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。

1 財(cái)政收入和GDP的實(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。

2 結(jié)論分析及政策建議

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。