張曉清
(湖北工程學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院, 湖北 孝感 432000)
財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析
張曉清
(湖北工程學(xué)院 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院, 湖北 孝感 432000)
通過(guò)協(xié)整模型與誤差修正模型,分析我國(guó)財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,結(jié)果表明:我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)財(cái)政收入的作用主要是長(zhǎng)期的,國(guó)民生產(chǎn)總值每變化l%,財(cái)政收入相應(yīng)變化約0.22個(gè)百分點(diǎn)。財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展互為雙向因果關(guān)系,財(cái)政收入的快速發(fā)展能拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政收入有很大的貢獻(xiàn)。
財(cái)政收入;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);協(xié)整檢驗(yàn);Granger因果關(guān)系檢驗(yàn);誤差修正模型
財(cái)政收入是指政府為履行其職能、實(shí)施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要而籌集的一切資金的總和,其表現(xiàn)為政府部門(mén)在一定時(shí)期內(nèi)(一般為一個(gè)財(cái)政年度)所取得的貨幣收入。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是指一個(gè)國(guó)家或地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)產(chǎn)品和實(shí)際勞務(wù)數(shù)量的增加,一般表示為按人口平均的實(shí)際產(chǎn)出的增加。
關(guān)于財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,馬克思主義認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平?jīng)Q定財(cái)政收入的規(guī)模,財(cái)政收入則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有反作用。一般說(shuō)來(lái),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平越高,創(chuàng)造的社會(huì)財(cái)富越多,財(cái)政部門(mén)可支配的資源也越多,從而擴(kuò)大了財(cái)政收入的來(lái)源,財(cái)政收入規(guī)模也相應(yīng)增加。
這只是一種抽象的理論表述,在具體的數(shù)量關(guān)系方面,兩者應(yīng)該保持怎樣的協(xié)調(diào)的發(fā)展,國(guó)內(nèi)外學(xué)者做過(guò)不少的研究。Engen與Skinner[1]使用三種方法實(shí)證稅收改革對(duì)宏觀經(jīng)增長(zhǎng)是否具有強(qiáng)勁的的影響。Tosun與Abizadeh[2]研究了經(jīng)合組織的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與稅收結(jié)構(gòu)關(guān)系。Worlu等人[3]研究尼日利亞1980至2007間稅收對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的影響。國(guó)內(nèi)方面,文獻(xiàn)[4]對(duì)上世紀(jì)90年代中期財(cái)政收入增長(zhǎng)超過(guò)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),對(duì)財(cái)政收入占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比重低的原因進(jìn)行解釋與分析。龐瑞芝等人[5]用回歸模型、自回歸分布滯后模型和誤差修正模型 (ECM)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期國(guó)家財(cái)政收入增長(zhǎng)與GDP增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。楊丹等人[6]對(duì)歷年財(cái)政收入占GDP比重的時(shí)間序列數(shù)據(jù)資料建立了一階自回歸模型,分析比重變化規(guī)律,并進(jìn)一步對(duì)未來(lái)幾年財(cái)政收入占GDP的比重進(jìn)行了預(yù)測(cè)。付樹(shù)農(nóng)、何建華[7]分析了我國(guó)財(cái)政收入體系的特殊性-稅費(fèi)并存,尤其是大量非規(guī)范的收費(fèi)存在,削弱了中央政府的經(jīng)濟(jì)調(diào)控職能,加劇了企業(yè)稅費(fèi)總負(fù)擔(dān);認(rèn)為當(dāng)前應(yīng)進(jìn)一步完善財(cái)政收入體系,在清費(fèi)立稅的基礎(chǔ)上,確定以稅收收入為主體的財(cái)政收入增長(zhǎng)略高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度,促進(jìn)公共財(cái)政體系的建立。王妍妍[8]對(duì)財(cái)政收入增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作線性回歸分析。蔡宏宇、黃陳武[9]從財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)之間的相互關(guān)系著手,對(duì)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)之間的匹配性進(jìn)行測(cè)度。
本文利用1978-2010年度有關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),采用協(xié)整、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)等方法,對(duì)我國(guó)財(cái)政收入和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。
格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)由克萊夫·格蘭杰(Clive W. J. Granger)提出,用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。若變量X有助于解釋變量Y的將來(lái)變化,則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。
進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的一個(gè)前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性,否則可能會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問(wèn)題。一般,在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)之前首先應(yīng)對(duì)各指標(biāo)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(unit root test)。常用增廣的迪基-富勒檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))進(jìn)行。若是非平穩(wěn),則需進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。
