尉瑞軒

摘要：本文通過收集2003年1月至2012年12月財(cái)政收入與財(cái)政支出的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用時(shí)間序列數(shù)據(jù)的計(jì)量分析方法，首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整關(guān)系，描述二者之間的長期均衡關(guān)系，其次由格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)得出財(cái)政收入對(duì)財(cái)政支出的單向傳導(dǎo)機(jī)制，最后在實(shí)證分析的基礎(chǔ)上對(duì)我國財(cái)政收入與支出提出相應(yīng)的對(duì)策和建議。

關(guān)鍵詞：財(cái)政收入；財(cái)政支出；計(jì)量分析；實(shí)證分析

一、前言

長期以來，我國財(cái)政支出政策是擴(kuò)張性的。從大勢(shì)而言，人口紅利的逐步消失，債務(wù)壓力巨大等等壓制中國經(jīng)濟(jì)長期趨勢(shì)的因素依然存在。但也不可忽視短期內(nèi)中國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)的積極信號(hào)，經(jīng)濟(jì)短周期復(fù)蘇與長周期復(fù)蘇與我國的財(cái)政收入與支出有很大的關(guān)聯(lián)性，尤其是加上央行公開市場(chǎng)操作，對(duì)于整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)乃至債券市場(chǎng)都有極大影響，本文通過利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過副I數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)等最終得出我國財(cái)政收入與財(cái)政支出的理論關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一） 數(shù)據(jù)來源與處理

本例數(shù)據(jù)來自《國家統(tǒng)計(jì)年鑒》，選擇2003年至2012年十二個(gè)月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，其中用ex表示財(cái)政支出，in表示財(cái)政收入。首先利用X-12季節(jié)調(diào)整方法對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，去掉季節(jié)因素，消除季節(jié)因素后的數(shù)據(jù)分別用ex2和in2表示，再對(duì)消除季節(jié)影響后的數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)得lnex2 lnin2，以消除異方差的影響。

（二） 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

1、對(duì)兩列數(shù)據(jù)進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，水平檢驗(yàn)結(jié)果如下表，

Lnex2 level ADF

ADF統(tǒng)計(jì)量的T值為0.48，其中Prob為0.9854，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.89

在10%的顯著性水平下，T值為-2.58

由于T值較小，因此對(duì)原序列再進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，

2、一階差分Lnex2 ADF

兩階滯后

ADF統(tǒng)計(jì)量的T值為-10.95，其中Prob為小數(shù)點(diǎn)后四位，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.86

在10%的顯著性水平下，T值為-2.58

3、level lnin2 ADF

同理，ADF統(tǒng)計(jì)量的T值為-0.99，其中Prob為0.75，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.88

在10%的顯著性水平下，T值為-2.67

4、一階差分Lnin2 ADF

同理，ADF統(tǒng)計(jì)量的T值為-12.63，其中Prob為小數(shù)點(diǎn)后四位，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.88

在10%的顯著性水平下，T值為-2.57

由Eviews結(jié)果可知各T值與臨界值的比較得出，各變量均是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后平穩(wěn)，它們都服從一階單整。則可以對(duì)他們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（三） 協(xié)整檢驗(yàn)

為了對(duì)兩個(gè)總量指標(biāo)的長期均衡關(guān)系進(jìn)行統(tǒng)計(jì)表述，本文利用 Eviews6.0 對(duì) Lnex2、Lnin2 進(jìn)行 Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下所示。

在沒有一個(gè)滿足協(xié)整關(guān)系的假設(shè)下，Eigenvalue的值為0.36，Trace Statisti的值為52.63，0.05顯著性水平下的值為15.49；在滿足一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)下，Eigenvalue的值為0.017， 0.05顯著性水平下的值為14.26。跡檢驗(yàn)和極大似然檢驗(yàn)結(jié)果一致，在此不再重復(fù)表述。

總共有兩個(gè)變量，因此最多只有一個(gè)協(xié)整向量，上圖的跡檢驗(yàn)和極大似然檢驗(yàn)均表明在5%的顯著性水平下，均存在一個(gè)協(xié)整向量，即變量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整回歸方程的eviews結(jié)果如下：

其中，R2=0.956，調(diào)整后的R2=0.954

回歸方程為：

LNEX2 = 1.34500654562 +1.0339925729*LNIN2+e，模型中的回歸系數(shù)都非常顯著，擬合優(yōu)度比較高，D-W值接近2，說明模型無序列相關(guān)問題。

從協(xié)整結(jié)果來看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說自變量和因變量之間存在長期穩(wěn)定的解釋和被解釋的關(guān)系，自變量能解釋大部分因變量變化的因素，而因變量中沒辦法用自變量解釋的那些因素構(gòu)成一個(gè)殘差序列，在協(xié)整關(guān)系中，殘差序列應(yīng)該是平穩(wěn)的。因此，檢驗(yàn)自變量和因變量間是否存在協(xié)整關(guān)系就變?yōu)闄z驗(yàn)協(xié)整方程的殘差項(xiàng)是否平穩(wěn)，如果平穩(wěn)，則表明自變量和因變量之間確實(shí)存在協(xié)整關(guān)系。

