关于我国财政税收的影响因素的分析

显然，参数β2的置信区间比β3和β4的要小，这意味着在同样的置 信度下， β2的估计结果精度更高一些。
异方差检验
由左图结果可得到： 怀特统计量N*R² =21*0.72=15.12, 查χ²分布表得到α=0.05的显著水平下，
自由度为17的χ²分布的临界值为27.6.
15.12<27.6,所以不拒绝同方差的原假设， 即不存在异方差。
回归模型的显著性检验 F检验
ˆ ˆ ˆ H0: β 2 =β3=β4=0, ˆ ˆ ˆ H 1: β 2 ;β3;β4;不全为0
给定的显著性水平α=0.05，在F分布表中查出自由度为K-1=3和nk=21的临界值Fα（3，21）=3.075.由Eviews得到 F=2717.238>3.075,应拒绝原假设H0,说明回归方程显著，即“国 内生产总值（GDP）”“财政支出”“商品零售物价指数”联合起来
参数的置信区间
在回归模型中，如果给定显著性水平α=0.05，查表得 到 t α/2（n-k-1）= t0.025（21）= 2.08从回归计算中得
Λβ2 =-0.02 ，sΛβ2=0.006
Λβ3 =0.702 ，sΛβ 3 = 0.03 Λβ4 =23.98 ，sΛβ4 =8.7
模型设定说明
以财政税收作为被解释变量（Y） 择“国内生产总值（X2)”作为经济整体增长水平的代表； 选择中央和地方“财政支出(X3)”作为公共财政需求的代表；
选择“商品零售物价指数(X4)”作为物价水平的代表。
由于税制改革难以量化，而且1985年以后财税体制改革对税收增长影响 不是很大，可暂不考虑。
确实对“税收收入”有显著影响。
回归系数进行显著性检验 t 检验
提出假设 H0： βi = 0（i=1,2,3,4） H1： βj ≠ 0（j=1,2,3,4 给定的显著水平α=0.05，查t分布表得自由度为n-k=21临界值 tα/2（n-k）=2.080。由Eviews数据可得，与β0,β2,β3,β4对应的t 统计量分别为-2.7458，3.9567，21.1247，2.7449，其绝对值 均大于2.080，这说明分别都应当拒绝H0，也就是说，当其他解释 变量不变的情况下，解释变量“国内生产总值(亿元）X2”“财政支出 （亿元）X3”“商品零售价格指数（%)X4”分别对被解释变量“税收 收入Y”都有显著的影响。
经济意义检验
模型估计结果说明，在假定其他变量不变的情况下，当年GDP每 增长1亿元，税收收入就会增长0.02207亿元；在假定其他变量不 变的情况下，当年财政支出每增长1亿元，税收收入就会增长 0.7021亿元；在假定其他变量不变的情况下，当零售商品物价指 数上涨一个百分点，税收收入就会增长23.985亿元。
）
同样地，
Y0的95%的置信区间为： 20277±2.08*347.378 或（19554.45，20999.55）
报告评价
在进行变量的选择上具有局限性，因为许多影响因素找不了数据 以及不能进行数据的量化，所以没能考虑进模型，所以模型的实 际代表意义相对来说削弱了很多。 方法： 在建立模型时，利用散点图对数据的相关性进行了的分析， 其大致呈线性相关，我才决定建立多远线性回归模型，具有一定 的科学性。
参数的置信区间
根据公式：1-α的置信度下βj的置信区间
（βj -tα/2*sβj ， βj +tα/2*sβj）
计算得到Λ β2、 Λ β3和Λ β4的置信区间分别为： Λ β2:（-0.03248，-0.0075） Λ β3:（0.6396，0.7644） Λ β4:（5.884，42.076）
多重共线性的检验
检验方法：逐步回归法 （一）、找出最简单的回归形式，确定初始的回归模型： 1、分别作Y与X2，X3，X4间的回归： （1）ΛY=-83.6+0.14X2 R² =0.94 （2）ΛY=84.9+0.81X3 R² =0.99 36 （3）ΛY=29772.9-2.236X4 R² =0.118 由上可见，财政收入（亿元）受财政支出（亿元）影响最大，因此， 选择（2）为初始的回归模型。
ŷ＝0.022 X2+ 0.7*X3+23.98X4-2582.7
预测
通过在Eviews软件里的操作，扩大样本数据范围，假设预测的解释 变量。如下表 ：
得到预测的ΛY0值为20277.84（亿元）
预测计算E( Y0) 间
和（Y0）的置信区
设定在α=0.05显著性水平下，临界值t统计量；Y0的方差 Var(Y0)，预测误差e0的方差的估计量δe0².
