(2021年整理)eviews多元線性回歸案例分析

1、eviews多元線性回歸案例分析eviews多元線性回歸案例分析 編輯整理：尊敬的讀者朋友們：這里是精品文檔編輯中心，本文檔內(nèi)容是由我和我的同事精心編輯整理后發(fā)布的，發(fā)布之前我們對(duì)文中內(nèi)容進(jìn)行仔細(xì)校對(duì)，但是難免會(huì)有疏漏的地方，但是任然希望（eviews多元線性回歸案例分析）的內(nèi)容能夠給您的工作和學(xué)習(xí)帶來便利。同時(shí)也真誠的希望收到您的建議和反饋，這將是我們進(jìn)步的源泉，前進(jìn)的動(dòng)力。本文可編輯可修改，如果覺得對(duì)您有幫助請(qǐng)收藏以便隨時(shí)查閱，最后祝您生活愉快 業(yè)績進(jìn)步，以下為eviews多元線性回歸案例分析的全部內(nèi)容。中國稅收增長的分析一、研究的目的要求改革開放以來，隨著經(jīng)濟(jì)體制的改革深化和經(jīng)濟(jì)的快速增

2、長，中國的財(cái)政收支狀況發(fā)生了很大的變化，中央和地方的稅收收入1978年為519。28億元到2002年已增長到17636.45億元25年間增長了33倍。為了研究中國稅收收入增長的主要原因，分析中央和地方稅收收入的增長規(guī)律,預(yù)測(cè)中國稅收未來的增長趨勢(shì)，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。影響中國稅收收入增長的因素很多，但據(jù)分析主要的因素可能有:（1）從宏觀經(jīng)濟(jì)看,經(jīng)濟(jì)整體增長是稅收增長的基本源泉。(2）公共財(cái)政的需求,稅收收入是財(cái)政的主體,社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)保障的完善等都對(duì)公共財(cái)政提出要求,因此對(duì)預(yù)算指出所表現(xiàn)的公共財(cái)政的需求對(duì)當(dāng)年的稅收收入可能有一定的影響。（3）物價(jià)水平。我國的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主,以現(xiàn)

3、行價(jià)格計(jì)算的dgp等指標(biāo)和和經(jīng)營者收入水平都與物價(jià)水平有關(guān).(4）稅收政策因素.我國自1978年以來經(jīng)歷了兩次大的稅制改革，一次是19841985年的國有企業(yè)利改稅，另一次是1994年的全國范圍內(nèi)的新稅制改革。稅制改革對(duì)稅收會(huì)產(chǎn)生影響，特別是1985年稅收陡增215.42。但是第二次稅制改革對(duì)稅收的增長速度的影響不是非常大。因此可以從以上幾個(gè)方面，分析各種因素對(duì)中國稅收增長的具體影響。二、模型設(shè)定為了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(cái)政收入中的“各項(xiàng)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(nèi)生產(chǎn)總值（gdp)作為經(jīng)濟(jì)整體增長水平的代表;選擇中央

4、和地方“財(cái)政支出”作為公共財(cái)政需求的代表；選擇“商品零售物價(jià)指數(shù)作為物價(jià)水平的代表。由于稅制改革難以量化,而且1985年以后財(cái)稅體制改革對(duì)稅收增長影響不是很大,可暫不考慮。所以解釋變量設(shè)定為可觀測(cè)“國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)”、“財(cái)政支出”、“商品零售物價(jià)指數(shù)”從中國統(tǒng)計(jì)年鑒收集到以下數(shù)據(jù)年份財(cái)政收入（億元）y國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元）x2財(cái)政支出（億元)x3商品零售價(jià)格指數(shù)（）x41978519.283624。11122。09100.71979537.824038。21281.791021980571.74517。81228.831061981629。894862。41138.41102。419827

5、00。025294。71229.98101。91983775.595934.51409.52101.51984947.3571711701.02102.819852040。798964。42004.25108。819862090.7310202.22204。9110619872140。3611962.52262。18107.319882390。4714928。32491。21118.519892727。416909.22823。78117.819902821.8618547。93083。59102.119912990.1721617。83386.62102。919923296。9126638.

6、13742.2105.419934255。334636。44642.3113.219945126.8846759。45792.62121。719956038.0458478.16823。72114。819966909。8267884.67937.55106.119978234.0474462。69233.56100.819989262.878345.210798.1897。4199910682。5882067.513187.6797200012581.5189468.115886.598。5200115301.3897314。818902。5899.2200217636。45104790。62

7、2053.1598.7設(shè)定線性回歸模型為： yi=0+2x2+3x3+4x4+三、參數(shù)估計(jì)利用eviews軟件可以得到y(tǒng)關(guān)于x2的散點(diǎn)圖：可以看出y和x2成線性相關(guān)關(guān)系y關(guān)于x3的散點(diǎn)圖：可以看出y和x3成線性相關(guān)關(guān)系y關(guān)于x4的散點(diǎn)圖：dependent variable: ymethod： least squaresdate： 12/01/09 time： 13：16sample: 1978 2002included observations： 25variablecoefficientstd。 errortstatisticprob。c2582。755940.6119-2。7458250

8、.0121x20.0220670.0055773.9566330。0007x30。7021040.03323621.124740。0000x423。985068。7382962.7448210.0121rsquared0。997430mean dependent var4848。366adjusted rsquared0。997063s。d。 dependent var4870。971s.e。 of regression263。9591akaike info criterion14。13511sum squared resid1463163。schwarz criterion14.33013l

9、og likelihood-172。6889f-statistic2717.254durbinwatson stat0.948521prob（f-statistic)0.000000模型估計(jì)的結(jié)果為： yi=-2582。755+0.022067x2+0.702104x3+23.98506x4 (940.6119） (0。0056) (0.0332) （8.7383) t=-2.7458 3.9567 21.1247 2.7449 r2=0。997 r2=0.997 f=2717。254 df=21四、模型檢驗(yàn)1。經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年gdp每增長1億元，

10、稅收收入就會(huì)增長0.02207億元；在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年財(cái)政支出每增長1億元，稅收收入就會(huì)增長0.7021億元；在假定其他變量不變的情況下,當(dāng)零售商品物價(jià)指數(shù)上漲一個(gè)百分點(diǎn)，稅收收入就會(huì)增長23。985億元.2。統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)(1）擬合優(yōu)度：r2=0。997，修正的可決系數(shù)為r2=0.997這說明模型對(duì)樣本擬合的很好。（2）f檢驗(yàn)：針對(duì)h0: 2 =3=4=0,給定的顯著性水平=0.05，在f分布表中查出自由度為k-1=3和nk=21的臨界值f（3，21）=3.075.由eviews得到f=2717。2383。075，應(yīng)拒絕原假設(shè)h0,說明回歸方程顯著，即“國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp）“財(cái)政支出“商品零售物價(jià)指數(shù)”聯(lián)合起來確實(shí)對(duì)“稅收收入有顯著影響。（3)t檢驗(yàn)：分別針對(duì)h：j=0（j=0，2，3，4）,給定的顯著水平=0.05，查t分布表得自由度為nk=21臨界值t/2（n-k）=2.080。由evi