論文資料計量經(jīng)濟學課程論文——影響我國財政收入因素的實證分析（word）可編輯

1、袆芃節(jié)螆螂節(jié)莄薈肀芁蕆螄羆芀蕿薇袂荿艿螂螈莈莁薅肇莇蒃螀羃莇蚆薃罿莆蒞衿裊羂蒈螞螁羈薀袇聿羈艿蝕羅羀莂裊袁聿蒄蚈螇肈薆蒁膆肇莆蚆肂肆蒈蕿羈肅薁螅襖肅芀薈螀肄莃螃聿肅蒅薆羅膂薇螁袀膁芇薄螆膀葿螀螂腿薂螞肁腿芁袈羇膈莃蟻袃膇蒆袆蝿芆薈蠆肈芅羋蒂羄芄莀蚇袀芃薂蒀袆芃節(jié)螆螂節(jié)莄薈肀芁蕆螄羆芀蕿薇袂荿艿螂螈莈莁薅肇莇蒃螀羃莇蚆薃罿莆蒞衿裊羂蒈螞螁羈薀袇聿羈艿蝕羅羀莂裊袁聿蒄蚈螇肈薆蒁膆肇莆蚆肂肆蒈蕿羈肅薁螅襖肅芀薈螀肄莃螃聿肅蒅薆羅膂薇螁袀膁芇薄螆膀葿螀螂腿薂螞肁腿芁袈羇膈莃蟻袃膇蒆袆蝿芆薈蠆肈芅羋蒂羄芄莀蚇袀芃薂蒀袆芃節(jié)螆螂節(jié)莄薈肀芁蕆螄羆芀蕿薇袂荿艿螂螈莈莁薅肇莇蒃螀羃莇蚆薃罿莆蒞衿裊羂蒈螞螁羈薀袇

2、聿羈艿蝕羅羀莂裊袁聿蒄蚈螇肈薆蒁膆肇莆蚆肂肆蒈蕿羈肅薁螅襖肅芀薈螀肄莃螃聿肅蒅薆羅膂薇螁袀膁芇薄螆膀葿螀螂腿薂螞肁腿芁袈羇膈莃蟻袃膇蒆袆蝿芆薈蠆肈芅羋蒂羄芄莀蚇袀芃薂蒀袆芃節(jié)螆螂節(jié)莄薈肀芁蕆螄羆芀蕿薇袂荿艿螂螈莈莁薅肇莇蒃螀羃莇蚆薃罿莆蒞衿裊羂蒈螞螁羈薀袇聿羈艿蝕羅羀莂裊袁聿蒄蚈螇肈薆蒁膆肇莆蚆肂肆蒈蕿羈肅薁螅襖肅芀薈螀肄莃螃聿肅蒅薆羅膂薇螁袀膁芇薄螆膀葿螀螂腿薂螞肁腿芁袈羇膈莃蟻袃膇蒆袆蝿芆薈影響我國財政收入因素的實證分析級財政學2班林順平西南財經(jīng)大學小組成員：目 錄1、引言32、財政收入影響因素的定量分析32.1變量選擇32.2數(shù)據(jù)說明33、模型建立43.1模型說明43.2模型數(shù)據(jù)說明43

3、.3模型建立53.4回歸模型54模型檢驗64.1經(jīng)濟檢驗64.2.統(tǒng)計檢驗61）擬合優(yōu)度檢驗65、多重共線性檢驗及其修正65.1多重共線性檢驗65.2多重共線性的修正76異方差檢驗及其修正86.1異方差檢驗86.1.1繪制e2對x2、x3、x4的散點圖86.1.2 goldfeld-quanadt檢驗86.1.3white檢驗96.2異方差的修正107、自相關的檢驗及其修正137.1自相關的檢驗137.2自相關修正138、結論與對策15影響我國財政收入因素的實證分析摘要：影響一國財政收入的因素有很多，比如稅收收入、三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值、固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員數(shù)量等等。本文針對我國財政收入影響因素建立

