税收计量经济学论文

计量经济学课程论文　　小组成员：　　组长：　　指导教师：　　日期：2010/年5月27日　　2006年我国各城市的GDP变动的多因素分析　　摘要：本文主要通过对各城市同一时期的GDP进行多因素分析，建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。　　关键词：GDPY(亿元） 多因素分析 模型 计量经济学 检验　　一、引言部分　　GDP（国内生产总值）指一个国家（或地区）所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果，从价值形态看，它是所有常住单位在一定时期内生产的全部货物和服务价值超过同期中间投入的全部非固定资产货物和服务价值的差额，即所有常住单位的增加值之和。GDP在创造的同时也被相应的生产要素分走了，主要体现为劳动报酬和利润。在现代社会政府还要以税收的形式拿走一部分GDP。本文主要研究就业人数L（万人）、各地区资本形成总额K(亿元）剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）之后对各城市同一时期的GDP的影响。　　二、文献综述　　注： 2006年各城市同一时期的GDP总量的数据来源于《中国统计年鉴2007》；　　2006年就业人数L（万人）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；　　2006年资本形成总额K(亿元）的数据来源于《中国统计年鉴2007》,本表按2006年价格计算；　　2006年商品零售价格指数P（上年=100）的数据来源于《中国统计年鉴2007》；　　三、研究目的　　通过研究各个城市在同一时期的GDP建立以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立多元线性回归模型，从而对各城市同一时期的GDP进行数量化分析。掌握建立多元回归模型和比较、筛选模型的方法。　　四、实验内容　　根据生产函数理论，生产函数的基本形式为: 。其中，L、K分别为产出GDP的过程中投入的劳动与资金,本文未考虑时间变量 即技术进步的影响。上表列出了我国2006年我国各个城市的GDP的有关统计资料；其中产出Y为各城市同一时期的GDP（可比价），L、K分别为2006年年末职工人数和各地区资本形成总额（可比价）。　　五、建立模型并进行模型的参数估计、检验及修正　　（一） 我们先建立Y1与L的关系模型：　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)　　L——2006年年末职工人数（万人）　　模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验　　利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与L的散点图如下：　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：　　Dependent Variable: Y1　　Method: Least Squares　　Date: 05/27/10 Time: 14:45　　Sample: 1 36　　Included observations: 31　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C -264 2169 -184861 0034　　L 99417 712549 04299 0000　　R-squared 938534 Mean dependent var 979　　Adjusted R-squared 936415 SD dependent var 139　　SE of regression 545 Akaike info criterion 66266　　Sum squared resid 74755513 Schwarz criterion 75517　　Log likelihood -7712 F-statistic 8073　　Durbin-Watson stat 503388 Prob(F-statistic) 000000　　可见，L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，劳动每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加9941， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为936415，F值为8073，明显通过了F检验。且L的P检验值为0，小于05,所以通过了P值检验　　（二）建立Y1与K1的关系模型：　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)　　K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）　　模型的参数估计及其经济意义、统计推断的检验　　利用EVIEWS软件，经回归分析，作出Y1与K1的散点图如下：　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得：　　Dependent Variable: Y1　　Method: Least Squares　　Date: 05/27/10 Time: 17:16　　Sample: 1 36　　Included observations: 31　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C -0563 0357 -793873 0833　　K1 241106 086751 83385 0000　　R-squared 958357 Mean dependent var 979　　Adjusted R-squared 956921 SD dependent var 139　　SE of regression 537 Akaike info criterion 27332　　Sum squared resid 50647333 Schwarz criterion 36583　　Log likelihood -7364 F-statistic 3880　　Durbin-Watson stat 697910 Prob(F-statistic) 000000　　可见，K1的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加241106， 这在一定条件下可以实现。