國(guó)家財(cái)政收入的主要影響因素分析.doc

線性回歸報(bào)告國(guó)家財(cái)政收入的主要影響因素分析目 錄一、簡(jiǎn)介1二、數(shù)據(jù)描述1三、建立模型2四、對(duì)模型的診斷3（一）、對(duì)模型多重共線性的檢驗(yàn)3（二）、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械膹?qiáng)影響點(diǎn)4（三）、對(duì)模型異方差的檢驗(yàn)5（四）、對(duì)模型自相關(guān)的檢驗(yàn)5五、結(jié)論6附 錄78一、簡(jiǎn)介本報(bào)告主要是研究影響財(cái)政收入的主要因素有哪些，之所以研究這一問(wèn)題，是因?yàn)?，?cái)政收入對(duì)于國(guó)民經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行及社會(huì)發(fā)展具有重要影響。首先，財(cái)政收入是一個(gè)國(guó)家各項(xiàng)收入得以實(shí)現(xiàn)的物質(zhì)保證。一個(gè)國(guó)家財(cái)政收入規(guī)模大小往往是衡量其經(jīng)濟(jì)實(shí)力的重要標(biāo)志。其次，財(cái)政收入是國(guó)家對(duì)經(jīng)濟(jì)實(shí)行宏觀調(diào)控的重要經(jīng)濟(jì)杠桿。宏觀調(diào)控的首要問(wèn)題是社會(huì)總需求與總供給的平衡問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)社會(huì)總需求與總供給的平衡，包括總量上的平衡和結(jié)構(gòu)上的平衡兩個(gè)層次的內(nèi)容。財(cái)政收入的杠桿既可通過(guò)增收和減收來(lái)發(fā)揮總量調(diào)控作用，也可通過(guò)對(duì)不同財(cái)政資金繳納者的財(cái)政負(fù)擔(dān)大小的調(diào)整，來(lái)發(fā)揮結(jié)構(gòu)調(diào)整的作用。此外，財(cái)政收入分配也是調(diào)整國(guó)民收入初次分配格局，實(shí)現(xiàn)社會(huì)財(cái)富公平合理分配的主要工具。在我國(guó)，財(cái)政收入的主體是稅收收入。因此，在稅收體制及政策不變的情況下，財(cái)政收入會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)繁榮而增加，隨著經(jīng)濟(jì)衰退而下降，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是其重要的影響因素。我們從財(cái)政收入的來(lái)源來(lái)分析財(cái)政收入的影響因素。首先國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門(mén)中，工業(yè)和農(nóng)業(yè)對(duì)財(cái)政收入的影響較大。在此基礎(chǔ)上，人口的多少影響著納稅人的數(shù)量，即影響著總稅收的多少。還有人們的消費(fèi)、地方和國(guó)家受災(zāi)情況也影響著我國(guó)的財(cái)政收入。為了分析各主要因素對(duì)國(guó)家財(cái)政收入的影響，建立財(cái)政收入(億元)CS為被解釋變量，農(nóng)業(yè)增加值(億元)NZ、工業(yè)增加值(億元)GZ、建筑業(yè)增加值(億元)JZZ、總?cè)丝?萬(wàn)人)TPOP、最終消費(fèi)(億元)CUM、受災(zāi)面積(萬(wàn)公頃)SZM等為解釋變量的模型。數(shù)據(jù)樣本為1978年-2003年共26個(gè)年份的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。二、數(shù)據(jù)描述（一）、原始數(shù)據(jù)（見(jiàn)附錄：表一）（二）、數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)單描述【SAS code】:data aa;input CS NZ GZ JZZ TPOP CUM SZM;datalines;；proc corr data=aa ;var CS NZ GZ JZZ TPOP CUM SZM;run;三、建立模型根據(jù)SAS結(jié)果可知，選擇自變量為NZ（農(nóng)業(yè)增加值）、GZ（工業(yè)增加值）、JZZ（建筑業(yè)增加值）、TPOP（總?cè)丝冢?、SZM（受災(zāi)面積）因變量為CS（財(cái)政收入）的模型時(shí)，調(diào)整后的最大，C(p)最接近參數(shù)個(gè)數(shù)5，AIC和SBC最小，則說(shuō)明該模型為最佳模型。