周麗娟+劉江

【摘 要】本文擬對(duì)我國(guó)1994年到2014年財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行回歸分析，通過(guò)對(duì)1994年—2014年期間我國(guó)GDP和財(cái)政收入建立一元線性回歸模型，得到財(cái)政收入對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的影響程度，并得出相應(yīng)結(jié)論，本文分析過(guò)程主要運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整性分析以及格蘭杰因果檢驗(yàn)方法。在研究我國(guó)財(cái)政收入與GDP的內(nèi)在關(guān)系后，揭示了其影響因素和運(yùn)行機(jī)制，從而為優(yōu)化我國(guó)政府財(cái)政收入結(jié)構(gòu)提供決策數(shù)據(jù)。

【關(guān)鍵詞】財(cái)政收入；GDP；相互關(guān)系；對(duì)策

本文利用1990-2010年的數(shù)據(jù)資料，對(duì)國(guó)家的GDP與財(cái)政收入的內(nèi)在關(guān)系和影響因素進(jìn)行描述和分析，所有數(shù)據(jù)都來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，考慮到統(tǒng)計(jì)手段的一致性，數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間取為1994-2014年。

解釋變量的確定：從經(jīng)濟(jì)理論和實(shí)踐來(lái)看，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值可以用GDP 來(lái)表示，本文以GDP 作為被解釋變量。解釋變量的確定：本文以財(cái)政收入作為解釋變量，可以CZSR來(lái)表示，建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)我國(guó)1994-2014年的財(cái)政收入與GDP之間進(jìn)行回歸分析。

一、一元線性回歸模型的建立

1.時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了保證隨后的協(xié)整和因果關(guān)系檢驗(yàn)的有效性，首先利用Eviews軟件對(duì)GDP和CZSR時(shí)間序列的穩(wěn)定性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（ADF）。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2：

注：△表示一階差分，△2表示二階差分

由表1可以看出，從檢驗(yàn)結(jié)果看。變量GDP和CZSR的水平序列、一階差分序列都不能拒絕單位根假設(shè)，說(shuō)明二者的水平序列、一階差分序列都是非平穩(wěn)的，而他們的二階差分序列拒絕了單位根假設(shè)，說(shuō)明二階差分序列都是平穩(wěn)的，即都是二階單整序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

從上面的分析可知，GDP和CZSR都是二階單整時(shí)間序列，因而可以進(jìn)行協(xié)整分析，結(jié)果如表3所示，從表中可以看出，殘差序列為平穩(wěn)序列，該協(xié)整關(guān)系成立。

由表3可知，殘差是平穩(wěn)的，說(shuō)明GDP與CZSR之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因此開(kāi)始對(duì)格蘭杰因果檢驗(yàn)對(duì)財(cái)政收入（CZSR）與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的因果關(guān)系檢驗(yàn)。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)僅僅考察的是變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進(jìn)一步驗(yàn)證。為了進(jìn)一步揭示GDP和CZSR之間的關(guān)系，我們?cè)诖诉€要進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。

由表4可以看出，在10%顯著水平下，GDP和CZSR之間互相都不是對(duì)方的格蘭杰原因。

4.建立回歸方程

通過(guò)EVIEWS可知，GDP與CZSR之間存在較為明顯的一元線性關(guān)系，故而用Eviews建立一元線性回歸：

以GDP為被解釋變量，CZSR為解釋變量做回歸，結(jié)果如下：

⑴R^2=0.990038，說(shuō)明GDP與CZSR擬合度很好；

⑵t-Statistic =43.45292，說(shuō)明CZSR對(duì)GDP的影響是顯著的；

⑶F-statistic=1888.156，說(shuō)明回歸方程是顯著的；

⑷Durbin-Watson stat=0.169723，說(shuō)明方程存在自相關(guān)性，通過(guò)對(duì)殘差的Q檢驗(yàn)可知，回歸方程存在二階序列相關(guān)性。

由于GDP與CZSR的一元線性回歸存在二階自相關(guān)性，故通過(guò)廣義差分法消除模型的序列相關(guān)性，在回歸方程中加入隨機(jī)干擾項(xiàng)的一階和二階自回歸，通過(guò)分析可知：

Durbin-Watson stat=2.244946>1，同時(shí)對(duì)殘差進(jìn)行Q檢驗(yàn)可知序列相關(guān)性已經(jīng)消除。

故建立回歸方程：GDP=4.237755CZSR+49138.43+Ut。

從表中可以知道根據(jù)GDP與CZSR建立的一元線性回歸模型能夠較好的說(shuō)明GDP與財(cái)政收入之間的關(guān)系，并且財(cái)政收入每變動(dòng)一個(gè)單位，GDP相應(yīng)變動(dòng)4.237755個(gè)單位。同時(shí)上述一元線性回歸模型很好的通過(guò)了所有的模型檢驗(yàn)，因此能夠比較準(zhǔn)確的對(duì)未來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)。

二、結(jié)論

1.因?yàn)镚DP和財(cái)政收入具有較明顯的一元線性關(guān)系，故對(duì)二者進(jìn)行一元線性回歸后，得出的回歸結(jié)果顯示：財(cái)政收入的迅速發(fā)展能夠刺激經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，當(dāng)財(cái)政收入每變動(dòng)一個(gè)單位，GDP相應(yīng)變動(dòng)4.237755個(gè)單位，且該一元線性回歸方程能夠比較準(zhǔn)確的對(duì)未來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)。

2.從理論上講，財(cái)政收入和GDP的增長(zhǎng)應(yīng)保持一定的同比例關(guān)系，通過(guò)已建的回歸模型以及估計(jì)結(jié)果告訴我們，它們是存在一定的線性正相關(guān)性，是一種健康穩(wěn)定的發(fā)展趨勢(shì)。但是不得不考慮如果財(cái)政收入增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度偏差過(guò)大或長(zhǎng)期高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度，又可能會(huì)造成人民負(fù)擔(dān)過(guò)重，不能享受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的成果，而且會(huì)影響到政府投資的效率和收入分配不均等問(wèn)題。endprint