另外，修正可决系数为956921，F值为3880，明显通过了F检验。且K1的P检验值为0，小于05,所以通过了P值检验　　通过两个模型的可绝系数 、调整可决系数 、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的 ，Y1与K1的关系模型优于Y1与L的关系模型。因此，在以Y1与K1的关系模型为基础模型的条件下，建立二元关系模型。　　（三）建立Y1与K1和L的二元关系模型　　其中，Y1——各个城市在同一时期的实际GDP(亿元)　　K1——各地区资本形成总额(实际投入额)（亿元）　　L——2006年年末职工人数（万人）　　利用EVIEWS软件，用OLS方法估计得　　Dependent Variable: Y1　　Method: Least Squares　　Date: 05/27/10 Time: 17:23　　Sample: 1 36　　Included observations: 31　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C -643 2218 -516968 0001　　K1 336796 176104 590936 0000　　L 522268 190606 478107 0000　　R-squared 979900 Mean dependent var 979　　Adjusted R-squared 978464 SD dependent var 139　　SE of regression 3899 Akaike info criterion 60943　　Sum squared resid 24446367 Schwarz criterion 74820　　Log likelihood -4462 F-statistic 5040　　Durbin-Watson stat 633165 Prob(F-statistic) 000000　　可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为978464，F值为5040，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,所以通过了P值检验。　　通过两个模型的可绝系数 、调整可决系数 、T检验、F检验、P值检验的比较，明显的 ，Y1与K1和L的关系模型优于Y1与K1的关系模型。因此，建立二元关系模型更符合实际经济情况。　　（四）建立非线性回归模型——C-D生产函数。　　C-D生产函数为： ，对于此类非线性函数，可以采用以下两种方式建立模型。　　方式1：转化成线性模型进行估计；　　在模型两端同时取对数，得：　　在EViews软件的命令窗口中依次键入以下命令：　　GENR LNY1=log（Y1）　　GENR LNL=log（L）　　GENR LNK1=log（K1）　　LS LNY1 C LNL LNK1　　则估计结果如图所示。　　Dependent Variable: LNY1　　Method: Least Squares　　Date: 05/27/10 Time: 17:29　　Sample: 1 36　　Included observations: 31　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 242345 198180 222853 2316　　LNK1 666500 082707 058538 0000　　LNL 493322 088128 597775 0000　　R-squared 988755 Mean dependent var 504486　　Adjusted R-squared 987951 SD dependent var 037058　　SE of regression 113834 Akaike info criterion -416379　　Sum squared resid 362831 Schwarz criterion -277606　　Log likelihood 95388 F-statistic 946　　Durbin-Watson stat 295173 Prob(F-statistic) 000000　　可见，K1和L的t值显著，且系数符合经济意义。从经济意义上讲，资本每增加一单位，都可以使实际GDP相应增加。另外，修正可决系数为987951，F值为946，明显通过了F检验。且K1和L的P检验值为0，均小于05,所以通过了P值检验。　　通过对以上模型的可决系数 、调整可决系数 、F检验的比较，明显的 ，该模型最优。因此，选用该模型为以各城市同一时期的GDP为被解释变量，以其它可量化横截面数据作为解释变量建立的最优多元线性回归模型。　　六、总结　　综上所述，我们采用截面数据拟合的模型成功的反映各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）间的数量关系，是一个成功的模型。从模型中看出，各城市同一时期的GDPY1与就业人数L（万人）和各地区剔除价格影响因素即商品零售价格指数P（上年=100）的资本形成总额K1(亿元）有非常密切的关系，与柯布-道格拉斯 （C-D）生产函数密切吻合，验证了柯布-道格拉斯 （C-D）生产函数的正确。　　参考文献：　　1、《国民经济核算——国家统计年鉴2007》　　2、《价格指数——国家统计年鉴2007》　　3、《中国国内生产总值核算》,作者：许宪春 编著，

1982年1月大学毕业后,一直从事统计学的教学和科研,1998年开始从事数量经济学研究,为研究生\本科生讲授过计量经济学\宏观经济数量分析\概率论与数理统计\多元统计分析\非参数统计\经济统计\管理统计等多门课程,在<数量经济技术经济研究>\<社会科学战线>\<当代经济研究>\<经济纵横>\<税务与经济>等刊物,共发表论文80多篇,承担课题十余项,其中多项研究成果获奖吉林省未来十年粮食生产发展模式研究获①吉林省第四届统计科研成果课题一等奖②吉林省第四次社会科学优秀成果三等奖③全国统计科技进步三等奖;长春市第三产业发展状况分析与对策研究获①吉林省统计科研成果一等奖②长春市首届社会科学优秀成果三等奖;我国农民收入结构及收入增长状况分析获长春市第二届社会科学优秀成果三等奖;振兴东北老工业基地重要的是产业结构调整获东北三省统计科学优秀论文一等奖;试论税收弹性与宏观税负的关系获吉林省第五届统计科研成果一等奖

