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摘要：本文以陕西省为例，试从陕西省地方财政收入和房地产开发投资额两个代表性的变量出发，通过协整模型、格兰杰因果检验等进行实证分析。结果表明，陕西省的地方财政收入与房地产开发投资额之间存在着长期的唯一的关联性，从总体上看，长期以来陕西省的房地产开发投资是推动地方财政收入增加的格兰杰原因。
关键词：陕西省；地方财政收入；协整关系；格兰杰因果
一、陕西省财政收入与房地产投资的实证分析
从房地产行业的投资增长与地方财政收入的增长关系上看，一般前者会对后者产生促进作用，而后者对前者也会存在反作用，为了明确二者之间的这种关联，对陕西省房地产开发投资额（fdc）和陕西省地方财政收入（zf）两个时间序列进行实证分析，检验二者间可能存在的关联。
1.描述性分析
2013年陕西省省地税系统共组织入库各项税费收入1700.9亿元，其中土地使用税、房产税和耕地占用税，增幅均超过20%。从陕西省1995年到2013年的房地产开发投资额和地方财政收入的散点图可以看出，二者走势比较接近。
1995-2002年房陕西省地产开发投资额和地方财政收入均处于相对稳定协调的发展阶段，其中受亚洲金融危机和国内通货紧缩政策的影响，1996-1997年陕西省房地产开发投资额出现了小幅回落，地方财政收入相应增长非常缓慢。从1998年开始，陕西省地产业的颓势开始扭转，到2002年都是稳步增长，地方财政收入的名义增速有所提高。2002年之后，陜西省房地产开发投资额增长得越来越快，尤其是2009年以来投资更是加速了，地方财政收入曲线的斜率也在2002年和2009年有着明显的增大。
2.平稳性检验
用非平稳变量（时间序列）进行回归分析，尤其是在较大样本和较高单整阶数的情况下，结论全部都是变量之间具有相关关系，将实际上不相关的两个非平稳变量用来回归分析，是一种虚假回归。所以首先应该考虑和检验变量的平稳性。对房地产开发投资额（fdc）和地方财政收入（zf）这两个时间序列进行ADF单位根检验，检验结果如下：
说明：（C，T，K）表示ADF检验式是否包含常数项、时间趋势项以及滞后阶数；变量差分后在1%的显著水平上通过ADF平稳性检验。
在单位根检验对话框中指定对序列fdc作单位根检验，零阶和一阶差分皆不成立，选择带截距项，滞后差分项选二阶时，得到在1%，5%，10%三个显著性水平下，临界值分别为-3.92，-3.06，-2.67，t检验统计量值为-4.58，小于三个临界值，常数项C的t统计量对应的伴随概率为0.052，可以不用剔除了，从而拒绝H0，表明房地产开发投资额（fdc）的该差分序列不存在单位根了，是平稳序列，即fdc序列是二阶单整的，fdc～I（2）。对序列zf作单位根检验，选择带截距项又带趋势项，滞后差分项选二阶时，得到在1%，5%，10%三个显著性水平下，临界值分别为-4.80，-3.79，-3.34，t检验统计量值为-5.60，小于1%，5%和10%临界值，常数项C和趋势项的t统计量对应的伴随概率均小于0.05，都不用剔除，从而拒绝H0，表明地方财政收入（zf）的该差分序列已经不存在单位根了，是平稳序列，即zf序列也是二阶单整的，zf～I（2）。
3.基于J-J法的协整关系检验
由于以上分析证实了fdc和zf是同阶单整序列，因此可进行Johansen协整检验。协整方程选择系统默认的第二种结构。当原假设是None，即没有一个协整方程的假设下，P值分别为0.0068，小于0.05。迹统计量26.17。这些都说明要拒绝原假设，即至少有一个协整关系的存在。当原假设为Atmost1，即最多有一个协整方程的假设下，P值为0.6233，大于0.05的临界值，应当接受原假设。所以综合起来看，房地产开发投资额（fdc）和地方财政收入（zf）这两个变量之间有且只有一个协整关系。
二、陕西省优化地方财政收入的建议
由以上的协整分析可知，陕西省地方政府收入与房地产开发投资密切相关，相关系数在0.82.过去10年，土地出让金成为地方政府财政收入的主要来源。财政部公布的数据显示，土地出让金占地方政府财政收入比重在2013年达到顶点，为59.8%，到2014年回落至56.2%，占比超过一半以上，全国各地一个个“地王”纷纷涌现。下文主要就以下几个方面提出优化建议。
陕西省应大力发展特色产业，减少对房地产业的依赖。近两年来，房地产行业发展速度放缓，土地财政具有极大风险，财政收入还是要依靠税收收入。加快陕西省地方主体税建设。可以考虑引入新型的房地产（财产）税、完善土地增值税作为地方政府的主要税种，它们均具有较大规模及稳定的税基。新型的地方主体税种可以为地方政府提供长期稳定、可持续发展的税收收入，可有效地减少地方政府对当期的土地出让收入的依赖，让未来的政府收入结构和规模更加规范和健康。陕西省可以针对自己的自然资源丰富的特点逐步将资源税打造为地方主体税。
参考文献：
[1]乔坤元.房地产价格波动对地方政府财政收入影响[J]；新疆农垦经济；2011年06期.
[2]陈欣慰，王艺明，黄榆舒.中央、地方财政关系与房地产价格[J]；商业研究；2011年01期.
[3]姬颜丽，彭骥鸣.地方财政收入与房地产价格的相关性研究——以四个直辖市为例[J]；税收经济研究；2012年05期.