4、了計量經(jīng)濟模型，并利用eviews軟件對收集到的數(shù)據(jù)進行相關回歸以及多重共線性分析，建立了財政收入影響因素的模型，分析了影響財政收入主要因素及其影響程度，并提出了相關政策建議。關鍵字：財政收入 財政收入影響因素1、引言財政作為一個政府的活動，是政府職能的具體體現(xiàn)，主要有資源配置、收入再分配和宏觀經(jīng)濟調控三大職能。財政收入是政府部門的公共收入，是國民收入分配中用于保證政府行使其公共職能、實施公共政策以及提供公共服務的資金需求。財政收入的增長情況關系著一個國家經(jīng)濟的發(fā)展和社會的進步。因此，研究財政收入的增長就顯得尤為必要。財政收入的主要來源是各項稅收收入，此外還有政府其他收入和基金收入等。同時，一

5、個國家財政收入的規(guī)模還要受到經(jīng)濟規(guī)模等諸多因素的影響。因此我們以財政收入為因變量，國內生產(chǎn)總值、年末從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資總額、國家財政決算中的各項稅收 4個經(jīng)濟指標為自變量，利用軟件進行回歸分析，建立財政收入影響因素模型，分析影響我國財政收入的主要因素為如何，合理有效的制定我國的財政收入計劃提供一些政策建議。2、財政收入影響因素的定量分析2.1變量選擇研究財政收入的影響因素離不開一些基本的經(jīng)濟變量。大多數(shù)相關的研究文獻中都把總稅收、國內生產(chǎn)總值這兩個指標作為影響財政收入的基本因素，還有一些文獻中也提出了其他一些變量，比如從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資等。影響財政收入的因素眾多復雜，本文從國

6、內生產(chǎn)總值、稅收收入、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資四方面進行分析。2.2數(shù)據(jù)說明（1）、財政收入：是指政府為履行其職能、實施公共政策和提供公共物品與服務需要而抽泣的一切資金的總和。財政收入表現(xiàn)為政府部門在一定時期內（一般為一個財政年度）所取得的貨幣收入。財政收入是衡量一國政府財力的重要指標，政府在社會經(jīng)濟活動中提供公共物品和服務的范圍和數(shù)量，在很大程度上決定于財政收入的充裕狀況。財政就是為了滿足社會公共需要，彌補市場失靈，以國家為主體參與的社會產(chǎn)品分配活動。它既是政府的集中性分配活動，又是國家進行宏觀調控的重要工具。（2）、國內生產(chǎn)總值：是指在一定時期內(一個季度或一年)，一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所

7、生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務的價值，常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標。它不但可反映一個國家的經(jīng)濟表現(xiàn)，更可以反映一國的國力與財富。（3）、固定資產(chǎn)投資：是建造和購置固定資產(chǎn)的經(jīng)濟活動，即固定資產(chǎn)再生產(chǎn)活動。固定資產(chǎn)再生產(chǎn)過程包括固定資產(chǎn)更新（局部和全部更新）、改建、擴建、新建等活動。（4）從業(yè)人員數(shù)：人口中參加經(jīng)濟活動的人口數(shù)。不包括從事家務勞動人口、就學人口、長期患病不能工作人口、年老或退休人口等。（5）稅收收入：稅收收入是指國家按照預定標準，向經(jīng)濟組織和居民無償?shù)卣魇諏嵨锘蜇泿潘〉玫囊环N財政收入。是國家預算資金的重要來源。在我國的稅收收入結構中，流轉稅和所得稅居于主體地位。具體有以下來

8、源：增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅、外國投資企業(yè)和外國企業(yè)所得稅、城市維護建設稅、車船使用稅、房產(chǎn)稅、資源稅、筵席稅、印花稅等。3、模型建立3.1模型說明財政收入一般由以下幾部分構成: 稅收收入、國有企業(yè)上繳的利潤收入、債務收入以及費用等其他收入，其中稅收收入是財政收入的主要來源。同時，財政收入還受到經(jīng)濟規(guī)模、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)投資等諸多因素的影響，這里可以用國內生產(chǎn)總值的變化來說明除稅收以外的其他因素的變動對財政收入的影響。3.2模型數(shù)據(jù)說明本研究報告的數(shù)據(jù)來源于“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”采集數(shù)據(jù)的區(qū)間為1980年2010年附19802010全國財政決算收入及相關數(shù)據(jù)表：年份國家