對(duì)該模型做回歸，結(jié)果見(jiàn)附錄（表二）。對(duì)于整個(gè)模型，為0.9948，說(shuō)明模型與樣本數(shù)據(jù)的擬合程度較高，F(xiàn)檢驗(yàn)值較高，則說(shuō)明模型通過(guò)F檢驗(yàn)。對(duì)于各個(gè)參數(shù)的t檢驗(yàn)，由各t值可知除了JZZ外其余變量都通過(guò)了t檢驗(yàn)。模型為：+【SAS code】:proc reg data=aa;model CS= NZ GZ JZZ TPOP CUM SZM / selection=adjrsq cp AIC SBC VIF;run; 接下來(lái)對(duì)模型作多重共線性、強(qiáng)影響點(diǎn)、異方差和自相關(guān)的檢驗(yàn)。四、對(duì)模型的診斷（一）、對(duì)模型多重共線性的檢驗(yàn)由上截圖結(jié)果可知，變量NZ、GZ、JZZ、TPOP的方差膨脹因子VIF都大于10，則說(shuō)明模型中存在多重共線性。下面用逐步回歸法修正模型中存在的多重共線性。分別做變量CS對(duì)5個(gè)變量的一元回歸，結(jié)果如下：變量NZGZJZZTPOPSZM參數(shù)估計(jì)值0.9360.342.2250.4670.152t統(tǒng)計(jì)量10.7619.6518.567.552.940.82830.94150.93480.70360.26520.82110.93900.93210.69130.2345加入GZ的方程最大，則以GZ為基礎(chǔ)順次加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下：NZGZJZZTPOPSZMGZ，NZ-1.113（-8.68）0.73（16.29）0.9851GZ，JZZ1.26（2.50）-5.841（-1.81）0.9443GZ，TPOP0.417（10.60）-0.118（-1.93）0.9452GZ，SZM0.36（16.63）-0.048（-0.93）0.9387上圖中數(shù)據(jù)為各模型回歸中各變量的系數(shù)值，括號(hào)內(nèi)為各參數(shù)的t檢驗(yàn)結(jié)果，經(jīng)比較，新加入NZ的方程=0.9851改進(jìn)最大，而且各參數(shù)的t檢驗(yàn)顯著，則選擇保留GZ。再加入其他變量逐步回歸，結(jié)果如下：NZGZJZZTPOPSZMGZ，NZ，JZZ-1.066（-8.38）1.135（4.50）-2.70（-1.63）0.9861GZ，NZ，TPOP-1.54（-11.76）0.788（22.59）0.151（4.65）0.9921GZ，NZ，SZM-1.12（-8.29）0.729（15.91）-0.005（-0.20）0.9845在GZ、NZ的基礎(chǔ)上加入TPOP后的方程明顯增大，且各個(gè)參數(shù)的t檢驗(yàn)值都顯著。加入JZZ后該參數(shù)的t檢驗(yàn)沒(méi)通過(guò)，加入SZM后反而變小，則選擇TPOP加入模型。在此基礎(chǔ)上加入剩下的兩個(gè)變量做回歸的結(jié)果沒(méi)有明顯改變，故模型中確定的變量為NZ（農(nóng)業(yè)增加值）、GZ（工業(yè)增加值）和TPOP（總?cè)丝冢ＤＰ腿缦拢?（二）、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭械膹?qiáng)影響點(diǎn) SAS輸出結(jié)果如下：可以根據(jù)上圖DFFITS的絕對(duì)值是否大于1來(lái)判斷哪個(gè)是強(qiáng)影響點(diǎn)。可知，第16、20、23和25個(gè)觀測(cè)值為強(qiáng)影響點(diǎn)，去除后再做回歸。得到模型如下： +去除強(qiáng)影響點(diǎn)后的大于之前的，說(shuō)明擬合效果變好。【SAS code】:proc reg data=aa;model CS= NZ GZ JZZ TPOP CUM SZM / influence;run; （三）、對(duì)模型異方差的檢驗(yàn)先用CS對(duì)GZ、NZ、TPOP做回歸，得出殘差平方和SSE=2044984，將得到的殘差平方對(duì)GZ、NZ、TPOP做回歸，即,提出假設(shè)：，得到回歸平方和。帶入式子運(yùn)算得到：,所以接受原假設(shè)，則模型中無(wú)異方差的存在。【SAS code】:proc reg data=aa;model CS=GZ NZ TPOP/r p;output out=results r=residual p=yhat;run;data results;set results;e2=residual*residual;RUN;proc reg data=results;model e2=GZ NZ TPOP;run;quit;（四）、對(duì)模型自相關(guān)的檢驗(yàn)a.