1.1財(cái)政收入和GDP的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
選取1978-2010年中國(guó)GDP和財(cái)政收入為數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來(lái)源:歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒,單位:億元),構(gòu)成向量GDP=(3624.1,4038.2,4517.8,4862.4,5294.7,5934.5,7171,8964.4, 10202.2,11962.5,14928.3,16909.2,18547.9,21617.8,26638.1,34634.4,46759.4,58478.1,67884.6,74462.6,78345.2,82067.5,89468.1,97314.8,103935,116741,159878,182321,209407,246619,314045,335353,397983),財(cái)政收入CQ=(1132.26,1146.38,1159.93,1175.79,1212.33,1366.95,1642.86,2004.82,2122.01,2199.35,2357.24,2664.9,2937.1,3149.48,3483.37,4348.95,5218.1,6242.2,7407.99,8651.14,9875.95,11444.1,13395.2,16386,18903.6,21715.3,26355.9,31649.3,39373.2,51304,61316.9,68477,83080)。首先為了消除序列的異方差性,對(duì)1978-2010年我國(guó)的財(cái)政收入與GDP分別取自然對(duì)數(shù),計(jì)算得LNCQ和LNGDP;其次,再對(duì)它們進(jìn)行單位根檢驗(yàn),判斷平穩(wěn)性;再次利用差分消除趨勢(shì),獲得平穩(wěn)序列,最后分析LNCQ與LNGDP的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。文中諸序列LNCQ、LNGDP 及其一階差分DLNCQ和DLNGDP、二階差分D2LNCQ 和D2LNGDP的ADF檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。
由表1可知,中國(guó)的LN(CQ)和LN(GDP)的原水平序列與一階差分序列都是非平穩(wěn)的,而二階差分后變成平穩(wěn)的,且LN(CQ)和LN(GDP)都是二階單整的時(shí)間序列,因此可以進(jìn)行協(xié)整分析。
表1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果
1.2財(cái)政收入和GDP的協(xié)整檢驗(yàn)
使用格蘭杰二步檢驗(yàn)方法,首先用OLS獲得回歸方程的殘差,然后檢驗(yàn)殘差是否平穩(wěn),據(jù)此判斷回歸變量是否協(xié)整。
首先,用OLS法對(duì)方程LNGDPt=α+βLNCQt進(jìn)行回歸,根據(jù)AIC準(zhǔn)則選擇各變量的滯后階數(shù),得到如下方程:
LNGDPt=1.228407+1.062634LNCQt+et
(1)
(3.751954) (28.80554)
R2=0.963985F=829.7590DW=
0.073362ADR2=0.92824
(其中小括號(hào)的數(shù)值表示統(tǒng)計(jì)量t值;R2:決定系數(shù);F:檢驗(yàn)用的F統(tǒng)計(jì)量的值;DW:杜賓統(tǒng)計(jì)量;ADR2:調(diào)整的決定系數(shù))
模型(1)中的DW=0.073362太小,說(shuō)明存在自相關(guān)。為此分別加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素,并對(duì)LNGDPt和LNCQt之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行重新估計(jì)。根據(jù)AIC準(zhǔn)則選擇各變量的滯后階數(shù),得到如下方程:
LNGDPt=0.325843+0.96628LNGDPt-1+0.829081LNCQt-0.821834LNCQt-1+et
(2)
(3.368955)(23.08995)(3.909992)(-3.952957)
R2=0.998409,DW=1.662307,ADR2=0.998239,F=5858.479,S·E=0.060531(其中S·E表示剩余平方和)
由檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看出,模型(2)通過(guò)了整體的顯著性檢驗(yàn),且各變量的回歸系數(shù)也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn),同時(shí)由t值、R2、調(diào)整R2、DW值及F值等,我們可以看出方程具有較強(qiáng)的解釋能力。
其次,對(duì)協(xié)整模型的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。對(duì)其建立如下模型:
△et=α△et-1+αt
通過(guò)Eviews5.0軟件,得到殘差序列的檢驗(yàn)?zāi)P蜑椋?/p>
△et=-0.833298△et+αt
(3)
(-4.535454)
R2=0.414973ADR2=0.394799DW=2.064558S·E=0.058650F=20.57034
由檢驗(yàn)結(jié)果可知,殘差序列是平穩(wěn)的,因此我國(guó)的財(cái)政收入與GDP之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。
由(2)式,經(jīng)過(guò)計(jì)算可得LNGDP、LNCQ之間的長(zhǎng)期協(xié)整方程為:
LNGDP=9.66434+0.214942LNCQ
(4)
根據(jù)協(xié)整模型(4)可以看出,長(zhǎng)期內(nèi),我國(guó)財(cái)政收入與GDP之間存在著顯著的正相關(guān)性。
1.3誤差修正模型(ECM)
由上述分析可知該序列是二階單整,且財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系,根據(jù)Granger定理可進(jìn)一步建立誤差修正模型(ECM)來(lái)描述它們之間的短期波動(dòng)如何向長(zhǎng)期均衡調(diào)整。本文建立ECM為:
△LNGDPt=β1△LNCQ-λ(LNGDPt-1-α0-α1LNCQt-1)+ε1
(5)
由Eviews 5.0軟件計(jì)算得到我國(guó)財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的誤差修正模型為:
△LNGDPt=0.829081△LNCQt-0.033716
(LNGDPt-1-9.66434-0.214942LNCQt-1)+ε1
(6)
從誤差修正模型中變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡的符號(hào)看,GDP的短期變動(dòng)對(duì)財(cái)政收入有較大正向影響, 而財(cái)政收入抑制GDP增長(zhǎng),這與實(shí)際情況相符。同時(shí),誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)值,與反向修正機(jī)制一致。模型中非均衡誤差系數(shù)為-0.034,意味著上一年度的非均衡誤差對(duì)本年度的財(cái)政收入反向修正的比率為3.37%。利用模型,可以從短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡兩方面分析財(cái)政收入的波動(dòng)性。長(zhǎng)時(shí)期內(nèi),我國(guó)的財(cái)政收入與GDP同方向變動(dòng),國(guó)民生產(chǎn)總值每變化l%,則財(cái)政收入相應(yīng)變化0.215%。而上一年的非均衡誤差以0.0337的比率對(duì)本年度的財(cái)政收入作出修正。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高,帶動(dòng)財(cái)政收入提高,這符合宏觀經(jīng)濟(jì)的一般規(guī)律。
