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总分
40
得分
计量经济学论文
一、问题提出
自改革开放以来,中国经济的高速增长是有目共睹的,1981~2009年的29年来,中国的财政收入也在高速的增长,从2002年中国财政收入不足2万亿元,到2006年接近4万亿元,,短短5年间中国国家财政收入实现高速增长。中国财政部数据显示,,%,%,,财政收入增收额创近几年同期最高。
,可以说是继2006年财政收入突破4万亿元大关后的又一个惊人数据。在经济高增长的背景下,财政收入的持续高速增长,特别是税收收入增长持续高于同期GDP增长,成为推动财政收入增长的主要原因。目前,我国财政收入的主体是税收收入,%。目前在我国税收当中,占比重最大的是增值税,由于现阶段我国依然依靠投资来拉动经济,这也带来了目前我国财政收入增长比较快的结果。其实,财政收入增长过快只是表象,而投资增长过快造成的经济过热的体制顽疾才是最需要担心的,因此,面对高速增长的财政收入,人们担心的是经济过热问题还会越来越严重。如果财政收入大幅度增长,远远高于国民收入的增长速度,就会出现一系列问题。
收入是一国政府实现政府职能的基本保障,对国民经济的运行及社会的发展起着非凡的作用。首先,它是一个国家各项收入得以实现的物质保证。一个国家财政收入规模的大小通常是衡量其经济实力的重要标志。其次,财政收入是国家对经济实行宏观调控的重要经济杠杆。财政收入的增长情况关系着一个国家的经济的发展和社会的进步。因此,研究财政收入的增长显得尤为重要。财政收入的主要来源是各项税收收入,此外还有政府其他收入和基金收入等。同时一个国家的财政收入的规模还受到经济规模等诸多因素的影响。本文就建立财政收入影响因素模型,实证分析影响我国财政收入的主要因素,为如何合理有效地制定我国的财政收入计划提供一些政策性
建议。
二、模型设定
1994




1995




1996




1997




1998




1999




2000




2001




2002




2003




2004




2005




2006




2007




2008




2009




注:,农业各税包括农业税、牧业税、耕地占用税、农业特产
税、契税和烟叶税;从2006年起,农业各税只包括耕地占用税、契税和烟叶
税。
,从2001年起,
企业所得税还包括除国有企业和集体企业外的其他所有制企业所得税,与以
前各年不可比。
;国内消费税不包括进口产品消费税。
四、模型的估计与调整

假定所建模型及其中的随机扰动项μ满足各项古典假定。利用E-views对上述基本模型进行OLS参数估计:
lnY=C+C1lnX1+C2lnX2+C3lnX3+μ
Eviews的最小二乘法计算结果见表1
表1回归结果
根据表1中数据,模型估计的结果为
()()()
t=()()(-)()
F=
(1)多重共线性的检验
由此可见,该模型,可决系数很高,,说明回归方程明显显著。首先,由于税收是国家政府财政收入最主要的收入来源,很大程度上决定于财政收入的充裕状况;国内生产总值与财政收入的增长保持一定的同向性;全社会固定资产投资通过刺激GDP增长,间接影响财政税收收入整体增长。所以,财政收入一般和税收、GDP、全社会固定资产投资呈正相关关系,即C1至C3应该均为正值。而且财政收入中税收应占很大一部分比重,即C1的数值应该比较高。上面模型得到的C1和C3都为正符合经济理论,但C2却为负与经济理论相悖。其次,税收、GDP、、-、。,,不仅lnX2和lnX3的系数C2、C3的t检验不显著,而且lnX2系数的符号与预期相反,这表明很可能存在严重的多重共线性。
计算各解释变量的相关系数,选择lnX1、lnX2、lnX3数据,得相关系数矩阵如下表2所示:
表2为相关系数矩阵
由相关系数矩阵可以看出,各解释变量相互之间的相关系数较高,证实确实存在严重多重共线性。
(2)修正多重共线性
采用逐步回归的办法,去检验和解决多重共线性问题。分别作lny对lnx1、lnx2、lnx3的一元回归,结果如表3所示
表3一元回归估计结果
变量
lnX1
lnX2
lnX3
参数估计值



t统计量









其中,加入lnX1的方程最大,以lnX1为基础,顺次加入其他变量逐步回归。结果如表4所示
表4加入新变量的回归结果
变量
lnX1
lnX2
lnX3
lnX1,lnX2

()

()

lnX1,lnX3

()

()

经比较,虽然新加入lnX3方程=,改进最大,但是各参数(除了税收lnX1)在显著性水平下,t检验均不显著,说明均要剔除lnX2与lnX3,最终修正严重多重共线性影响后的回归结果为:
表5修正后方程的回归结果
t=()()
===
这说明,当税收每增加1%,%

自相关问题的处理
(1)自相关的检验
该回归方程可决系数较高,回归系数均显著,对样本量为29、一个解释变量的模型、,查DW统计表可知,因为由表5的DW值=,查表得,模型中DW<,显然财政收入模型中有自相关,而且是正相关,这一点从残差图中也可以看出,图1如下
(2)自相关的修正:使用进行滞后一期的自回归,可得回归方程
表6回归方程结果

由式可知,对原模型进行广义差分,得到广义差分方程:
对上式的广义差分方程进行回归,可得方程输出结果
表7广义差分方程输出结果
由表6可得回归方程为
Se=()()
t=()()
F==
其中,
由于使用广义差分数据,样本容量减少了1个,为28个,查5%显著水平的DW统计表可知,模型中4-,>DW=>,说明在5%显著水平下广义差分模型中已无自相关,不必再进行迭代,同时可见,可决系数、t、F统计量也均达到理想水平。
由差分方程式有:
=/(1-)=
由此,得到最终的财政收入模型为
由财政收入模型可知,当年税收第增长1%,%
异方差问题的处理
(1)异方差的检验
由于各年存在不同的税收收入,因此,每年对税收收入的数量存在不同的变化,这种差异使得模型很容易产生异方差,从而影响模型的估计和运用,为此,必须对该模型是否存在异方差进行检验。
由表5的估计结果,对其进行White检验,根据White检验中辅助函数的构造,最后一项为变量的交叉乘积,因为本式为一元函数,帮无交叉项,则辅助函数为
经估计出现White检验结果,见表8
表8White检验结果
从表8可以看出,=,由White检验知,在下,查分布表,得临界值,同时lnX和(lnX)^2的t检验值也显著,比较计算的统计量与统计值,因为=>,所以拒绝原假设,不拒绝备择假设,表明模型存在异方差
五、本文的结论
(1)该模型的经济意义很明显,即财政收入主要取决于税收。lnX1的系数为财政收入的税收弹性,即当年税收每增长1%,%;可见税收变化相当影响财政收入的变化。