自相關(guān)檢驗(yàn)對(duì)模型做DW檢驗(yàn)，DW值為1.47，查表得到、,則DW,此時(shí)不能判斷是否存在自相關(guān)。因?yàn)樽韵嚓P(guān)的后果比較嚴(yán)重，所以擴(kuò)大拒絕區(qū)域，認(rèn)為DW，且DW4-,則說(shuō)明自相關(guān)已消除。殘差的回歸結(jié)果如下：最終的模型為：CS=-17488-1.599NZ+0.780GZ+0.195TPOP+0.355-0.795+ F=1392.89 DW=2.101 、分別為殘差項(xiàng)滯后一期、二期的值。五、結(jié)論由最終的模型CS=-17488-1.599NZ+0.780GZ+0.195TPOP+0.355-0.795+可知，我國(guó)的財(cái)政收入主要與農(nóng)業(yè)增加值、工業(yè)增加值和總?cè)丝跀?shù)有關(guān)。因?yàn)闊o(wú)論是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù)，還是總?cè)丝跀?shù)、人均消費(fèi)等，都有隨著時(shí)間推移逐漸增加的趨勢(shì)，所以當(dāng)它們作為回歸模型的自變量時(shí)，存在一定的多重共線性。通過(guò)逐步回歸的方法消除了多重共線性。模型還通過(guò)了異方差的檢驗(yàn)。由于數(shù)據(jù)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)，所以存在一定的自相關(guān)，通過(guò)對(duì)其殘差進(jìn)行滯后兩期的回歸解決了自相關(guān)問(wèn)題。根據(jù)模型可看出，當(dāng)其他因素變時(shí)，增加一個(gè)單位的農(nóng)業(yè)增加值，財(cái)政收入減少1.599個(gè)單位；同樣其他因素不變時(shí)增加一個(gè)單位的工業(yè)增加值，財(cái)政收入增加0.78個(gè)單位；其他因素不變時(shí)，人口總數(shù)增加一個(gè)單位財(cái)政收入增加0.195個(gè)單位。附 錄表一：1978-2003年財(cái)政收入及其影響因素?cái)?shù)據(jù)年份財(cái)政收入(億元)CS農(nóng)業(yè)增加值(億元)NZ工業(yè)增加值(億元)GZ建筑業(yè)增加值(億元)JZZ總?cè)丝?萬(wàn)人)TPOP最終消費(fèi)(億元)CUM受災(zāi)面積(萬(wàn)公頃)SZM19781132.31018.41607.0138.2962592239.15076019791146.41258.91769.7143.8975422619.43937019801159.91359.41996.5195.5987052976.14453019811175.81545.62048.4207.11000723309.13979019821212.31761.62162.3220.71016543637.93313019831367.01960.82375.6270.61030084020.53471019841642.92295.52789.0316.71043574694.53189019852004.82541.63448.7417.91058515773.04437019862122.02763.93967.0525.71075076542.04714019872199.43204.34585.8665.81093007451.24209019882357.23831.05777.2810.01110269360.15087019892664.904228.06484.0794.011270410556.54699119902937.105017.06858.0859.411433311365.23847419913149.485288.68087.11015.111582313145.95547219923483.375800.010284.51415.011717115952.15133319934348.956882.114143.82284.711851720182.14882919945218.109457.219359.63012.611985026796.05504319956242.2011993.024718.33819.612112133635.04582119967407.9913844.229082.64530.512238940003.94698919978651.1414211.232412.14810.612362643579.45342919989875.9514552.433387.95231.412476146405.950145199911444.0814472.035087.25470.612578649722.749981200013