長(zhǎng)三角財(cái)政收入分析-計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型分析

1、精選優(yōu)質(zhì)文檔-傾情為你奉上2010年長(zhǎng)三角地區(qū)影響財(cái)政收入的因素一、問(wèn)題設(shè)計(jì) 隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，一個(gè)地區(qū)的財(cái)政收入被越來(lái)越多的變量所影響。長(zhǎng)三角地區(qū)作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的龍頭地區(qū)其財(cái)政收入的多少不僅影響著本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而且也影響著整個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。為了研究長(zhǎng)三角地區(qū)2010年的財(cái)政收入的主要影響因素，分析地方財(cái)政收入的增長(zhǎng)規(guī)律，預(yù)測(cè)長(zhǎng)三角地區(qū)財(cái)政收入的未來(lái)的增長(zhǎng)趨勢(shì)，需要建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。二、理論基礎(chǔ)影響長(zhǎng)三角地區(qū)財(cái)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(jì)看，經(jīng)濟(jì)整體增長(zhǎng)是稅收增長(zhǎng)的基本源泉。（2）公共財(cái)政的需求，稅收收入是財(cái)政的主體，社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和社會(huì)保障的完善等

2、都對(duì)公共財(cái)政提出要求，因此對(duì)預(yù)算指出所表現(xiàn)的公共財(cái)政的需求對(duì)當(dāng)年的稅收收入可能有一定的影響。（3）物價(jià)水平。我國(guó)的稅制結(jié)構(gòu)以流轉(zhuǎn)稅為主，以現(xiàn)行價(jià)格計(jì)算的DGP等指標(biāo)和和經(jīng)營(yíng)者收入水平都與物價(jià)水平有關(guān)。（4）房地產(chǎn)的投資額，也對(duì)財(cái)政收入有影響。三、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方程 四、數(shù)據(jù)收集2010年長(zhǎng)三角地區(qū)影響財(cái)政收入的因素地區(qū)財(cái)政收入（億元）Y地區(qū)生產(chǎn)總值(億元）X1社會(huì)消費(fèi)零售額（億元）X2房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資（億元）X3財(cái)政支出（億元）X4杭州1756.5313669.495222.52043.821358.29寧波1401.6812043.734123.981311.931319.21溫州594.1167

3、61.983602.38586.28697.89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(tái)州426.225603.552320.8460.45498.52麗水1141469.15654.33116.64282.46南京1305.212227.9955

4、80.921861.66無(wú)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(yáng)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(lái)源：嘉興統(tǒng)計(jì)局五、回歸方程估計(jì)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.

5、039142.463-3.791.002地區(qū)生產(chǎn)總值X1.060.052.3361.154.265社會(huì)消費(fèi)零售額X2.264.160.5211.656.117房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3.178.466.126.383.707a. 因變量: 財(cái)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(jì)：=-540.039+0.6+0.264+0.178方程的經(jīng)濟(jì)意義為，當(dāng)?shù)貐^(qū)生產(chǎn)總值每增加1億元時(shí)，財(cái)政收入增加0.6億元；當(dāng)社會(huì)消費(fèi)零售額每增加1億元時(shí)，財(cái)政收入增加0.264億元；當(dāng)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資每增加1億元時(shí)，財(cái)政收入增加0.178億元。由于財(cái)政支

6、出的數(shù)據(jù)有所殘缺因此不將其作為解釋變量。六、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)1、擬合優(yōu)度檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥R總b模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1.977a.954.945377.77240a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), 房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會(huì)消費(fèi)零售額X2。b. 因變量: 財(cái)政收入Y由上圖可知，可決系數(shù)=0.954,接近于1，表明財(cái)政收入Y變化的95.4%可由社會(huì)消費(fèi)零售額、地區(qū)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資的變化來(lái)解釋。2、F檢驗(yàn)Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸4.718E731.573E7110.208.000a殘差.78616.987總計(jì)4.947E719a. 預(yù)測(cè)變量: (常量)

7、, 房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會(huì)消費(fèi)零售額X2。b. 因變量: 財(cái)政收入Y隨機(jī)干擾項(xiàng)的方差為RSS2/(n-k-1)= .987F=110.208大于=6.23，因此拒絕原假設(shè)解釋變量對(duì)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(yàn)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(huì)消費(fèi)零售額X2.264.160.5211.656.117房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3.178.466.126.383.707a. 因變量: 財(cái)政收入Y從斜率項(xiàng)的t檢驗(yàn)值

8、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(huì)消費(fèi)零售額、地區(qū)生產(chǎn)總值、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資不是顯著的，不通過(guò)變量顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)=0.3時(shí)=-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%的情況下接受原假設(shè)。七、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)1、 異方差檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛥R總模型RR 方調(diào)整 R 方標(biāo)準(zhǔn) 估計(jì)的誤差1.799a.638.4701.09752

9、E5a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), 房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3, x22, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會(huì)消費(fèi)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).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X1-79.17253.074-4.752-1.492.160社會(huì)消費(fèi)零售額X224.534139.822.517.175.863房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3600.276385.1334.5161.559

10、.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(jì)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(cè)變量: (常量), 房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資X3, x22, 地區(qū)生產(chǎn)總值X1, 社會(huì)消費(fèi)零售額X2, x11, x33。b. 因變量: e2=.249-79.172+24.534+600.276+0.002+0.009-0.209=0.638懷特統(tǒng)計(jì)量n=200.638=12.76,該值大

11、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(duì)原模型進(jìn)行回歸=1/Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸.9612.981.748.000a殘差39.657172.333總計(jì).61819a. 預(yù)測(cè)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

12、性統(tǒng)計(jì)量容差1xxx1-.228a-.372.715-.0935.372E-6a. 模型中的預(yù)測(cè)變量: (常量), xxx3, xxx2。b. 因變量: yyy由上圖可得：=0.561+0.113+0.425對(duì)調(diào)整的方程進(jìn)行懷特檢驗(yàn)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(yàn)由于et與et-1在圖中的分布無(wú)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(jì)的誤差Durbin-Watson1.977a.954.945377.772401.237a. 預(yù)測(cè)變量: (常量), 房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資（億元）X3, 地區(qū)生產(chǎn)總值(億元）X1, 社會(huì)消費(fèi)零售額（億元）X2。b. 因變量: 財(cái)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(guò)此次研究，我們可以得到三個(gè)影響長(zhǎng)三角地區(qū)財(cái)政收入的因素。地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)財(cái)政收入的影響突出，而社會(huì)消費(fèi)零售額和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)的影響也不弱，所以長(zhǎng)三角政府若想增加財(cái)政收入，就應(yīng)該拉增加地區(qū)的生產(chǎn)和拉動(dòng)消