財政收入對國民生產(chǎn)總值的影響

1、計量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文國內(nèi)生產(chǎn)總值與財政收入的實(shí)證分析學(xué)號:20143011院系:經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院班級:金融學(xué)1401班姓名:李明指導(dǎo)老師:徐冬梅14目錄一、模型構(gòu)建與分析4(一)變量的定義4(二)數(shù)據(jù)來源4(三)模型分析5(四)模型的建立6(五)模型參數(shù)估計6二、模型檢驗7(一)統(tǒng)計推斷檢驗7(二)顯著性檢驗8三、序列相關(guān)的補(bǔ)救8四、預(yù)測9五、總結(jié)9國內(nèi)生產(chǎn)總值與財政收入的實(shí)證分析摘要：隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，財政收入規(guī)模不斷擴(kuò)大。國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政收入是眾多經(jīng)濟(jì)指標(biāo)中的兩個關(guān)鍵性指標(biāo)。思考和研究這兩個指標(biāo)的相互關(guān)系，對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展，具有非常重要的意義。本文主要通過對19952014年財政收

2、入與國內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）有關(guān)數(shù)據(jù)的分析并建立合適的模型，從計量經(jīng)濟(jì)分析的角度，運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行回歸分析并得出結(jié)論關(guān)鍵詞：國內(nèi)生產(chǎn)總值；財政收入；回歸分析一、 模型構(gòu)建與分析(一) 變量的定義解釋變量X：從經(jīng)濟(jì)理論來看，經(jīng)濟(jì)增長可以用gdp來表示；被解釋變量Y：選擇” 國家財政收入”作為被解釋變量。(二) 數(shù)據(jù)來源本文的原始數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，時間區(qū)間為19952014年。如表1表1 國內(nèi)生產(chǎn)總值與財政收入數(shù)據(jù)時間國內(nèi)生產(chǎn)總值(億元)財政收入(億元)1995年61129.86242.21996年71572.37407.991997年79429.58651.141998年8488

3、3.79875.951999年90187.711444.082000年99776.313395.232001年110270.416386.042002年12100218903.642003年136564.621715.252004年160714.426396.472005年185895.831649.292006年217656.638760.22007年268019.451321.782008年316751.761330.352009年345629.268518.32010年40890383101.512011年484123.5103874.42012年534123117253.52013年5

4、88018.8129209.62014年636138.7140349.7(三) 模型分析對財政收入Y和國內(nèi)生產(chǎn)總值X做散點(diǎn)圖,如圖1和圖2,我們可以很清楚的看出,這兩個變量變化方向一致,并且一致性較強(qiáng)。因此推斷二者存在線性相關(guān)圖1圖2(四) 模型的建立設(shè)19952014年財政收入Y與國內(nèi)生產(chǎn)總值X之間的線性回歸方程為Yt=1+2 Xt+(五) 模型參數(shù)估計運(yùn)用eview3.1軟件，采用最小二乘法，對表一中的數(shù)據(jù)進(jìn)行線性回歸，對所建模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果如圖3圖3寫出如下回歸分析結(jié)果Yt=-10467.60+0.234991Xt（-17.44） （121.42）R²=0.998781

5、F=14743.03 D.W.=0.450028二、 模型檢驗(一) 統(tǒng)計推斷檢驗從回歸分析的結(jié)果看，模型擬合較好?？蓻Q系數(shù)R²=0.998781，表明財政收入變化的99.88%可以由國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化來解釋。從斜率的t檢驗來看，大于5%顯著性水平下自由度為n-2=18的臨界值t0.025（18）=2.10，且該斜率值滿足0<0.234991<1,符合經(jīng)濟(jì)理論?；貧w分析結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加一億元，財政收入增加0.234991億元。(二) 顯著性檢驗先對變量進(jìn)行顯著性檢驗，在給定顯著性水平=0.05下，驗證總體回歸系數(shù)為零的假設(shè)H0：B=0H1：B0對回歸系數(shù)進(jìn)行t

6、檢驗，, 1的t值為-17.44，P=0<0.05，2的t值為121.42，P=0<0.05，因此，拒絕原假設(shè)H0，即該回歸系數(shù)顯著，參數(shù)估計有效。再對回歸方程進(jìn)行顯著性檢驗，在給定顯著性水平下=0.05下，R²=0.998781，即回歸方程的擬合優(yōu)度較好，F(xiàn)=14743.03,P=0<0.5,即以國內(nèi)生產(chǎn)總值解釋財政收入可信度很高。但是這里有一個問題，可以看到DW值為0.450028，查詢DW分布表，N=20，K=2，得到dL=1.20，dU=1.41,0<DW=0.450028<dL=1.2，所以隨機(jī)誤差項U存在正自相關(guān)性三、 序列相關(guān)的補(bǔ)救前面說到隨機(jī)誤差項存在一階自相關(guān),這里我們運(yùn)用Cochrane-Orcutt迭代法,如圖4圖4從圖中我們可以看出，在進(jìn)行了11次迭代之后，D.W.值在2附近，模型不存在一階自相關(guān)。四、 預(yù)測假設(shè)我們需要關(guān)注2015年國內(nèi)生產(chǎn)總值在682288億元這一檔的中國財政收入問題，由前面得到的回歸方程可得財政收入的預(yù)測值：Y=10467.60+0.234991*682288=170799.14（元）五、 總結(jié)本文實(shí)證分析的結(jié)果和我們的經(jīng)