[4]刘梦珊.地方政府土地出让收入、财政支出与房地产价格之间关系的分析[D]；西北大学；2010年.
[5]金欣雪，周红林.我国财政收入影响因素分析[J]；科技情报开发与经济；2007年26期.
关键词：陕西省；地方财政收入；协整关系；格兰杰因果
一、陕西省财政收入与房地产投资的实证分析
从房地产行业的投资增长与地方财政收入的增长关系上看，一般前者会对后者产生促进作用，而后者对前者也会存在反作用，为了明确二者之间的这种关联，对陕西省房地产开发投资额（fdc）和陕西省地方财政收入（zf）两个时间序列进行实证分析，检验二者间可能存在的关联。
1.描述性分析
2013年陕西省省地税系统共组织入库各项税费收入1700.9亿元，其中土地使用税、房产税和耕地占用税，增幅均超过20%。从陕西省1995年到2013年的房地产开发投资额和地方财政收入的散点图可以看出，二者走势比较接近。
1995-2002年房陕西省地产开发投资额和地方财政收入均处于相对稳定协调的发展阶段，其中受亚洲金融危机和国内通货紧缩政策的影响，1996-1997年陕西省房地产开发投资额出现了小幅回落，地方财政收入相应增长非常缓慢。从1998年开始，陕西省地产业的颓势开始扭转，到2002年都是稳步增长，地方财政收入的名义增速有所提高。2002年之后，陜西省房地产开发投资额增长得越来越快，尤其是2009年以来投资更是加速了，地方财政收入曲线的斜率也在2002年和2009年有着明显的增大。
2.平稳性检验
用非平稳变量（时间序列）进行回归分析，尤其是在较大样本和较高单整阶数的情况下，结论全部都是变量之间具有相关关系，将实际上不相关的两个非平稳变量用来回归分析，是一种虚假回归。所以首先应该考虑和检验变量的平稳性。对房地产开发投资额（fdc）和地方财政收入（zf）这两个时间序列进行ADF单位根检验，检验结果如下：
说明：（C，T，K）表示ADF检验式是否包含常数项、时间趋势项以及滞后阶数；变量差分后在1%的显著水平上通过ADF平稳性检验。
在单位根检验对话框中指定对序列fdc作单位根检验，零阶和一阶差分皆不成立，选择带截距项，滞后差分项选二阶时，得到在1%，5%，10%三个显著性水平下，临界值分别为-3.92，-3.06，-2.67，t检验统计量值为-4.58，小于三个临界值，常数项C的t统计量对应的伴随概率为0.052，可以不用剔除了，从而拒绝H0，表明房地产开发投资额（fdc）的该差分序列不存在单位根了，是平稳序列，即fdc序列是二阶单整的，fdc～I（2）。对序列zf作单位根检验，选择带截距项又带趋势项，滞后差分项选二阶时，得到在1%，5%，10%三个显著性水平下，临界值分别为-4.80，-3.79，-3.34，t检验统计量值为-5.60，小于1%，5%和10%临界值，常数项C和趋势项的t统计量对应的伴随概率均小于0.05，都不用剔除，从而拒绝H0，表明地方财政收入（zf）的该差分序列已经不存在单位根了，是平稳序列，即zf序列也是二阶单整的，zf～I（2）。
3.基于J-J法的协整关系检验
由于以上分析证实了fdc和zf是同阶单整序列，因此可进行Johansen协整检验。协整方程选择系统默认的第二种结构。当原假设是None，即没有一个协整方程的假设下，P值分别为0.0068，小于0.05。迹统计量26.17。这些都说明要拒绝原假设，即至少有一个协整关系的存在。当原假设为Atmost1，即最多有一个协整方程的假设下，P值为0.6233，大于0.05的临界值，应当接受原假设。所以综合起来看，房地产开发投资额（fdc）和地方财政收入（zf）这两个变量之间有且只有一个协整关系。
二、陕西省优化地方财政收入的建议
由以上的协整分析可知，陕西省地方政府收入与房地产开发投资密切相关，相关系数在0.82.过去10年，土地出让金成为地方政府财政收入的主要来源。财政部公布的数据显示，土地出让金占地方政府财政收入比重在2013年达到顶点，为59.8%，到2014年回落至56.2%，占比超过一半以上，全国各地一个个“地王”纷纷涌现。下文主要就以下几个方面提出优化建议。
陕西省应大力发展特色产业，减少对房地产业的依赖。近两年来，房地产行业发展速度放缓，土地财政具有极大风险，财政收入还是要依靠税收收入。加快陕西省地方主体税建设。可以考虑引入新型的房地产（财产）税、完善土地增值税作为地方政府的主要税种，它们均具有较大规模及稳定的税基。新型的地方主体税种可以为地方政府提供长期稳定、可持续发展的税收收入，可有效地减少地方政府对当期的土地出让收入的依赖，让未来的政府收入结构和规模更加规范和健康。陕西省可以针对自己的自然资源丰富的特点逐步将资源税打造为地方主体税。
参考文献：
[1]乔坤元.房地产价格波动对地方政府财政收入影响[J]；新疆农垦经济；2011年06期.
[2]陈欣慰，王艺明，黄榆舒.中央、地方财政关系与房地产价格[J]；商业研究；2011年01期.
[3]姬颜丽，彭骥鸣.地方财政收入与房地产价格的相关性研究——以四个直辖市为例[J]；税收经济研究；2012年05期.
[4]刘梦珊.地方政府土地出让收入、财政支出与房地产价格之间关系的分析[D]；西北大学；2010年.
[5]金欣雪，周红林.我国财政收入影响因素分析[J]；科技情报开发与经济；2007年26期.