=斑30挨，有三个解释变八量的条件下，给胺定显著性水平斑a翱 =0.0芭5凹，查D-W表得俺，d 按l隘=般1.

13、214瓣,d瓣u哎 =袄1.650坝,这时有吧0按dw=百0.6161澳按dl爱,表明存在自相爸关。下面进行修正： 笆ln邦Y=摆-1.810暗9唉+案0.32奥35拜ln按X拌2盎+肮0.73471叭ln斑X2+艾0.005巴2办X4 岸(昂0.885芭4蔼) (艾0.264挨6暗) (袄0.266板6敖) (艾0.0047拌) 啊t= (瓣-2.045佰3翱) (柏1.222敖7邦) (啊2.7563岸) (岸1.09艾50斑) 巴R2= 隘0.9935拜 安 芭df=瓣 澳30袄 八 F邦=俺916.675板1阿 艾 DW=巴1.8824哀从上表可知DW敖值为佰1.8824靶，且样本容量

14、n哎=奥30扳，有三个解释变叭量的条件下，给挨定显著性水平爸a板 =0.0搬5瓣，查D-W表得瓣，d 艾l拌=隘1.214俺,d暗u案 =凹1.650安,这时有爱dl矮dw=胺1.8824敖r2说明不氨存在严重多重共百线性。案3）斑异方差性检验唉对新模型进行异案方差性的检验，版运用white奥检验，得到如下啊结果颁White H板eterosk拔edastic捌ity Tes矮t:叭F-stati败stic芭0.91556巴5癌 Pro摆babilit霸y巴0.50236奥1斑Obs*R-s班quared奥5.79442氨4耙 Pro绊babilit瓣y阿0.44660霸8爸Test Eq蔼u

15、ation:邦Depende捌nt Vari叭able: R凹ESID2艾Method:扮 Least 斑Squares办Date: 胺12/22/1捌0袄 Time白: 12:18拌Sample:矮 1979 2柏007岸Include凹d obser坝vations俺: 29背Variabl瓣e熬Coeffic哎ient案Std. Er挨ror跋t-Stati爸stic拔Prob. 盎C捌-4.7950阿01澳3.17718澳0吧-1.5092隘00暗0.1455阿LNX2爸-0.3438跋60跋0.48544败7埃-0.7083傲37哀0.4862笆LNX22叭0.01029扳0阿0.0

16、2309胺9邦0.44547摆2肮0.6603败LNX3白0.70371隘7矮0.56250案0白1.25105懊2癌0.2241案LNX32敖-0.0319巴88背0.02963熬2吧-1.0795扳05吧0.2921耙X4氨0.06446霸3爸0.04887哎6凹1.31889吧3拔0.2008阿X42吧-0.0002胺86隘0.00022芭3巴-1.2820案74靶0.2132爱R-squar埃ed暗0.19980柏8跋 Mea矮n depen安dent va叭r巴0.01096拌6哎Adjuste阿d R-squ芭ared哀-0.0184霸27罢 S.D邦. depen肮dent va

17、白r吧0.04385熬1俺S.E. of坝 regres瓣sion癌0.04425般3安 Aka伴ike inf般o crite岸rion背-3.1912瓣70盎Sum squ败ared re啊sid蔼0.04308扳4傲 Sch阿warz cr暗iterion把-2.8612吧33癌Log lik碍elihood昂53.2734哎1鞍 F-s熬tatisti笆c艾0.91556搬5隘Durbin-坝Watson 鞍stat癌2.43161哀9奥 Pro捌b(F-sta八tistic)半0.50236袄1癌Probabi办lity跋大于显著性水平班0.05哀，伴Obs*R-s俺quared佰大

18、于2伴所以无异方差。六、结论霸文章构建的我国扮税收模型通过检罢验，没有通过的俺一个检验我们已柏经修正过。模型芭能够很好的拟合般税收收入，能够拔为有关部门提供熬一些理论指导。凹模型本生是动态矮的，所以在不同班的周期影响它的袄因素不太相同。爸当然这个模型只肮是我们初步研究颁的结果，在此基俺础上我们将做进笆一步的研究。七建议背1）挨完善税收法律体澳系,规范税收执俺法,进一步推进摆依法治税 建立吧一个完善的税法哀体系,依法治税板 完善的税法体扒系是依法治税的袄基础,没有健全扒的税收法律制度佰,依法治税也就傲成为一句空话。爸为此,我们要加白快建立起一个完把备的税收法律体澳系。一是尽快制皑定和出台 HYPERLI