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上周通宵了4个晚上,也没啥进展,我室友人家直接找的毕业论文网代做的,百度里搜 毕业论文网 第一个就是的，记得网站是 Lw54 的那个，居然直接过了，这周我也想开了，不行就找人写，宋思明说了，能用钱解决的问题都不是问题。

计量经济学论文可以研究的问题有多种，期中比较简单的就是根据数据，建立方程，研究变量之间的关系，主要运用的工具就是计量经济学的初等知识和Eviews软件，思路、要求和注意事项我觉得这么说对你的帮助不大，所以给你一篇我的论文做参考，也许对你有帮助，如果你觉得看的不是很明白的话，可以再留言给我，我把什么思路等告诉你。　　计量经济学　　期末实验报告　　实验名称：大中城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析　　姓 名：　　学 号：　　班 级： （）级统计学系（）班　　指导教师：　　时 间：　　（上面是论文封皮）　　23个城市城镇居民人均消费支出与其影响因素的分析（题目）　　一、 经济理论背景　　近几年来，中国经济保持了快速发展势头，投资、出口、消费形成了拉动经济发展的“三架马车”，这已为各界所取得共识。通过建立计量模型，运用计量分析方法对影响城镇居民人均消费支出的各因素进行相关分析，找出其中关键影响因素，以为政策制定者提供一定参考，最终促使消费需求这架“马车”能成为引领中国经济健康、快速、持续发展的基石。　　二、 有关人均消费支出及其影响因素的理论　　我们主要从以下几个方面分析我国居民消费支出的影响因素：　　①、居民未来支出预期上升，影响了居民即期消费的增长　　居民的被动储蓄直接导致购买力的巨大分流, 从而减弱对消费品的即期需求，严重地影响了居民即期消费的增长，进而导致有效需求的不足，最终导致经济增长的乏力。90年代末期以来，我国的医疗、养老、失业保险、教育等一系列改革措施集中出台，原有的体制被打破，而新的体制尚未建立健全，因此目前的医疗、养老、失业保险、教育体制对居民个人支出的压力较大，而且基本上都是硬性支出，支出的不确定性也很大，导致居民目前对未来支出预期的上升。　　②、商品供求结构性矛盾依然突出　　从消费结构上看，我国消费品市场已发生了新的根本性变化：居民低层次消费已近饱和，而更高水平的消费又未达到。改革开放20多年来，城乡居民经过了一个中档耐用消费品的普及阶段后，目前老百姓的收入消费还不足以形成一个新的、以高档产品为内容的主导性消费热点，如轿车、住房等还远不能纳入大多数人的消费主流，居民现有的购买力不能形成推动主导消费品升级的动力。　　③、物价总水平持续在低水平运行，通货紧缩的压力较大，不利于消费的增长　　加入WTO之后，随着关税的降低和进口规模的扩大，国外产品对我国市场的冲击将进一步加大，国际价格紧缩对国内价格变化将产生负面影响。物价的持续下降，不利于居民的消费增长。因为从居民的消费心理上看，买涨不买降是居民购物的习惯心理。由于居民对物价有进一步下降的预期，因此往往推迟消费，不利于居民消费的增长。另外，从统计上分析，由于物价的下降，名义消费增长往往低于实际消费的增长，这在一定程度上也不利于消费增长幅度的提高。　　④、我国现阶段没有形成大的消费热点，难以带动消费的快速增长　　经过近几年的培育和发展，我国目前已经形成了住房消费、居民汽车消费、通信及电子产品的消费、节假日消费及旅游消费等一些消费亮点，可以促进消费的稳定增长，但始终未能形成大的消费热点，因此不能带动消费的高速增长。　　三、 相关数据收集　　相关数据均来源于2006年《中国统计年鉴》：　　23个大中城市城镇居民家庭基本情况（表格）　　地区 平均每户就业人口（人） 平均每一就业者负担人数（人） 平均每人实际月收入（元） 人均可支配收入（元） 人均消费支出（元）　　北京 6 8 1 2 9　　天津 4 0 6 8 8　　石家庄 4 0 3 0 9　　太原 3 2 9 9 5　　呼和浩特 5 9 2 8 7　　沈阳 3 1 5 7 1　　大连 6 8 8 1 5　　长春 8 7 1 1 2　　哈尔滨 4 0 8 5 4　　上海 6 9 0 1 3　　南京 4 0 4 0 6　　杭州 5 9 0 9 2　　宁波 5 8 4 2 4　　合肥 6 8 5 1 9　　福州 7 9 5 4 8　　厦门 5 9 7 3 7　　南昌 4 8 0 1 4　　济南 7 7 3 8 4　　青岛 6 8 6 5 7　　郑州 4 1 2 2 3　　武汉 5 0 5 2 1　　长沙 4 1 9 9 8　　广州 7 8 6 1 1　　四、 模型的建立　　根据数据，我们建立多元线性回归方程的一般模型为：　　其中：　　——人均消费支出　　——常数项　　——回归方程的参数　　——平均每户就业人口数　　——平均每一就业者负担人口数　　——平均每人实际月收入　　——人均可支配收入　　——随即误差项　　五、实验过程　　（一）回归模型参数估计　　根据数据建立多元线性回归方程：　　首先利用Eviews软件对模型进行OLS估计，得样本回归方程。　　利用Eviews输出结果如下：　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:08　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C -180 506 -282633 2159　　X1 3490 2332 427889 1704　　X2 1209 7866 498528 1513　　X3 552510 629371 466766 0239　　X4 -180652 742107 -590947 1290　　R-squared 721234 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 659286 SD dependent var 1711　　SE of regression 8502 Akaike info criterion 77564　　Sum squared resid 9 Schwarz criterion 02249　　Log likelihood -9199 F-statistic 64259　　Durbin-Watson stat 047936 Prob(F-statistic) 000076　　根据多元线性回归关于Eviews输出结果可以得到参数的估计值为： , , ， ，　　从而初步得到的回归方程为：　　Se= (506) (2332) (7866) (629371) (742107)　　T= (-282633) (427889) (498528) (466766) (-590947)　　F=64259 df=18　　模型检验：由于在 的水平下，解释变量 、 、 的检验的P值都大于05，所以变量不显著，说明模型中可能存在多重共线性等问题，进而对模型进行修正。　　