9、財政決算收入中各項稅收（億元）國家財政決算收入（億元）年末從業(yè)人員數(shù)（萬人）全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）（億元）1980571.71159.9342361910.94545.61981629.891175.8437259614891.61982700.021212.3452951230.45323.41983775.591367464361430.15962.71984947.351642.9481971832.97208.119852040.792004.82498732543.2901619862090.732122512823120.610275.219872140

10、.362199.4527833791.712058.619882390.472357.2543344753.815042.819892727.42664.9553294410.416992.319902821.862937.164749451718667.819912990.173149.48654915594.521781.519923296.913483.37661528080.126923.519934255.34348.956680813072.335333.919945126.885218.16745517042.148197.919956038.046242.26806520019

11、.360793.719966909.827407.996895022913.571176.619978234.048651.146982024941.17897319989262.89875.957063728406.284402.3199910682.5811444.087139429854.789677.1200012581.5113395.237208532917.799214.6200115301.3816386.047279737213.5109655.2200217636.4518903.647328043499.9120332.7200320017.3121715.2573736

12、55566.6135822.8200424165.6826396.477426470477.4159878.3200528778.5431649.297464788773.6184937.4200634804.3538760.274978109998.2216314.4200745621.9751321.7875321137323.9265810.3200854223.7961330.3575564172828.4314045.4200959521.5968518.375828224598.8340902.8201073210.7983101.5176105278121.94012023.3模

13、型建立以國家財政決算收入為被解釋變量，國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）、國家財政決算收入中各項稅收、年末從業(yè)人員數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資總額作為解釋變量建立線性回歸模型：yt=0+1x1t+2x2t +3x3t+4x4t+ui其中，yt 國家財政決算收入 x1t 表示國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價） x2t國家財政決算收入中各項稅收 x3t表示年末從業(yè)人員數(shù)x4t 表示全社會固定資產(chǎn)投資總額 0、1、2、3、4、5表示待定系數(shù) ui 表示隨機誤差項3.4回歸模型利用eviews軟件，用ols法回歸可得如下結果ols回歸結果dependent variable: ymethod: least squaresdate: 1

14、2/14/11 time: 11:41sample: 1980 2010included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c2231.738552.67504.0380660.0004x10.0009570.0072740.1315540.8963x21.0649630.04775122.302640.0000x3-0.0418680.010683-3.9190100.0006x40.0226940.0065263.4774430.0018r-squared0.999857mean dependent v

15、ar16520.73adjusted r-squared0.999835s.d. dependent var22001.07s.e. of regression282.4520akaike info criterion14.27158sum squared resid2074258.schwarz criterion14.50287log likelihood-216.2096hannan-quinn criter.14.34698f-statistic45498.54durbin-watson stat1.463028prob(f-statistic)0.000000yt=2231.738+

16、0.000957x1+1.064963x2-0.041868x3+0.022694x4t=（4.038066）（0.131554）（22.30264）（-3.919010）（3.477443）r2=0.999857 r2=0.999835 f=45498.54 dw=1.4630284模型檢驗4.1經(jīng)濟檢驗模型估計結果說明，在假定其他變量不變的情況下，國家財政決算收入中各項稅收每增長1%，平均來說國家財政決算收入中各項稅收會增長0.096%；在假定其他變量不變的情況下，年末從業(yè)人員數(shù)增長1%，平均來說國家財政決算收入會增長106.5%;在假定其他變量不變的情況下，全社會固定資產(chǎn)投資總額增長1%

17、，平均來說國家財政決算收入會降低4.19%；在假定其他變量不變的情況下，國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）增長1%，平均來說國家財政決算收入會增長2.27%。這與理論分析與經(jīng)驗判斷相一致。4.2.統(tǒng)計檢驗1）擬合優(yōu)度檢驗由3.4中數(shù)據(jù)可以得到r2=0.999857，修正的可決系數(shù)r2=0.999835，這說明模型對樣本的擬合很好。2)變量的顯著性檢驗( t檢驗)分別針對h0：j=0（j=1，2，3，4，5），給定顯著性水平=0.05，查t分布表得自由度為n-k=26的臨界值t/2（n-k）=2.056。由3.4中數(shù)據(jù)可得12345對應t統(tǒng)計量分別為4.038066，0.131554，22.30264，-3.

