【文章內(nèi)容簡介】 降低 %；在假定其他變量不變的情況下， 全社會固定資產(chǎn)投資總額 增長 1%，平均來說國家財政決算收入會增長 %。這與理論分析與經(jīng)驗判斷相一致。 1）擬合優(yōu)度檢驗 由 中數(shù)據(jù)可以得到 R2= ，修正的可決系數(shù) =，這說明模型對樣本的擬合很好。 2)變量的顯著性檢驗 ( t 檢驗 ) 分別針對 H0：β j=0（ j=1， 2， 3， 4， 5），給定顯著性水平α =，查 t 分布表得自 由度為 nk1=28 的臨界值 tα /2（ nk1） =。由 中數(shù)據(jù)可得對應 t 統(tǒng)計量分別為 ， ， ， ， ，其中 x2,x4 的 t 統(tǒng)計量絕對值大于 ，都應當拒絕原假設， x1,x3 的 t 統(tǒng)計量絕對值小于 ，應該拒絕備擇假設，也就是說稅收收入，全社會固定資產(chǎn)投資總額，分別對被解釋變量國家財政收入都有顯著的影響，而國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價），從業(yè)人員數(shù)對被解釋變量國家財政收入沒有顯著的影響。 3)方程的顯著性檢驗 ( F 檢驗 ) 上海電力學院計量經(jīng)濟學論文 8 針對 H0：β j=0（ j=2， 3， 4， 5），給定顯著性水平α =，在 F 分布表中查出自由度 k1=3 和 nk1=28 的臨界值 Fα（ 3， 28） = 中得到 F=，由于 F= Fα（ 3， 28） =，應拒絕原假設 H0： βj=0（ j=2， 3， 4， 5），說明回歸方程顯著，即國內(nèi)生產(chǎn)總值（現(xiàn)價） ,稅收收入 ，從業(yè)人員數(shù)，全社會固定資產(chǎn)投資總額等變量聯(lián)合起來對國家財政收入有顯著影響。 多重共線性檢驗及其修正 多重共線性檢驗 從回歸結(jié)果的系數(shù)以及 t 值我們可以看 出模型可能存在多重共線性，下面我們計算出解釋變量的相關(guān)系數(shù)。解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣如下： 表三：相關(guān)系數(shù)矩陣 變量 X1 X2 X3 X4 X1 X2 X3 X4 由各相關(guān)系數(shù)值可知 , 解釋變量之間都高度相關(guān)，模型存在嚴重的多重共線性。 多重共線性的修正 采用逐步回歸法，來檢驗并解決多重共線性問題。分別作 y 對 x x x x4 的一元回歸 一元回歸估計結(jié)果 表四： OLS回歸結(jié)果 變量 X1 X2 X3 X4 參數(shù)估計值 t 統(tǒng)計量 R2 2 按修正可決系數(shù)的大小排序： X2,X4,X1,X3,可見 X2 的修正可決系數(shù)最大，應該以 X2 為基礎(chǔ)順次加入其他變量逐步回歸。 以 X2 為基礎(chǔ)，順次加入其他變量逐步回歸。首先加入 X4 回歸結(jié)果為： 表五： OLS回歸 結(jié)果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares 上海電力學院計量經(jīng)濟學論文 9 Date: 05/29/14 Time: 10:40 Sample: 1980 2021 Included observations: 33 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X2 X4 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 10400429 Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 40 4 7 4 3 .9 8 1 5 6 12 1 0 .0 6 5 5? XXY t ??? t () () R2= 當 α =5%時， )1233()1( ?????? tknt ? ， X4參數(shù)的 t檢驗顯著，不予剔除，加入X1回歸得： 表六： OLS回歸結(jié)果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/29/14 Time: 10:55 Sample: 1980 2021 Included observations: 33 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X2 X4 X1 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 4740724. Schwarz criterion Log likelihood HannanQuinn criter. Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 10 3 1 8 4 2 3 6 5 .2 3 6 0 5 XXXY t ???? t () () () R2= 當 α =5%時， )1333()1( ?????? tknt? X1 參數(shù)的 t 檢驗不顯著，而且其上海電力學院計量經(jīng)濟學論文 10 系數(shù)與經(jīng)濟意義不符，予以剔除， 加入 X3 回歸得： 表七： OLS回歸結(jié)果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/29/14 Time: 11:02 Sample: 1980 2021 Included observations: 33 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X2 X4 X3 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid 5269178. Schwarz criterion Log likelihood HannanQuinn criter. Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 30 5 1 0 6 2 5 9 9 .0 7 3 6 0 XXXY t ???? t () () () R2= 當 α =5%時， )1333()1( ?????? tknt? X3 參數(shù)的 t 檢驗不顯著，予以剔除。 最后修正嚴重多重共線性影響后的回歸結(jié)果為： 40 4 7 4 3 .9 8 1 5 6 12 1 0 .0 6 5 5? XXY t ??? t () () R2= R= F= DW= 上海電力學院計量經(jīng)濟學論文 11 異方差檢驗 繪制殘差平方對 X X4 的散點圖 圖一 :x2 x4 散點圖 從圖上看，散點集中于左下角，模型可能存在異方差。下面我們運用其他方法進一步檢驗模型的異方差是否存在。 GoldfeldQuanadt 檢驗 由于 n=33 刪 除四分之一的觀測值，也就是大約 7 個觀測值，余下部分平分得到兩個樣本區(qū)間： 1980~1992 和 2021~2021，它們的樣本個數(shù)均為 13 個，即 n1=n2=13。采用 OLS進行估計。 第一組（ 19801992）數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果： 表八： OLS回歸結(jié)果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/29/14 Time: 11:40 Sample: 1980 1992 Included observations: 13 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C X2 X4 Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood HannanQuinn criter. 上海電力學院計量經(jīng)濟學論文 12 Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) 殘差平方和 RSS1= 第二組（ 20212021）數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果： 表九： OLS回歸結(jié)果 Dependent Variable: Y Method: Least Squares Date: 05/29/14 Time: 18:17 Sample: 2021 2021 Included observations: 12 Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C