（二）处理多重共线性　　我们采用逐步回归法对模型的多重共线性进行检验和处理：　　X1：　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:28　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 8238 6688 296574 7697　　X1 0964 4840 531833 1405　　R-squared 100508 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 057675 SD dependent var 1711　　SE of regression 6105 Akaike info criterion 68623　　Sum squared resid 2 Schwarz criterion 78497　　Log likelihood -3917 F-statistic 346511　　Durbin-Watson stat 770750 Prob(F-statistic) 140491　　X2：　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:29　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 641 2658 632596 0156　　X2 -1146 9597 -218861 2364　　R-squared 066070 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 021597 SD dependent var 1711　　SE of regression 7371 Akaike info criterion 72380　　Sum squared resid Schwarz criterion 82254　　Log likelihood -8237 F-statistic 485623　　Durbin-Watson stat 887292 Prob(F-statistic) 236412　　X3：　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:29　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 8827 8342 326831 1988　　X3 540400 095343 667960 0000　　R-squared 604712 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 585888 SD dependent var 1711　　SE of regression 2575 Akaike info criterion 86402　　Sum squared resid 5 Schwarz criterion 96276　　Log likelihood -9362 F-statistic 12577　　Durbin-Watson stat 064743 Prob(F-statistic) 000013　　X4：　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:30　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 7094 8178 141465 2665　　X4 596476 124231 801338 0001　　R-squared 523300 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 500600 SD dependent var 1711　　SE of regression 4178 Akaike info criterion 05129　　Sum squared resid 1 Schwarz criterion 15003　　Log likelihood -0898 F-statistic 05284　　Durbin-Watson stat 037087 Prob(F-statistic) 000096　　由得出的数据可以看出， 的调整的判定系数最大，因此首先把 引入调整的方程中，然后在分别引入变量 、 、 进行OLS得：　　X1、X3　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:32　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C -8991 9081 -644388 5266　　X1 8101 2070 275533 2167　　X3 517213 095693 404899 0000　　R-squared 634449 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 597894 SD dependent var 1711　　SE of regression 1510 Akaike info criterion 87276　　Sum squared resid 2 Schwarz criterion 02087　　Log likelihood -0368 F-statistic 35596　　Durbin-Watson stat 032110 Prob(F-statistic) 000043　　X2、X3　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:33　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 5536 1435 451015 6568　　X2 -00981 0392 -110678 9130　　X3 536856 102783 223221 0000　　R-squared 604954 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 565449 SD dependent var 1711　　SE of regression 7747 Akaike info criterion 95036　　Sum squared resid 