18、919010，3.477443，其中1345的t統(tǒng)計量絕對值大于2.056，都應當拒絕原假設，2的t統(tǒng)計量絕對值小于2.056，應該拒絕備擇假設，也就是說國家財政決算收入，全社會固定資產(chǎn)投資總額，國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）分別對被解釋變量國家財政決算收入都有顯著的影響，而年末從業(yè)人員數(shù)對被解釋變量國家財政決算收入沒有顯著的影響。3)方程的顯著性檢驗( f檢驗)針對h0：j=0（j=2，3，4，5），給定顯著性水平=0.05，在f分布表中查出自由度k-1=4和n-k=26的臨界值f（4，26）=2.74.由3.4中得到f=45498.54，由于f=45498.54 f（4，26）=2.74，應拒絕原假

19、設h0：j=0（j=2，3，4，5），說明回歸方程顯著，即國家財政決算收入，年末從業(yè)人員數(shù)，全社會固定資產(chǎn)投資總額，國內生產(chǎn)總值（現(xiàn)價）等變量聯(lián)合起來對國家財政決算收入有顯著影響。5、多重共線性檢驗及其修正5.1多重共線性檢驗從回歸結果的系數(shù)以及t值我們可以看出模型可能存在多重共線性，下面我們計算出解釋變量的相關系數(shù)。解釋變量的相關系數(shù)矩陣如下： 變量x1x2x3x4x11.0000000.9933020.7212140.979053x20.9933021.0000000.6536180.991928x30.7212140.6536181.0000000.607997x40.9790530.9

20、919280.6079971.000000由各相關系數(shù)值可知, 解釋變量之間都高度相關，模型存在嚴重的多重共線性。5.2多重共線性的修正采用逐步回歸法，來檢驗并解決多重共線性問題。分別作y對x1、x2、x3、x4的一元回歸一元回歸估計結果變量x1x2x3x4參數(shù)估計值0.1994561.350621.2392980.314516t統(tǒng)計量40.02286220.13084.46788347.46135r20.9822180.9994020.4077040.987290r20.9816040.9993810.3872800.986851可見加入x2的修正可決系數(shù)最大，應該以x2為基礎，順次加入其他

21、變量逐步回歸。加入新變量的回歸結果（一）變量x1x2x3x4r2x2,x1-0.029179（-4.975477）1.298576（39.24898）0.999660x2,x31.154375（280.8435）-0.050510（-7.188511）0.999775x2,x40.995435（31.40165）0.039243（4.440459）0.999624比較可得，當加入x3時方程的r2改進最大，而且個參數(shù)的t檢驗顯著，因此選擇保留x3，再繼續(xù)加入其他新變量逐步回歸。加入新變量的回歸結果（二）x1x2x3x4r2x2,x3,x1-0.002932（-0.343420）1.169445（

22、26.52868）-0.046957（-3.735682）0.999767x2,x3,x41.070374（44.93790）-0.040765（-6.268515）0.022562（3.564277）0.999841在加入x2、x3的基礎上加入x4后方程的r2有所改善，且各個參數(shù)的t檢驗均顯著，所以應當保留x4。加入新變量的回歸結果（三）x1x2x3x4r2x2,x3,x4,x10.000957（0.131554）1.064963（22.30264）-0.041868（-3.919010）0.022694（3.477443）0.999835當加入x1時，r2沒有提高，其參數(shù)的t檢驗不顯著。因

23、此去除x1最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結果為：yt=2178.690+1.070374x2-0.040765x3+0.022562x4t=（5.872354）（44.93790）（-6.268515）（3.564277）r2=0.999857 r2=0.999841 f=62956.07 dw=1.4701696異方差檢驗及其修正6.1異方差檢驗6.1.1繪制e2對x2、x3、x4的散點圖從圖上看，散點集中于左下角，模型可能存在異方差。下面我們運用其他方法進一步檢驗模型的異方差是否存在。6.1.2 goldfeld-quanadt檢驗由于n=31 刪除四分之一的觀測值，也就是大約7個觀測

24、值，余下部分平分得到兩個樣本區(qū)間：19801991和19992010，它們的樣本個數(shù)均為12個，即n1=n2=12。采用ols進行估計。dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/14/11 time: 13:53sample: 1980 1991included observations: 12variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c-787.7499299.0150-2.6344830.0300x20.3704790.0897514.1278680.0033x30.0391310.