结论：根据研究，选取的几个变量对财政税收都有影响，但由于 相关数据无法量化，导致模型存在一定的问题，望老师加以指正。
谢谢观看
由上两页的公式，可以用计算器算出： =263.96
=
0.86
由之前预测结果知,预测的 Y0 (居民消费 水平)=20277.84（亿元）。 在95%的 置信度下，查表得临界tα/2(21)=2.08， 于是可由公式计算出计算E( Y0 )的 95%的置信区间为： 20277.84±2.08*263.96*0.86 或 （19804.83，20749.17）
序列相关检验（D.W检验法 ）
由上可知：Durbin-Watson stat＝1.97，给定显著性水平 a=0.05，查D-W表，n=21，k＝4（包括常数项），得下限临界 值dL=0.80，上限临界值dU=1.41，由于 DW统计量为du<1.97<4-du=2.59。由判定区域可知，随机误 差项不存在一阶自相关。
三、变量的选取
以财政税收作为被解释变量（Y） 择“国内生产总值（X2)” ； 选择中央和地方“财政支出(X3)” ； 选择“商品零售物价指数(X4)” 。
数据收集
从中国统计年鉴搜集到了从1978-2002年的各种相关数据
Y与X2,X3,X4的散点图：
六、设定多元线性回归模型为
逐步回归
将其他解释变量分别导入上述初始回归模型，寻找最佳回归方程。如下
C ΛY=f(X3) 84.9 2.75
X2
X3 0.81 60
X4 0.9936
t值
ΛY=f(X3,
X2)
-9.66
0.025

0.67
0.9965
t值
ΛY=f(X3, X2,X4)
-2.31 -2582.7
4.2 0.022
18.9 0.7 23.98 0.9974
从Y 与四个变量的散点图可以看出，Y与其大致呈线性关系，故设 定其为多元线性回归模型： ŷ=^ß0++^ß 2x2+^ß 3x3+^ß 4x4+ ei
参数估计
运用Eviews软件估计结果如下图所示。
多元线性方程为：
模型估计的结果为： Yi=-2582.755+0.022067X2+0.702104X3+23.98506X4
关于我国财政税收的影响因素的分析报告
石威 2011级经济学 110401010048
选题背景
改革开放以来，随着经济体制的改革深化和经济的快速增 长，中国的财政收支状况发生了很大的变化，中央和地方 的税收收入1978年为519.28亿元到2002年已增长到 17636.45亿元25年间增长了33倍。为了研究中国税收收 入增长的主要原因，分析中央和地方税收收入的增长规律， 预测中国税收未来的增长趋势，我以建立一个计量经济学 模型以更好的研究我国财政税收的变化情况。
t值
-2.7
3.96
21.1
2.7
讨论
一、在初始模型中引入X2， 模型拟合优度提高，且 参数符号合 理，变量也通过了t检验. 二、引入X4，拟合优度再次提高，且参数符号合理，变量 也通过了t检验。因此，模型检验中不存在多重共线性。最终的函 数以 Y=f(X2,X2,X4）为最优，拟合结果如下：
我们可以得到：1-α的置信度下 E（Y0） 的置信区间 ：
得到1- α的置信水平下Y0的置信区间:
由下面窗口中得到 预测值Y0的预测误差方差的估计值为 / 1+ x0(x′x) ¹ 347.3782.也即是公式中δ X=347.3782.
∑ei ² =1463163/21=69674.43
(940.6119) (0.0056)
t={-2.7458} R2=0.997 {3.9567} R2=0.997
(0.0332)
(8.7383)
{2.7449} df=21
{21.1247} F=2717.254
模型的统计检验
拟合优度检验：
对Eviews进行操作得出： 可决系数R2=0.997，修正后的可决系数为R2=0.997，由此 我们可以得出，在这个多元线性回归模型中，调整后的可决系 数达到了0.997，这说明模型对样本拟合的很好。 这说明了，在我们研究的样本模型中，中国的财政税收 (Y)增长的因素中有99.7%可以由解释变量来解释，而不能由 解释变量解释的部分仅占了0.3% 。
研究目的：为了了解中国税收收入增长的主要原因，分析 中央和地方税收收入的增长规律，预测中国税收未来的增 长趋势。
选择影响因素分析
影响中国税收收入增长的因素很多，但据分析主要的因素可能有：（1） 从宏观经济看，经济整体增长是税收增长的基本源泉。（2）公共财政的 需求，税收收入是财政的主体，社会经济的发展和社会保障的完善等都对 公共财政提出要求，因此对预算指出所表现的公共财政的需求对当年的税 收收入可能有一定的影响。（3）物价水平。我国的税制结构以流转税为 主，以现行价格计算的DGP等指标和和经营者收入水平都与物价水平有关。 （4）税收政策因。我国自1978年以来经历了两次大的税制改革，一次是 1984—1985年的国有企业利改税，另一次是1994年的全国范围内的新 税制改革。税制改革对税收会产生影响，特别是1985年税收陡增 215.42%。但是第二次税制改革对税收的增长速度的影响不是非常大。 因此可以从以上几个方面，分析各种因素对中国税收增长的具体影响。