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房地产价格类论文范文集,与房地产价格波动对地方财政收入的效应相关论文答辩开场白
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不是.检验结果如表2所示.表2四个直辖市的Hausman检验结果
从表2中看出,Hausman检验的卡方统计量对应的伴随概率小于0.001,随机效应的原假设应予以拒绝,所以选择固定效应模型.
（3）四个直辖市的实证结果
对式（4）进行估计的结果如表3所示.为了消除面板数据可能出现序列自相关和截面异方差现象,在回归的估计方法选取中利用SUR（似不相关回归）对各解释变量截
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表3模型估计结果
根据输出结果,可以写出引入AR（1）的固定效应变截距模型的估计结果：
lnLFit－0.2+0.34lnHPit+0.57lnIIVit+0.21lnTIit+0.84lnLFi,t－1
i1,2,3,4t1997,1998,等2009
由表3可知,所示的估计结果表明解释变量房地产价格和工业增加值的系数在1%的水平下都是显著的,同时其他第三产业增加值也在2%水平下通过了检验.解释变量的所有系数估计值符号都为正,与期望的结果一样,从而说明各解释变量对被解释变量地方财政收入有正相关关系,即边际增长倾向.
固定效应反映各直辖市自发财政收入相对于地方平均财政收入的偏离,体现了各直辖市由房地产价格、工业增加值、其他第三产业解释变量引起的自发财政收入的结构差异.尽管解释变量lnHP、lnIIV、lnTI以及滞后一期项AR（1）的边际效应相同,但这四个直辖市的自发财政收入水平存在着显著差异.其中,北京的自发财政收入水平最高、上海次之,天津最低.各直辖市自发财政收入水平的差异原因是多方面的,可能是由各直辖市的独特的自身性质引起的,比如房地产业发展程度不一,或者是其区位优势的差异以及三次产业的侧重方向不同等.
模型的判定系数和校正的判定系数均较大,用于检验的F统计量也很大,从整体上看固定效应变截距模型对地方财政收入具有良好的解释能力.从表3中的一阶自回归滞后一期项AR（1）的t统计量和伴随概率,可以看出AR（1）是显著的,引入AR（1）后的DW统计量等于1.88,非常接近于2,从而表明引入AR（1）模型的估计结果的残差序列不存在一阶序列自相关.
常数项C值对应的t统计量和伴随概率明显不能使其通过显著性检验,并且滞后一期的地方财政收入每增加1个百分点,则能正向解释当年地方财政收入的0.84个百分点的.加之北京（BJ）和上海（SH）的固定效应均为正值,而天津（TJ）和重庆（CQ）则为负值.鉴于此,我们将研究对象分为两类：一类是京沪两市,另一类则是津渝两市.我们有理由怀疑截面个体成员之间（即地区差异）的房地产价格波动是否也会对地方财政收入有显著差异?于是我们将京沪两市和津渝两市分别研究,建立面板数据模型予以分析.
4.京沪两市和津渝两市的实证结果
根据前述的Hausman检验判断（过程略）,京沪两市和津渝两市宜分别采取随机效应变截距和固定效应混合回归模型进行数据拟合.估计其结果如表4所示.
由表4分析可知：
（1）京沪两市的实证结果分析
京沪两市结果表明,解释变量工业增加值和其他第三产业增加值的系数都是显著的,且其系数估计值符号都为正,与期望的结果一样,从而说明各解释变量对被解释变量地方财政收入有正相关关系,即边际增长倾向.而解释变量房地产价格则没有通过检验,除房地产业以外的其他第三产业较显著,说明北京、上海两市的房地产价格对其财政收入相对于工业增加值和其他第三产业而言,影响依然较弱,并且还是靠着工业和除房地产业以外的其他第三产业来推动其财政收入.同时,从结果中可以看出,北京、上海两市的其他第三产业增加值的系数明显高于工业增加值和房地产价格,这与其第三产业比重较大,工业比重相对较小的事实相符.
