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1、2010年长三角地区影响财政收入的因素一、问题设计 随着社会经济的发展，一个地区的财政收入被越来越多的变量所影响。长三角地区作为中国经济发展的龙头地区其财政收入的多少不仅影响着本地区的经济的发展而且也影响着整个国家经济的发展。为了研究长三角地区2010年的财政收入的主要影响因素，分析地方财政收入的增长规律，预测长三角地区财政收入的未来的增长趋势，需要建立计量经济学模型。二、理论基础影响长三角地区财政收入的因素很多，但据分析主要的因素可能有：（1）从宏观经济看，经济整体增长是税收增长的基本源泉。（2）公共财政的需求，税收收入是财政的主体，社会经济的发展和社会保障的完善等都对公共财政提出要求，因此
2、对预算指出所表现的公共财政的需求对当年的税收收入可能有一定的影响。（3）物价水平。我国的税制结构以流转税为主，以现行价格计算的DGP等指标和和经营者收入水平都与物价水平有关。（4）房地产的投资额，也对财政收入有影响。三、计量经济学方程 四、数据收集2010年长三角地区影响财政收入的因素地区财政收入（亿元）Y地区生产总值(亿元）X1社会消费零售额（亿元）X2房地产开发投资（亿元）X3财政支出（亿元）X4杭州1756.5313669.495222.52043.821358.29宁波1401.6812043.734123.981311.931319.21温州594.116761.983602.385
3、86.28697.89嘉兴481.475349.091930.47615.38425.52湖州257.023054.691252.95332.32300.7绍兴502.546593.62067.52722.6501.42金华404.24879.372219.22362.97479.2衢州121.741712.53703.1151.96233.25舟山169.21443.67518.81154.81226.74台州426.225603.552320.8460.45498.52丽水1141469.15654.33116.64282.46南京1305.212227.995580.921861.66无
4、锡1266.2813920.274444.71441.35常州678.087201.962552.42983.46苏州2274.6822258.915791.272164.34南通654.978418.113129.78607.32扬州395.185325.441756.14359.1镇江340.224816.361382.77252.99泰州403.684928.721358.15373.11上海7438.1740772.7314847.584964.3数据来源：嘉兴统计局五、回归方程估计系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B标准 误差试用版1(常量)-540.039142.463-3.
5、791.002地区生产总值X1.060.052.3361.154.265社会消费零售额X2.264.160.5211.656.117房地产开发投资X3.178.466.126.383.707a. 因变量: 财政收入Y由上图可知，回归方程的参数分别为 =-540.039=0.06=0.264 =0.178回归方程模型估计：=-540.039+0.6+0.264+0.178方程的经济意义为，当地区生产总值每增加1亿元时，财政收入增加0.6亿元；当社会消费零售额每增加1亿元时，财政收入增加0.264亿元；当房地产开发投资每增加1亿元时，财政收入增加0.178亿元。由于财政支出的数据有所残缺因此不将其
6、作为解释变量。六、统计检验1、拟合优度检验模型汇总b模型RR 方调整 R 方标准 估计的误差1.977a.954.945377.77240a. 预测变量: (常量), 房地产开发投资X3, 地区生产总值X1, 社会消费零售额X2。b. 因变量: 财政收入Y由上图可知，可决系数=0.954,接近于1，表明财政收入Y变化的95.4%可由社会消费零售额、地区生产总值、房地产开发投资的变化来解释。2、F检验Anovab模型平方和df均方FSig.1回归4.718E731.573E7110.208.000a残差2283391.78616142711.987总计4.947E719a. 预测变量: (常量)