1.4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)
由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)要求變量序列平穩(wěn),因此本文對(duì)LNGDP和LNCQ的二階差分序列進(jìn)行Granger檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。
表2 Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)
表2檢驗(yàn)結(jié)果表明,在滯后階數(shù)為4時(shí),在5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè),即財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著雙向的因果關(guān)系,財(cái)政收入的快速發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有拉動(dòng)作用,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也對(duì)財(cái)政收入有很大的影響。
本文對(duì)我國(guó)的財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展做了相關(guān)實(shí)證分析,在經(jīng)過(guò)協(xié)整分析和因果檢驗(yàn)后得出如下結(jié)論:
1)根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)表明,自1978年至2010年,盡管財(cái)政收入與GDP序列都是非平穩(wěn)性的,但兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,且財(cái)政收入和GDP之間存在著高度的正相關(guān)。
2)根據(jù)誤差修正方程表明,雖然短期內(nèi)滯后一年、二年的財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)影響很顯著,但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收入之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整的自我調(diào)節(jié)能力不強(qiáng),政府有必要協(xié)調(diào)財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。
3)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果表明,GDP 與財(cái)政收入之間存在相互促進(jìn)關(guān)系。表明財(cái)政收入狀況取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度,加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度是增加財(cái)政收入的重要途徑,同樣穩(wěn)定有效的財(cái)政政策是有效促進(jìn)國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要途徑之一。
根據(jù)上述結(jié)論,本文提出以下政策建議:
1)繼續(xù)優(yōu)化財(cái)政收入結(jié)構(gòu),加大財(cái)政收入的收繳力度。由財(cái)政收入和GDP的長(zhǎng)期均衡模型和短期誤差修正模型可知,GDP影響的長(zhǎng)期作用大于短期作用,經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)增長(zhǎng)更能提高財(cái)政收入。所以政府在制定經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃時(shí)更應(yīng)該注重經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。要加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度,使經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相互促進(jìn)得到發(fā)展。
2)繼續(xù)擴(kuò)大財(cái)政收入對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支持力度。由協(xié)整方程知,財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性小于1,財(cái)政收入的增長(zhǎng)率小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,財(cái)政收入的增長(zhǎng)落后于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),因此,要提高財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性。要實(shí)現(xiàn)地方財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性互動(dòng),正確把握財(cái)政扶持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的導(dǎo)向和力度。
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(責(zé)任編輯:張凱兵)
AnEmpiricalAnalysisofFiscalRevenueandEconomicGrowth
Zhang Xiaoqing
(SchoolofMathematicsandStatistics,HubeiEngineeringUniversity,Xiaogan,Hubei432000,China)
This paper analyses the relationship between the fiscal revenue and the economic growth via co-integration model and error correction model. Results revealed that the effect of economic development on fiscal revenue was mainly a long-term. In other words, when GDP was increased by 1% and the fiscal revenue was correspondingly about 0.22%. It was a causal relation between the fiscal revenue and the economic growth. To be more exact, the rapid growth of fiscal revenue could facilitate economic growth and vice versa.
fiscal revenue; economic growth; co-integration analysis; Granger cause and effect analysis; error correction model
O212
A
2095-4824(2013)06-0124-04
2013-10-12
張曉清(1969- ),女,湖北大悟人,湖北工程學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院實(shí)驗(yàn)師。