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（2）津渝两市的实证结果分析
津渝两市结果表明,解释变量房地产价格和工业增加值的系数都是显著的,与期望的结果一样,而房地产业价格的系数估计值符号为负,工业增加值的系数估计值符号为正,说明两者对地方财政收入具有很大的负向关联性.房地产价格的不断攀升,从长远来看,不利于地方财政收入的增加；工业增加值增加,能直接并且很大地增加地方财政收入.同时,从结果中可以看出,解释变量其他第三产业增加值则没有通过检验,说明津渝两市市的其他第三产业的发展依然相对于京沪两市较为滞后,津渝两市还是靠着工业和房地产业关联互动来推动其财政收入,这与其工业比重较大,第三产业比重相对较小的事实相符.
（3）京、津、沪、渝四市的总体分析
京沪两市以及津渝两市模型的判定系数和校正的判定系数均较大,F统计量也都较大,从整体上看,模型对地方财政收入具有良好的解释能力.
表4模型估计结果
三、结论与政策建议
1.结论
通过相关理论介绍和具体的实证分析,可以得出以下结论：
（1）房地产价格波动与地方财政收入存在正相关关系
地方财政收入与房地产价格成同方向变动.房地产价格的上涨可以吸引大量资金进入房地产领域,同时通过影响房地产开发投资、房地产销售和房地产租赁市场的发展作用于地方财政收入.作为房地产业税收的税基,房地产开发投资额、销售额和租赁额的增长直接为地方财政收入增收.
（2）不同地区（即京沪两市和津渝两市）的房地产价格波动对地方财政收入的影响程度存在差异
从京沪两市和津渝两市的实证分析中可知：不同地区的房地产价格波动对地方财政收入的贡献程度以及变动方向不同；京沪两市的房地产市场发展程度相对较高,城市规模已达到相当的程度,虽房地产业税收在其地方税收中占有较大比重,然而扩大城区相对较难,使得土地面积相对固定,导致土地供给紧缺,房地产价格相对偏高,总体来看,房地产价格升或降的波动空间较小,所以对其地方财政收入影响效应并不明显,但房地产价格波动与地方财政收入的变动的方向依然是同向的；津渝两市房地产市场正处于上升阶段,土地储备相对充足,房地产价格变动空间较大,但由于其地方资金来源相对京沪两市而言较少,并与本地的工业发展形成对资金的同向需求,而导致二者的负相关,鉴于工业增加值的效应直接且作用范围广,使得房地产价格波动对地方财政收入呈现负向变动.
该文出处 http://www.sxsky.net/guanli/00427414.html
（3）地方财政收入与自身滞后效应和产业结构有关
根据表3可知AR（1）是显著的,同时DW统计量非常接近于2,滞后一期的地方财政收入每增加1个百分点,能正向解释当年地方财政收入的0.84个百分点,地方财政收入与自身滞后一期效显著相关；同时,地方财政收入与其所在区位的产业结构有关,京沪两市第三产业比重较大,工业比重相对较小,房地产价格波动对地方财政收入具有微弱的同向变动,而津渝两市工业比重较大,第三产业比重相对较小,房地产价格波动对地方财政收入具有显著的负向变动.
2.政策建议
基于上述结论,我们给出以下政策建议：
（1）地方政府应理性对待房地产业的发展,不该过分依赖其对地方财政的增收效应
房地产价格上涨确实能在一定程度上增加地方财政收入,但若过分依赖房地产业的增收效应,势必造成房地产业畸形扩张、产业结构失衡,最终会阻碍总体经济发展,财政收入必将受到影响.在房地产市场发展起步或上升期,房价上涨可以对地方财政收入产生一定贡献,且与其地方工业的发展还有负向关联性,但是房地产业的发展是受土地有限性的约束,当房地产市场发展成熟时,房地产对地方财政收入的增收效应会随之减弱.同时,房地产价格上涨需要经济基本面的支撑,若房地产价格持续上涨、与经济基本面脱离,形成泡沫,也将影响财政收入.因为一旦泡沫破裂,房价出现大幅波动,势必对地区经济及财政收入产生较大冲击.地方政府必须尽早意识到这个问题,不能仅仅
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