0 Schwarz criterion 09847　　Log likelihood -9292 F-statistic 31348　　Durbin-Watson stat 063247 Prob(F-statistic) 000093　　X3、X4　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:34　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 7015 5882 326290 0306　　X3 766892 553402 192782 0046　　X4 -473721 656624 -244390 0363　　R-squared 684240 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 652664 SD dependent var 1711　　SE of regression 1157 Akaike info criterion 72634　　Sum squared resid 0 Schwarz criterion 87445　　Log likelihood -3529 F-statistic 66965　　Durbin-Watson stat 111635 Prob(F-statistic) 000010　　由数据结果可以看出，引入X4时方程的调整判定系数最大，且解释变量均通过了显著性检验，再分别引入X1、X2进行分析。　　X1、X3、X4　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:37　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 6693 8464 479562 6370　　X1 29944 6512 366505 7180　　X3 652622 646003 558228 0192　　X4 -345001 757634 -775265 0919　　R-squared 686457 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 636950 SD dependent var 1711　　SE of regression 0712 Akaike info criterion 80625　　Sum squared resid 3 Schwarz criterion 00373　　Log likelihood -2719 F-statistic 86591　　Durbin-Watson stat 082104 Prob(F-statistic) 000050　　X2、X3、X4　　Dependent Variable: Y　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:38　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 60939 2088 127981 8995　　X2 1557 9303 575948 5714　　X3 886588 600027 144175 0053　　X4 -596394 701018 -277251 0345　　R-squared 689658 Mean dependent var 2913　　Adjusted R-squared 640657 SD dependent var 1711　　SE of regression 3798 Akaike info criterion 79599　　Sum squared resid 8 Schwarz criterion 99347　　Log likelihood -1539 F-statistic 07429　　Durbin-Watson stat 143110 Prob(F-statistic) 000046　　由输出结果可以看出，在 的水平下，解释变量 、 的检验的P值都大于05，解释变量不能通过显著性检验，因此可以得出结论模型中只能引入X3、X4两个变量。则调整后的多元线性回归方程为：　　Se= (5882) (553402) (656624)　　T= (326290) (192782) (-244390)　　F=66965 df=20　　（三）异方差性的检验　　对模型 进行怀特检验：　　White Heteroskedasticity Test:　　F-statistic 071659 Probability 399378　　Obs*R-squared 423847 Probability 351673　　Test Equation:　　Dependent Variable: RESID^2　　Method: Least Squares　　Date: 12/11/07 Time: 16:53　　Sample: 1 23　　Included observations: 23　　Variable Coefficient S Error t-Statistic P　　C 50 9 266460 7929　　X3 9623 1924 394723 6977　　X3^2 -071268 187278 -380548 7080　　X4 -6779 3390 -467114 6460　　X4^2 121138 229933 526841 6047　　R-squared 192341 Mean dependent var 87　　Adjusted R-squared 012861 SD dependent var 54　　SE of regression 59 Akaike info criterion 12207　　Sum squared resid 60E+09 Schwarz criterion 36892　　Log likelihood -9038 F-statistic 071659　　Durbin-Watson stat 968939 Prob(F-statistic) 399378　　由检验结果可知， ，由White检验知，在 时，查 分布表，得临界值 (20)=1435，因为 < (5)= 1435,所以模型中不存在异方差。　　（四）自相关的检验　　由模型的输出结果可知，估计结果都比较满意，无论是回归方程检验，还是参数显著性检验的检验概率，都显著小于05，D-W值为111635，显著性水平 =05下查Durbin-Watson表，其中n=23，解释变量的个数为2，得到下限临界值 ，上限临界值 ， =543