長三角財政收入分析計量經(jīng)濟學(xué)模型分析

1、2010年長三角地區(qū)影響財政收入的因素一、問題設(shè)計 隨著社會經(jīng)濟的發(fā)展，一個地區(qū)的財政收入被越來越多的變量所影響。長三角地區(qū)作為中國經(jīng)濟發(fā)展的龍頭地區(qū)其財政收入的多少不僅影響著本地區(qū)的經(jīng)濟的發(fā)展而且也影響著整個國家經(jīng)濟的發(fā)展。為了研究長三角地區(qū)2010年的財政收入的主要影響因素，分析地方財政收入的增長規(guī)律，預(yù)測長三角地區(qū)財政收入的未來的增長趨勢，需要建立計量經(jīng)濟學(xué)模型。二、理論基礎(chǔ)影響長三角地區(qū)財政收入的因素很多，但據(jù)分析主要的因素可能有：（1）從宏觀經(jīng)濟看，經(jīng)濟整體增長是稅收增長的基本源泉。（2）公共財政的需求，稅收收入是財政的主體，社會經(jīng)濟的發(fā)展和社會保障的完善等都對公共財政提出要求，因此

2、對預(yù)算指出所表現(xiàn)的公共財政的需求對當(dāng)年的稅收收入可能有一定的影響。（3）物價水平。我國的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主，以現(xiàn)行價格計算的DGP等指標(biāo)和和經(jīng)營者收入水平都與物價水平有關(guān)。（4）房地產(chǎn)的投資額，也對財政收入有影響。三、計量經(jīng)濟學(xué)方程 四、數(shù)據(jù)收集2010年長三角地區(qū)影響財政收入的因素地區(qū)財政收入（億元）Y地區(qū)生產(chǎn)總值(億元）X1社會消費零售額（億元）X2房地產(chǎn)開發(fā)投資（億元）X3財政支出（億元）X4杭州1756.5313669.495222.52043.821358.29寧波1401.6812043.734123.981311.931319.21溫州594.116761.983602.385

3、86.28697.89嘉興481.475349.091930.47615.38425.52湖州257.023054.691252.95332.32300.7紹興502.546593.62067.52722.6501.42金華404.24879.372219.22362.97479.2衢州121.741712.53703.1151.96233.25舟山169.21443.67518.81154.81226.74臺州426.225603.552320.8460.45498.52麗水1141469.15654.33116.64282.46南京1305.212227.995580.921861.66無

4、錫1266.2813920.274444.71441.35常州678.087201.962552.42983.46蘇州2274.6822258.915791.272164.34南通654.978418.113129.78607.32揚州395.185325.441756.14359.1鎮(zhèn)江340.224816.361382.77252.99泰州403.684928.721358.15373.11上海7438.1740772.7314847.584964.3數(shù)據(jù)來源：嘉興統(tǒng)計局五、回歸方程估計系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)-540.039142.463-3.

5、791.002地區(qū)生產(chǎn)總值X1.060.052.3361.154.265社會消費零售額X2.264.160.5211.656.117房地產(chǎn)開發(fā)投資X3.178.466.126.383.707a. 因變量: 財政收入Y由上圖可知，回歸方程的參數(shù)分別為 =-540.039=0.06=0.264 =0.178回歸方程模型估計：=-540.039+0.6+0.264+0.178方程的經(jīng)濟意義為，當(dāng)?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值每增加1億元時，財政收入增加0.6億元；當(dāng)社會消費零售額每增加1億元時，財政收入增加0.264億元；當(dāng)房地產(chǎn)開發(fā)投資每增加1億元時，財政收入增加0.178億元。由于財政支出的數(shù)據(jù)有所殘缺因此不將其

6、作為解釋變量。六、統(tǒng)計檢驗1、擬合優(yōu)度檢驗?zāi)Ｐ蛥R總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.977a.954.945377.77240a. 預(yù)測變量: (常量), 房地產(chǎn)開發(fā)投資X3, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會消費零售額X2。b. 因變量: 財政收入Y由上圖可知，可決系數(shù)=0.954,接近于1，表明財政收入Y變化的95.4%可由社會消費零售額、地區(qū)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)開發(fā)投資的變化來解釋。2、F檢驗Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸4.718E731.573E7110.208.000a殘差2283391.78616142711.987總計4.947E719a. 預(yù)測變量: (常量)

