張曉清

(湖北工程學院 數(shù)學與統(tǒng)計學院, 湖北 孝感 432000)

財政收入與經(jīng)濟增長的實證分析

張曉清

(湖北工程學院 數(shù)學與統(tǒng)計學院, 湖北 孝感 432000)

通過協(xié)整模型與誤差修正模型，分析我國財政收入和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明：我國經(jīng)濟發(fā)展對財政收入的作用主要是長期的，國民生產(chǎn)總值每變化l%，財政收入相應變化約0.22個百分點。財政收入與經(jīng)濟發(fā)展互為雙向因果關(guān)系，財政收入的快速發(fā)展能拉動經(jīng)濟增長，經(jīng)濟增長對財政收入有很大的貢獻。

財政收入；經(jīng)濟增長；協(xié)整檢驗；Granger因果關(guān)系檢驗；誤差修正模型

財政收入是指政府為履行其職能、實施公共政策和提供公共物品與服務需要而籌集的一切資金的總和，其表現(xiàn)為政府部門在一定時期內(nèi)(一般為一個財政年度)所取得的貨幣收入。經(jīng)濟增長是指一個國家或地區(qū)在一定時期內(nèi)產(chǎn)品和實際勞務數(shù)量的增加，一般表示為按人口平均的實際產(chǎn)出的增加。

關(guān)于財政收入與經(jīng)濟增長的關(guān)系，馬克思主義認為，經(jīng)濟增長水平?jīng)Q定財政收入的規(guī)模，財政收入則對經(jīng)濟增長具有反作用。一般說來，經(jīng)濟增長水平越高，創(chuàng)造的社會財富越多，財政部門可支配的資源也越多，從而擴大了財政收入的來源，財政收入規(guī)模也相應增加。

這只是一種抽象的理論表述，在具體的數(shù)量關(guān)系方面，兩者應該保持怎樣的協(xié)調(diào)的發(fā)展，國內(nèi)外學者做過不少的研究。Engen與Skinner[1]使用三種方法實證稅收改革對宏觀經(jīng)增長是否具有強勁的的影響。Tosun與Abizadeh[2]研究了經(jīng)合組織的經(jīng)濟發(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間稅收對基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展的影響。國內(nèi)方面，文獻[4]對上世紀90年代中期財政收入增長超過了經(jīng)濟增長，對財政收入占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重低的原因進行解釋與分析。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)對我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期國家財政收入增長與GDP增長的關(guān)系進行了實證研究。楊丹等人[6]對歷年財政收入占GDP比重的時間序列數(shù)據(jù)資料建立了一階自回歸模型，分析比重變化規(guī)律，并進一步對未來幾年財政收入占GDP的比重進行了預測。付樹農(nóng)、何建華[7]分析了我國財政收入體系的特殊性-稅費并存，尤其是大量非規(guī)范的收費存在，削弱了中央政府的經(jīng)濟調(diào)控職能，加劇了企業(yè)稅費總負擔；認為當前應進一步完善財政收入體系，在清費立稅的基礎(chǔ)上，確定以稅收收入為主體的財政收入增長略高于經(jīng)濟增長的速度，促進公共財政體系的建立。王妍妍[8]對財政收入增長和經(jīng)濟增長作線性回歸分析。蔡宏宇、黃陳武[9]從財政收入與經(jīng)濟增長、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)之間的相互關(guān)系著手，對統(tǒng)計指標之間的匹配性進行測度。

本文利用1978-2010年度有關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用協(xié)整、Granger因果關(guān)系檢驗等方法，對我國財政收入和經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證分析。

1 財政收入和GDP的實證分析

格蘭杰因果關(guān)系檢驗由克萊夫·格蘭杰(Clive W. J. Granger)提出，用于分析經(jīng)濟變量之間的因果關(guān)系。若變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，否則可能會出現(xiàn)虛假回歸問題。一般，在進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩(wěn)性進行單位根檢驗(unit root test)。常用增廣的迪基-富勒檢驗(ADF檢驗)進行。若是非平穩(wěn)，則需進一步進行協(xié)整檢驗。

