我國財(cái)政收入和國民生產(chǎn)總值的計(jì)量分析

1、 我國財(cái)政收入和國民生產(chǎn)總值的計(jì)量分析 前言1978年十一屆三中全會確立了改革開放的戰(zhàn)略決策，在這一戰(zhàn)略決策的指引下，我國的國民經(jīng)濟(jì)得到了飛速的發(fā)展,我國的總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷增強(qiáng)，國民生產(chǎn)總值持續(xù)增長，總量已經(jīng)位居世界前列，我國已經(jīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上取得了舉世矚目的成就。隨著國民生產(chǎn)總值的增長，我國的財(cái)政收入也呈每年增長的趨勢：一.建立模型 我們知道國民生產(chǎn)總值是影響財(cái)政收入的主要因素，國民生產(chǎn)總值X與財(cái)政收入Y之間存在密切的關(guān)系，財(cái)政收入隨國民生產(chǎn)總值的增加而增加，但變動幅度相對較低，因此可設(shè)定財(cái)政收入Y與國民生產(chǎn)總值X之間的關(guān)系為 Y=1+2X+U 其中：Y為年財(cái)政收入（億元）；Xi為年國民生產(chǎn)總

2、值（億元）。變量采用年度數(shù)據(jù)，樣本期為19781997年。1指當(dāng)國民生產(chǎn)總值為零時(shí)的最低財(cái)政收入。 二估計(jì)模型中的未知參數(shù) 假定模型中的隨機(jī)誤差項(xiàng)U滿足古典假設(shè)，運(yùn)用OLS方法估計(jì)模型的參數(shù)。 1建立文檔，輸入數(shù)據(jù) 2用OLS估計(jì)未知參數(shù) 所以模型是 Y=858.3108+0.100031X+U三 模型檢驗(yàn)從估計(jì)結(jié)果、可以看出，可決系數(shù)為0.9916，表面上看模型在擬合上非常好。系數(shù)顯著性檢驗(yàn)：對于2，t統(tǒng)計(jì)量為34.41495。給定=0.05，查t分布表，在自由度為n-2=18下，。得臨界值t 0.025(18)=2.101,因?yàn)閠>t 0.025(18),所以拒絕H。：2=0,表明國

3、民生產(chǎn)總值對財(cái)政收入有顯著影響。并且從經(jīng)濟(jì)意義上看， =0.100031,表面國民生產(chǎn)總值每增加1億元，財(cái)政收入平均增加0.11億元。四，預(yù)測 若1998年的國民生產(chǎn)總值為78017.8億元，下面預(yù)測1998年的財(cái)政收入。通過Eviews計(jì)算得Y=8662.491元。通過下圖可以看到五，自相關(guān)性檢驗(yàn)1.圖示法根據(jù)上述OLS估計(jì)。我們暫把Y=858.3108+0.100031X+U作為模型。根據(jù)其得到殘差resid,運(yùn)用genr生成序列e，則在quick菜單中選graph項(xiàng)，在圖形對話框里鍵入：e e(-1)，再點(diǎn)擊scatter diogram。得輸出結(jié)果：從上圖可以看出殘差E呈線性自回歸，表

4、明隨機(jī)誤差U存在自相關(guān) 2.DW檢驗(yàn)根據(jù)Yi=858.3108+0.100031Xi+Ui的估計(jì)結(jié)果。由DW=0.8595,給定顯著性水平=0.05，查Durbin-Watson表，n=20,k(解釋變量個(gè)數(shù))=1,得下限臨界值d =1.20,上限臨界值d=1.41,因?yàn)镈W統(tǒng)計(jì)量為0.8595<dL=1.20。根據(jù)判斷區(qū)域可知，這時(shí)隨機(jī)誤差項(xiàng)存在正的一階自相關(guān)。六.自相關(guān)的修正1.由DW=0.8595,根據(jù) =1-DW/2，計(jì)算出 =0.57025。用GENR分別對X和Y作廣義差分。在Workfile框中選GENR菜單，在對話框中直接輸入生成格式。即DX=X-0.57025*X(-1)

5、DY=Y-0.57025*Y(-1)然后再用OLS方法估計(jì)其參數(shù)，結(jié)果為DY=363.4310+0.101975DXt=(5.938618) (27.40193)可決系數(shù)為0.977861, F=750.8658, DW=1.076900.這時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)用廣義差分法后，DW值有顯著提高，但仍然存在自相關(guān)。2.迭代法在Quick菜單中選Estimate Equation項(xiàng)，出現(xiàn)估計(jì)對話框，直接鍵入：Y C X AR(1),得如下結(jié)果：見下圖:從上表可以看到DW=1.087370,繼續(xù)有所提高，但仍存在自相關(guān)性。3.利用對數(shù)線性回歸修正自相關(guān)。運(yùn)用GENR分別對X和Y生成logX和logY，即GE

6、NR LY=LOG(Y)GENR LX=LOG(X)在估計(jì)對話框中直接鍵入：LY C LX，即得相應(yīng)的輸出結(jié)果，見下表：DW值不升反降，再同時(shí)考慮迭代，在估計(jì)對話框里鍵入：LY C LX AR(1) 得下表：故可知該模型始終存在自相關(guān)性。我們估計(jì)這是由于政府在制定財(cái)政預(yù)算時(shí)，總要根據(jù)上年甚至前幾年的財(cái)政收入數(shù)據(jù)進(jìn)行編制。這就是說本年的財(cái)政收入要受前幾年的財(cái)政收入的影響。七.異方差性檢驗(yàn) 先將時(shí)間定為19781985，然后用OLS方法得到下列結(jié)果 Y=535.6012+0.143279X（4.473） (6.2177)R2=0.885479 e12=23658.52然后將時(shí)間定義為1991199

7、7，再用OLS方法得到如下結(jié)果 Y=773.8169+0.101069X (2.507852) (16.48025) R2=0.981923 e22=454034.8求F統(tǒng)計(jì)量： F=454034.8/23658.52=19.19，查F分布表，給定顯著性水平=0.05，得臨界值F0.05(6,6)=4.28,比較f=19.19>4.28,則拒絕原假設(shè)，表明隨機(jī)誤差存在異方差。八.異方差的修正1， WLS估計(jì)法。首先生成權(quán)數(shù)W=1/X，然后用OLS估計(jì)得出結(jié)果：2， 對數(shù)變換法先用GENR生成序列LX和LYGENR LY=LOG(Y)GENR LX=LOG(X)然后用OLS法求LY對LX的

8、回歸，其結(jié)果為：比較第一中方法與第二種方法，我們發(fā)現(xiàn)X與Y在對數(shù)線形回歸下擬合效果最好。這與財(cái)政收入Y的曲線呈對數(shù)型圖形有關(guān)。 lnY=1.489761+0.662427lnX(9.599) (40.99) 可決系數(shù)為0.989401 F統(tǒng)計(jì)量為1680.195九，建立自回歸模型 假設(shè)模型為：Y=+0*Xt+1*Yt-1+Ut回歸結(jié)果如下：結(jié)果顯示， t檢驗(yàn)值，F(xiàn)檢驗(yàn)值，及R2都顯著，且h統(tǒng)計(jì)量 h=1.142在顯著水平=0.05上，查標(biāo)準(zhǔn)分布表得臨界值H/2=1.96,由于|h |=1.1421.96則接受原假設(shè)=0，模型擾動項(xiàng)不存在一介序列相關(guān)。估計(jì)模型為Y=182.2547+0.036672Xt+0