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，再到2007年上半年突破2.6万亿元，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，2007年1至6月累计全国财政收入达到26117.84亿元，同比增长30.6％，完成预算的59.3％，增幅比上年同期提高8.6个百分点，财政收入增收额创近几年同期最高。

2007年上半年我国财政收入达到2.6万亿元，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，2006年税收收入已经占到了全部财政收入的95.7％。

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、模型设定研究财政收入的影响因素离不开一些基本的经济变量。

回归变量的选择是建立回归模型的一个极为重要的问题。

如果遗漏了某些重要变量，回归方程的效果肯定不会好。

而考虑过多的变量，不仅计算量增大许多，而且得到的回归方程稳定性也很差，直接影响到回归方程的应用。

通过经济理论对财政收入的解释以及对实践的观察，对财政收入影响的因素主要有税收、国内生产总值、全社会固定资产投资等。

（1）税收。

税收由于具有征收的强制性、无偿性和固定性特点，可以为政府履行其职能提供充足的资金来源。

因此，各国都将其作为政府财政收入的最重要的收入形式和最主要的收入来源。

（2）国内生产总值。

常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标。

GDP会促进国民收入，从而会提高居民个人收入水平直接影响居民储蓄量，并与财政收入的增长保持一定的同向性。

（3）全社会固定资产投资。

是建造和购置固定资产的经济活动，即固定资产再生产活动。

主要通过投资来促进经济增长，扩大税源，进而拉动财政税收收入整体增长。

（4）模型形式的设计本文以财政收入Y（亿元）为因变量，税收X1（亿元）、国内生产总值X2（亿元）、全社会固定资产投资X3（亿元）3个经济指标为自变量，建立多元函数，即：lnY= C+ C1lnX1+ C2lnX2+ C3lnX3+ μ三、数据的收集本文以《中国统计年鉴》为源，使用了1981—2009 年税收、国内生产总值、全社会固定资产投资的数据，数据真实可靠。

为了消除异方差，对数据做取对数处理，利用E- views 进行回归分析，排除以往模型存在的多重共线性，建立财政收入影响因素更精确模型，分析影响财政收入的主要因素及其影响程度。

1981-2009年财政收入及其影响因素的数据年份国家财政收入税收国内生产总值全社会固定资产投资额(亿元) (亿元) (亿元) (亿元) 1981 1175.8 629.89 4891.6 961.01 1982 1212.3 700.02 5323.4 1230.40 1983 1367.0 775.59 5962.7 1369.06 1984 1642.9 947.35 7208.1 2450.50 1985 2004.8 2040.79 9016.0 2543.19 1986 2122.0 2090.73 10275.2 3019.62 1987 2199.4 2140.36 12058.6 3640.86 1988 2357.2 2390.47 15042.8 4496.54 1989 2664.9 2727.40 16992.3 4137.73 1990 2937.1 2821.86 18667.8 4449.29 1991 3149.5 2990.17 21781.5 5508.80 1992 3483.4 3296.91 26923.5 7854.98 1993 4349.0 4255.3 35333.9 12457.88 1994 5218.1 5126.88 48197.9 17042.941995 6242.2 6038.04 60793.7 20019.261996 7408.0 6909.82 71176.6 22913.551997 8651.1 8234.04 78973.0 24941.111998 9876.0 9262.8 84402.3 28406.171999 11444.1 10682.58 89677.1 29854.712000 13395.2 12581.51 99214.6 32917.732001 16386.0 15301.38 109655.2 37213.492002 18903.6 17636.45 120332.7 43499.912003 21715.3 20017.31 135822.8 55566.612004 26396.5 24165.68 159878.3 70477.42005 31649.3 28778.54 183217.5 88773.62006 38760.2 34804.35 211923.5 109998.16242007 51321.8 45621.97 257305.6 137323.93812008 61330.4 54223.79 314045.4 172828.39982009 68476.9 59521.59 335352.9 224598.7679注：1.2006年以前，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。

2.企业所得税2001年以前只包括国有及集体企业所得税，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。

3.国内增值税不包括进口产品增值税；国内消费税不包括进口产品消费税。

四、模型的估计与调整1. 参数估计与解释变量问题处理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+ μEviews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321ln 4719.0ln 3195.0ln 6930.06928.1ˆln X X X Y i +-+= (0.6921) (0.1687) (0.2476) (0.2424)t=(2.4457) (4.1080) (-1.2903) (1.9466)9855.02=R 9838.02=R F=566.1477 =df 25（1）多重共线性的检验由此可见，该模型9855.02=R ，9838.02=R 可决系数很高，F 检验的值为566.1477，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 、全社会固定资产投资的t 统计量值分别为4.1080、-1.2903、1.9466。

在显著性水平为0.05 时，060.2)429()(025.02/=-=-t k n t α，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所示其中，加入lnX1的方程2R最大，以lnX1为基础，顺次加入其他变量逐步回归。

结果如表4所示经比较，虽然新加入lnX3方程2R=0.9833，改进最大，但是各参数（除了税收α显著性水平下，t检验均不显著，说明均要剔除lnX2与lnX3，lnX1）在05.0=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tt X Y ln 9336.07071.0ˆln += t=(3.4049) (39.6998)9832.02=R 2R =0.9825 F=1576.071 DW=0.3854这说明，当税收每增加1%，平均来说财政收入会增加0.9336%2．随机扰动项自相关问题的处理（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、在0.05显著水平下，查DW 统计表可知，因为由表5的DW 值=0.3854，查表得483.1,341.1==U L d d ，模型中DW<L d ，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t e 进行滞后一期的自回归，可得回归方程表6 回归方程结果=t eˆ0.73611-t e 由式可知7361.0ˆ=ρ，对原模型进行广义差分，得到广义差分方程： t t t t t v X X C C Y Y +-+-=---)ln 7361.0(ln 2)7361.01(1ln 7361.0ln 11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**ln 9477.01442.0ˆln tt X Y += Se=(0.1267) (0.0513)t=(1.1375) (18.4734)9292.02=R F=341.2685 DW=2.0120 其中=*ln t Y 1ln 7361.0ln --t t Y Y ，1*ln 7361.0ln ln --=t t t X X X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476.1,328.1==U L d d ，模型中4-U d ,>DW=2.0120>U d ，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。