25、0075505.1831800.0008x40.0420180.0544560.7715890.4625r-squared0.992545mean dependent var1999.403adjusted r-squared0.989749s.d. dependent var697.8872s.e. of regression70.65790akaike info criterion11.61478sum squared resid39940.31schwarz criterion11.77641log likelihood-65.68867hannan-quinn criter.11.55

26、494f-statistic355.0346durbin-watson stat2.502786prob(f-statistic)0.000000dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/14/11 time: 13:55sample: 1999 2010included observations: 12variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c9743.16214283.100.6821460.5144x21.1196090.05725819.553730.0000x3-0.1504

27、430.200618-0.7498970.4748x40.0124280.0123681.0048180.3444r-squared0.999834mean dependent var36910.18adjusted r-squared0.999771s.d. dependent var23848.43s.e. of regression360.5755akaike info criterion14.87448sum squared resid1040118.schwarz criterion15.03612log likelihood-85.24689hannan-quinn criter.

28、14.81464f-statistic16037.13durbin-watson stat2.290085prob(f-statistic)0.000000有結果計算f統(tǒng)計量：f=e2i2e1i2=104011839940.31=26.04181判斷在=0.05下，分子分母的自由度都是（31-7）/2-4=8，查f分布表得到臨界值f0.05（8，8）=3.44，因為f=26.04181 f0.05（8，8）=3.44，所以拒絕原假設，表明模型存在異方差。6.1.3white檢驗使用eviews得到以下結果：heteroskedasticity test: whitef-statistic28.

29、71478prob. f(9,21)0.0000obs*r-squared28.67028prob. chi-square(9)0.0007scaled explained ss22.91936prob. chi-square(9)0.0064test equation:dependent variable: resid2method: least squaresdate: 12/14/11 time: 16:49sample: 1980 2010included observations: 31variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c-11

30、08436.685409.8-1.6171870.1208x2290.0531148.91161.9478210.0649x220.0054150.0022852.3699230.0274x2*x3-0.0046240.002233-2.0707820.0509x2*x4-0.0030380.001238-2.4534210.0230x340.1161126.505721.5134890.1451x32-0.0003200.000245-1.3048300.2061x3*x40.0025800.0007543.4230150.0026x4-174.587551.71831-3.3757380.

31、0029x420.0004090.0001662.4563110.0228r-squared0.924848mean dependent var66956.09adjusted r-squared0.892640s.d. dependent var98811.72s.e. of regression32376.52akaike info criterion23.86395sum squared resid2.20e+10schwarz criterion24.32653log likelihood-359.8912hannan-quinn criter.24.01474f-statistic2

32、8.71478durbin-watson stat1.700188prob(f-statistic)0.000000從表可看出nr2 =28.67028，而在5%的顯著性水平下，查表得臨界值2（9）=16.919。因為nr2 =28.670282（9）=16.919,所以，表明模型存在異方差。 從上述幾種方法檢驗結果可以看出模型存在異方差性，那么我們將對其進行修正。6.2異方差的修正運用加權最小二乘法估計過程中，我們分別使用權w1=1/x2,w2=1/x22,w3=1/sqr(x2)，。經(jīng)比較發(fā)現(xiàn)用權數(shù)w3的效果比較好，下面給出權數(shù)w1、w2、w3的回歸結果dependent variable

33、: ymethod: least squaresdate: 12/14/11 time: 14:27sample: 1980 2010included observations: 31weighting series: w1variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c1615.115315.38265.1211300.0000x20.6934360.1026986.7521670.0000x3-0.0223090.007573-2.9456940.0066x40.1240560.0305134.0656740.0004weighted stati

34、sticsr-squared0.990514mean dependent var3109.770adjusted r-squared0.989460s.d. dependent var766.5424s.e. of regression215.2590akaike info criterion13.70148sum squared resid1251084.schwarz criterion13.88651log likelihood-208.3729hannan-quinn criter.13.76179f-statistic939.7561durbin-watson stat1.14127