7、, 房地产开发投资X3, 地区生产总值X1, 社会消费零售额X2。b. 因变量: 财政收入Y随机干扰项的方差为RSS2/(n-k-1)= 142711.987F=110.208大于=6.23，因此拒绝原假设解释变量对被解释变量有显著性影响，所以认为该回归方程有效。3、t检验系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B标准 误差试用版1(常量)-540.039142.463-3.791.002地区生产总值X1.060.052.3361.154.265社会消费零售额X2.264.160.5211.656.117房地产开发投资X3.178.466.126.383.707a. 因变量: 财政收入Y从斜率
8、项的t检验值看，大于5%显著性水平下自由度为n-4=16的临界值|t|=1.154，1.656，0.383都小于=2.12，所以在95%置信度下接受原假设,表明变量社会消费零售额、地区生产总值、房地产开发投资不是显著的，不通过变量显著性检验。当=0.3时=-3.791因此在显著性水平为30%的情况下拒绝原假设 置信区间为0.0043,0.12=1.656因此在显著性水平为30%的情况下拒绝原假设 置信区间为0.092,0.44=0.383 因此在显著性水平为30%的情况下接受原假设。七、计量经济学检验1、 异方差检验模型汇总模型RR 方调整 R 方标准 估计的误差1.799a.638.4701
9、.09752E5a. 预测变量: (常量), 房地产开发投资X3, x22, 地区生产总值X1, 社会消费零售额X2, x11, x33。系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B标准 误差试用版1(常量)100650.24969066.1521.457.169x11.002.0025.1161.252.233x22.009.0182.935.506.621x33-.209.175-7.587-1.197.253地区生产总值X1-79.17253.074-4.752-1.492.160社会消费零售额X224.534139.822.517.175.863房地产开发投资X3600.276385.1
10、334.5161.559.143a. 因变量: e2已排除的变量b模型Beta IntSig.偏相关共线性统计量容差1x1x2-77.029a-2.876.014-.6392.492E-5x1x3-135.186a-3.804.003-.7391.084E-5x2x357.689a1.338.206.3601.412E-5a. 模型中的预测变量: (常量), 房地产开发投资X3, x22, 地区生产总值X1, 社会消费零售额X2, x11, x33。b. 因变量: e2=100650.249-79.172+24.534+600.276+0.002+0.009-0.209=0.638怀特统计量n
11、=200.638=12.76,该值大于5%显著性水平下、自由度为6的分布的相应临界值=12.59，因此拒绝同方差的原假设。采用最小二乘法对原模型进行回归=1/Anovab模型平方和df均方FSig.1回归1221671.9612610835.981261848.748.000a残差39.657172.333总计1221711.61819a. 预测变量: (常量), xxx3, xxx2。b. 因变量: yyy系数a模型非标准化系数标准系数tSig.B标准 误差试用版1(常量).561.4401.275.220xxx2.113.016.6196.876.000xxx3.425.100.3814.
12、241.001a. 因变量: yyy已排除的变量b模型Beta IntSig.偏相关共线性统计量容差1xxx1-.228a-.372.715-.0935.372E-6a. 模型中的预测变量: (常量), xxx3, xxx2。b. 因变量: yyy由上图可得：=0.561+0.113+0.425对调整的方程进行怀特检验n=201=20该值大于5%显著性水平下、自由度为5的分布的相应临界值=12.59，因此拒绝同方差的原假设。调整不成功。2、序列相关性检验由于et与et-1在图中的分布无法判断是否存在自相关。模型汇总b模型RR 方调整 R 方标准 估计的误差Durbin-Watson1.977a
13、.954.945377.772401.237a. 预测变量: (常量), 房地产开发投资（亿元）X3, 地区生产总值(亿元）X1, 社会消费零售额（亿元）X2。b. 因变量: 财政收入（亿元）Y由于D.W.=1.237，n=20, k=3 则dL=1.1 ,dU=1.54，所以dL D.W. dU不能确定是否存在自相关。八、总结与分析经过此次研究，我们可以得到三个影响长三角地区财政收入的因素。地区生产总值对财政收入的影响突出，而社会消费零售额和房地产开发的影响也不弱，所以长三角政府若想增加财政收入，就应该拉增加地区的生产和拉动消费需求，不管是内需还是外需。同时，房地产开发对财政收入的影响的作用也是巨大的。作为长三角政府，要加强对房地产业的引导和管理，使房地产产业的稳定的发展。另外财政政