7、, 房地產(chǎn)開發(fā)投資X3, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會消費零售額X2。b. 因變量: 財政收入Y隨機干擾項的方差為RSS2/(n-k-1)= 142711.987F=110.208大于=6.23，因此拒絕原假設(shè)解釋變量對被解釋變量有顯著性影響，所以認(rèn)為該回歸方程有效。3、t檢驗系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版1(常量)-540.039142.463-3.791.002地區(qū)生產(chǎn)總值X1.060.052.3361.154.265社會消費零售額X2.264.160.5211.656.117房地產(chǎn)開發(fā)投資X3.178.466.126.383.707a. 因變量: 財政收入Y從斜率

8、項的t檢驗值看，大于5%顯著性水平下自由度為n-4=16的臨界值|t|=1.154，1.656，0.383都小于=2.12，所以在95%置信度下接受原假設(shè),表明變量社會消費零售額、地區(qū)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)開發(fā)投資不是顯著的，不通過變量顯著性檢驗。當(dāng)=0.3時=-3.791<-因此在顯著性水平為30%的情況下拒絕原假設(shè) 置信區(qū)間為-692.62,-387.46 =1.154 >因此在顯著性水平為30%的情況下拒絕原假設(shè) 置信區(qū)間為0.0043,0.12=1.656>因此在顯著性水平為30%的情況下拒絕原假設(shè) 置信區(qū)間為0.092,0.44=0.383< 因此在顯著性水平為30

9、%的情況下接受原假設(shè)。七、計量經(jīng)濟學(xué)檢驗1、 異方差檢驗?zāi)Ｐ蛥R總模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差1.799a.638.4701.09752E5a. 預(yù)測變量: (常量), 房地產(chǎn)開發(fā)投資X3, x22, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會消費零售額X2, x11, x33。系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試用版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地區(qū)生產(chǎn)總值X1-79.17253.074-4.7

10、52-1.492.160社會消費零售額X224.534139.822.517.175.863房地產(chǎn)開發(fā)投資X3600.276385.1334.5161.559.143a. 因變量: e2已排除的變量b模型Beta IntSig.偏相關(guān)共線性統(tǒng)計量容差1x1x2-77.029a-2.876.014-.6392.492E-5x1x3-135.186a-3.804.003-.7391.084E-5x2x357.689a1.338.206.3601.412E-5a. 模型中的預(yù)測變量: (常量), 房地產(chǎn)開發(fā)投資X3, x22, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會消費零售額X2, x11, x33。b. 因變量

11、: e2=100650.249-79.172+24.534+600.276+0.002+0.009-0.209=0.638懷特統(tǒng)計量n=200.638=12.76,該值大于5%顯著性水平下、自由度為6的分布的相應(yīng)臨界值=12.59，因此拒絕同方差的原假設(shè)。采用最小二乘法對原模型進行回歸=1/Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸1221671.9612610835.981261848.748.000a殘差39.657172.333總計1221711.61819a. 預(yù)測變量: (常量), xxx3, xxx2。b. 因變量: yyy系數(shù)a模型非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)tSig.B標(biāo)準(zhǔn) 誤差試

12、用版1(常量).561.4401.275.220xxx2.113.016.6196.876.000xxx3.425.100.3814.241.001a. 因變量: yyy已排除的變量b模型Beta IntSig.偏相關(guān)共線性統(tǒng)計量容差1xxx1-.228a-.372.715-.0935.372E-6a. 模型中的預(yù)測變量: (常量), xxx3, xxx2。b. 因變量: yyy由上圖可得：=0.561+0.113+0.425對調(diào)整的方程進行懷特檢驗n=201=20該值大于5%顯著性水平下、自由度為5的分布的相應(yīng)臨界值=12.59，因此拒絕同方差的原假設(shè)。調(diào)整不成功。2、序列相關(guān)性檢驗由于et

13、與et-1在圖中的分布無法判斷是否存在自相關(guān)。模型匯總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計的誤差Durbin-Watson1.977a.954.945377.772401.237a. 預(yù)測變量: (常量), 房地產(chǎn)開發(fā)投資（億元）X3, 地區(qū)生產(chǎn)總值(億元）X1, 社會消費零售額（億元）X2。b. 因變量: 財政收入（億元）Y由于D.W.=1.237，n=20, k=3 則dL=1.1 ,dU=1.54，所以dL< D.W.< dU不能確定是否存在自相關(guān)。八、總結(jié)與分析經(jīng)過此次研究，我們可以得到三個影響長三角地區(qū)財政收入的因素。地區(qū)生產(chǎn)總值對財政收入的影響突出，而社會消費零售額和房地產(chǎn)開發(fā)的影響也不弱，所以長三角政府若想增加財政收入，就應(yīng)