35、0prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.998226mean dependent var16520.73adjusted r-squared0.998029s.d. dependent var22001.07s.e. of regression976.8039sum squared resid25761939durbin-watson stat0.595311dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/14/11 time: 14:28sample: 1980

36、2010included observations: 31weighting series: w2variablecoefficientstd. errort-statisticprob.c269.4737327.91550.8217780.4184x20.3148060.1353052.3266430.0277x30.0122590.0083581.4666910.1540x40.1904840.0599923.1751580.0037weighted statisticsr-squared0.935786mean dependent var1503.341adjusted r-square

37、d0.928651s.d. dependent var2477.187s.e. of regression113.5166akaike info criterion12.42169sum squared resid347922.4schwarz criterion12.60672log likelihood-188.5362hannan-quinn criter.12.48200f-statistic131.1561durbin-watson stat1.696653prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.973838m

38、ean dependent var16520.73adjusted r-squared0.970931s.d. dependent var22001.07s.e. of regression3751.096sum squared resid3.80e+08durbin-watson stat0.106940dependent variable: ymethod: least squaresdate: 12/14/11 time: 14:29sample: 1980 2010included observations: 31weighting series: w3variablecoeffici

39、entstd. errort-statisticprob.c2179.146265.39878.2108390.0000x20.9881290.05366918.411530.0000x3-0.0382880.005657-6.7687660.0000x40.0452640.0153362.9513900.0065weighted statisticsr-squared0.999006mean dependent var6966.490adjusted r-squared0.998895s.d. dependent var4843.265s.e. of regression255.0939ak

40、aike info criterion14.04105sum squared resid1756968.schwarz criterion14.22609log likelihood-213.6363hannan-quinn criter.14.10137f-statistic9043.425durbin-watson stat1.238294prob(f-statistic)0.000000unweighted statisticsr-squared0.999781mean dependent var16520.73adjusted r-squared0.999756s.d. depende

41、nt var22001.07s.e. of regression343.5156sum squared resid3186080.durbin-watson stat1.099033經(jīng)比較可知，用權數(shù)w3的效果最好，修正后的模型為：yt=2179.146+0.988129x2-0.038288x3+0.045264x4t=（8.210839）（18.41153）（-6.768766）（2.951390）r2=0.999006 r2=0.998895 f=9043.425 dw=1.2382947、自相關的檢驗及其修正7.1自相關的檢驗1%的顯著性水平，查dw統(tǒng)計表可知，dl=0.960 du1

42、.510。此模型dw值為1.238294。為無法判斷的區(qū)域。此時只能改用圖示法來檢驗。通過eviews軟件得出該模型的殘差圖如下上圖表明模型顯然存在自相關。在這里我們使用廣義差分法進行彌補。7.2自相關修正dependent variable: emethod: least squaresdate: 12/14/11 time: 14:47sample (adjusted): 1981 2010included observations: 30 after adjustmentsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob.e(-1)0.420667

43、0.2216801.8976300.0677r-squared0.110457mean dependent var0.114935adjusted r-squared0.110457s.d. dependent var331.4580s.e. of regression312.6166akaike info criterion14.36060sum squared resid2834145.schwarz criterion14.40730log likelihood-214.4090hannan-quinn criter.14.37554durbin-watson stat1.188304e

44、t=0.420667et-1由此可知=0.420667，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程為：yt-0.420667yt-1=0(1-0.420667)+2(x2t-0.420667x2t-1)+3(x3t-0.420667x3t-1)+4(x4t-0.420667x4t-1)對廣義差分方程進行回歸dependent variable: y-0.420667*y(-1)method: least squaresdate: 12/14/11 time: 15:10sample (adjusted): 1981 2010included observations: 30 after adjustmentsvariablecoefficientstd. errort-statisticprob.c984.5681399.38722.4651970.0206x2-0.420667*x2(-1)1.0599670.02996835.369500.0000x3-0.420667*x3(-1)-0.0322150.011536-2.7926470.0097x4-0.420667*x4(-1)0.0239500.0077583.0871770.0048r-squared0.999671mean dependent var11016.6