基于上述理論對(duì)殘差序列進(jìn)行AEG檢驗(yàn)，其中最大滯后階數(shù)位12，遵循SIC準(zhǔn)則，得到以下結(jié)果：

ADF統(tǒng)計(jì)量的T值為-3.37，其中Prob為0.0140，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.486

在5%的顯著性水平下，T值為-2.886

在10%的顯著性水平下，T值為-2.58

可以看出P值為0.0140，證明在5%的顯著性水平下殘差序列為平穩(wěn)序列，即e～I(xiàn)（0）。

上述結(jié)果表明：2003年1月至2012年12月期間lnex2和lnin2之間存在協(xié)整關(guān)系，即為CI（1，1）的，協(xié)整向量為（1，—1.03），即長期內(nèi)，我國財(cái)政收入每變動(dòng)1%，財(cái)政支出平均同方向變動(dòng)1.03%。

（四） 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系分析的前提是變量為一階單整，由檢驗(yàn)結(jié)果可知，lnex2與 lnin2 均為一階單整且具有協(xié)整關(guān)系，可以采用格蘭杰因果關(guān)系分析法。

為了判斷財(cái)政收入是否是引起財(cái)政支出變化的原因，要對(duì)兩個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

LNIN2 沒有引起LNEX2的F統(tǒng)計(jì)量值為4.32872，Prob為0.0063

LNEX2 沒有引起LNIN2的F統(tǒng)計(jì)量值為1.83837，Prob為0.1444

因?yàn)樵撃Ｐ椭兄挥幸粋€(gè)自變量，因此格蘭杰統(tǒng)計(jì)量是F統(tǒng)計(jì)量。

上表可以看出，在財(cái)政收入不是財(cái)政支出變化原因的原假設(shè)條件下，P值為0.0063，拒絕原假設(shè)，財(cái)政收入是財(cái)政支出變化的原因。

在財(cái)政支出不是財(cái)政收入變化原因的原假設(shè)下，P值為0.1444，接受原假設(shè)，即財(cái)政支出不是財(cái)政收入變化的原因。以上分析可得出，財(cái)政收入與財(cái)政支出之間為單項(xiàng)傳導(dǎo)關(guān)系。

三、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

由協(xié)整方程系數(shù)（1.03）可知，財(cái)政支出長期略高于財(cái)政收入，這符合我國擴(kuò)張性財(cái)政政策的事實(shí)。伴隨近年來的經(jīng)濟(jì)快速增長，財(cái)政支出和財(cái)政收入都有過快的增長，但財(cái)政收入的增長幅度不及財(cái)政支出的增長幅度，沒辦法滿足巨額財(cái)政支出的需求，使財(cái)政收支缺口的情況進(jìn)一步惡化。在全國范圍內(nèi)，在全國范圍內(nèi)，財(cái)政收入與財(cái)政支出存在均衡的穩(wěn)定關(guān)系。由于當(dāng)今市場(chǎng)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，我國現(xiàn)行的財(cái)政收支管理辦法沒有緊跟市場(chǎng)化進(jìn)程，沒有與經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化有效配合，從管理方式、管理手段及決策環(huán)節(jié)都延續(xù)了傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)體制下的大多數(shù)做法，以至于現(xiàn)行的財(cái)政收支研究與市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下的供需狀況有所偏離，從而引發(fā)出一系列問題，導(dǎo)致財(cái)政收入與財(cái)政支出不能有效配合以促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)健發(fā)展。

（二）建議

合理減少財(cái)政支出，主要從減少行政管理費(fèi)用上入手。適當(dāng)減少公職人員數(shù)量，在減少行政管理費(fèi)用的同時(shí)，可以提高在職人員工作效率，對(duì)于政府公共管理智能也有所提高，看齊市場(chǎng)化程度較高的行業(yè)和優(yōu)質(zhì)企業(yè)的管理模式，結(jié)合傳統(tǒng)政府管理模式，使政府各部門可以在提高效率的同時(shí)減少財(cái)政支出。優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，提高財(cái)政政策執(zhí)行效果。保持經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出在財(cái)政支出中所占比重，優(yōu)化其內(nèi)部結(jié)構(gòu)。優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，提高財(cái)政政策執(zhí)行效果。保持經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出在財(cái)政支出中所占比重，優(yōu)化其內(nèi)部結(jié)構(gòu)。此外，還需從多方面入手，方可減少政府開支，提高政府工作效率和財(cái)政資金使用效率。（作者單位：北京工商大學(xué)）