中国财政收入的影响因素Word文档格式.docx

1、 Yi=0+1 X1i+2 X2i+3 X3i+4 X4iY为财政收入（亿元），X1i为工业总产值（亿元），X2i农业总产值（亿元），X3i为建筑业总产值（亿元），X4i为社会消费品零售总额（亿元）四、数据的收集本文收集了中国2010年各省份有关财政收入方面的经济数据，如下表所示：（单位：亿元）地 区一般预算收 入工 业总 产 值农 业建 筑 业社会消费品零售总额地方合计32602.59548311.430611.0776807.74164114830.1 北 京2026.80911039.13140.44454059.702334645.5 天 津821.991613083.63139.69

2、771911.475262078.7 河 北1067.12324062.761927.7782525.04614991.1 山 西805.82799249.98556.33521826.103992421.1 内蒙古850.858810699.44731.902964.725452463 辽 宁1591.2228152.73913.48173384.647585032.4 吉 林487.094310026.55777.45351142.841822549.2 黑龙江641.66277301.61206.791342.385632928.3 上 海2540.29824091.26147.5289

3、3830.54394577.2 江 苏3228.7873200.031948.19510265.109729905.1 浙 江2142.51341035.29879.04989588.721367533.3 安 徽863.917513312.591289.7942239.572743045.2 福 建932.428216762.82826.22132204.126593866.7 江 西581.30129783.96729.72231323.242772142 山 东2198.63271209.423223.9874579.1538410658.8 河 南1126.06427708.15283

4、3.2673596.486725815.4 湖 北814.865315567.021511.4873421.892725109.7 湖 南847.617813507.641596.6462507.402034222.6 广 东3649.81168275.771551.0353809.296712986.6 广 西620.98886880.041134.978934.375552395.8 海 南178.2421057.45307.567143.94415463.2 重 庆655.17016772.9522.84071915.249482147.1 四 川1174.59318071.681806

5、.0623337.446894944.8 贵 州416.47613426.69501.523523.906921075.2 云 南698.25255197.45850.65481196.220421764.7 西 藏30.089451.639.0574694.93204130 陕 西735.27048470.4823.62309.14242317.1 甘 肃286.58983770.38587.2679579.88591023.6 青 海87.73811080.3561.30805204.34189259.7 宁 夏111.57551461.58146.7825259.22467295.4 新

6、 疆388.78484001.12898.6167786.594081041.5数据来源：中华人民共和国国家统计局五、模型的估计与调整（一）、被解释变量与解释变量之间的散点图Y与X1的散点图 Y与X2的散点图Y与X3的散点图Y与X4的散点图（二）、用最小二乘法对模型进行回归得到原始回归，结果如下:从结果可以看出，拟合度较好，但变量X1（工业总产值）对财政收入的影响甚微，且其T统计量不够高，且F统计量也不够好，认为该回归有较强的多重共线性。下面进行计量经济学检验：1、多重共线性检验：（1）、简单相关系数法X1,X2,X3,X4的简单相关系数如下表所示：由上表看出，变量X1（工业总产值）与X4（社

7、会消费品零售总额）的简单相关系数为0.956339，它们间存在高度相关性。（2）、找出最简单的回归形式：分别作Y与X1,X2,X3,X4间的回归：Y=348.1961+0.039774 X1 （3.424898） （10.34712） R2=0.786863 D.W.=1.508394Y=589.4850+0.468084 X2 （2.413402） （2.393958） R2=0.165012 D.W.=1.466043Y=303.7524+0.301874 X3 （2.116021） （7.158113） R2=0.638578 D.W.=1.9533941Y=77.09292+0.263

8、108 X4 （0.729476） （11.95432） R2=0.831303 D.W. =1.202539可见，财政收入受社会消费品零售总额的影响最大，因此，选作为初始的回归模型。（3）、逐步回归法：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（如下表）：CX4X1X2X3R2D.W.Y=f（X4）77.090920.2631080.8313031.202539t值0.72947611.95432Y=f（X4,X1）117.61650.2143110.0079280.8339741.2600990.959352.8186950.671098Y=f（X4,X2）243.83010

9、.344304-0.4734430.9209451.9816263.0728216.36273212.022417Y=f（X4,X2,X3）217.65710.306624-0.4445930.0553980.9292522.168412.79607410.46334-5.385711.78052过程如下：1 在初始回归模型中引入X1,模型拟合度和D.W.统计量虽都有改善，但变量X4的t统计量明显降低,X1也无法通过t检验，且其判定系数为0.920375：X1=-5640.407+0.656684X2+1.030442X3+5.433391X4 R2=0.920375 D.W.=1.80118

10、6认为X1可以用其他解释变量表示代替，及X1与其他解释变量存在多重共线性；2 去掉X1，引入X2，拟合优度显著提高，D.W.值也接近于2，且各解释变量的t统计量均有所上升3 继续引入X3，拟合优度所有提高，各解释变量的t统计量虽然有所下降，但仍通过检验，具有显著性，D.W.值也在2附近综上，去掉变量X1，拟合结果如下： Y=217.6571-0.444593X2+0.055398X3+0.306624X4 （2.796074） （-5.38710） （1.78520） （2.796074） R2=0.929252 D.W. =2.1684102.异方差性检验由于本模型所选择的数据为截面数据，各省经济发展水平不一且相差较大，在不同样本点上解释变量以外的其他因素的差异较大，从上文所揭示的被解释变量与各解释变量