1.1財政收入和GDP的平穩(wěn)性檢驗

選取1978-2010年中國GDP和財政收入為數(shù)據(jù)(數(shù)據(jù)來源：歷年中國統(tǒng)計年鑒，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1978-2010年我國的財政收入與GDP分別取自然對數(shù)，計算得LNCQ和LNGDP；其次，再對它們進行單位根檢驗，判斷平穩(wěn)性；再次利用差分消除趨勢，獲得平穩(wěn)序列，最后分析LNCQ與LNGDP的長期均衡關(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檢驗結(jié)果見表1。

由表1可知，中國的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)都是二階單整的時間序列，因此可以進行協(xié)整分析。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

1.2財政收入和GDP的協(xié)整檢驗

使用格蘭杰二步檢驗方法，首先用OLS獲得回歸方程的殘差，然后檢驗殘差是否平穩(wěn)，據(jù)此判斷回歸變量是否協(xié)整。

首先，用OLS法對方程LNGDPt=α+βLNCQt進行回歸，根據(jù)AIC準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

(其中小括號的數(shù)值表示統(tǒng)計量t值；R2：決定系數(shù)；F：檢驗用的F統(tǒng)計量的值；DW：杜賓統(tǒng)計量；ADR2：調(diào)整的決定系數(shù))

模型(1)中的DW=0.073362太小，說明存在自相關(guān)。為此分別加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素，并對LNGDPt和LNCQt之間的協(xié)整關(guān)系進行重新估計。根據(jù)AIC準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)

由檢驗結(jié)果我們可以看出，模型(2)通過了整體的顯著性檢驗，且各變量的回歸系數(shù)也通過了顯著性檢驗，同時由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的解釋能力。

其次，對協(xié)整模型的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。對其建立如下模型：

△et=α△et-1+αt

通過Eviews5.0軟件，得到殘差序列的檢驗模型為：

△et=-0.833298△et+αt

(3)

(-4.535454)

R2=0.414973ADR2=0.394799DW=2.064558S·E=0.058650F=20.57034

由檢驗結(jié)果可知，殘差序列是平穩(wěn)的，因此我國的財政收入與GDP之間存在長期均衡關(guān)系。

由(2)式，經(jīng)過計算可得LNGDP、LNCQ之間的長期協(xié)整方程為：

LNGDP=9.66434+0.214942LNCQ

(4)

根據(jù)協(xié)整模型(4)可以看出，長期內(nèi)，我國財政收入與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，且財政收入與經(jīng)濟增長的對數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)Granger定理可進一步建立誤差修正模型(ECM)來描述它們之間的短期波動如何向長期均衡調(diào)整。本文建立ECM為：

△LNGDPt=β1△LNCQ-λ(LNGDPt-1-α0-α1LNCQt-1)+ε1

(5)

由Eviews 5．0軟件計算得到我國財政收入與經(jīng)濟增長的誤差修正模型為：

△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與長期均衡的符號看，GDP的短期變動對財政收入有較大正向影響， 而財政收入抑制GDP增長，這與實際情況相符。同時，誤差修正項的系數(shù)為負值，與反向修正機制一致。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本年度的財政收入反向修正的比率為3.37%。利用模型，可以從短期波動和長期均衡兩方面分析財政收入的波動性。長時期內(nèi)，我國的財政收入與GDP同方向變動，國民生產(chǎn)總值每變化l%，則財政收入相應變化0.215%。而上一年的非均衡誤差以0.0337的比率對本年度的財政收入作出修正。經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，帶動財政收入提高，這符合宏觀經(jīng)濟的一般規(guī)律。

1.4 Granger因果關(guān)系檢驗

由于Granger因果關(guān)系檢驗要求變量序列平穩(wěn)，因此本文對LNGDP和LNCQ的二階差分序列進行Granger檢驗，其檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 Granger 因果關(guān)系檢驗

表2檢驗結(jié)果表明，在滯后階數(shù)為4時，在5%的顯著性水平下均拒絕原假設(shè)，即財政收入與經(jīng)濟增長之間存在著雙向的因果關(guān)系，財政收入的快速發(fā)展對經(jīng)濟增長具有拉動作用，經(jīng)濟增長也對財政收入有很大的影響。

2 結(jié)論分析及政策建議

本文對我國的財政收入與經(jīng)濟發(fā)展做了相關(guān)實證分析，在經(jīng)過協(xié)整分析和因果檢驗后得出如下結(jié)論：

1)根據(jù)協(xié)整檢驗表明，自1978年至2010年，盡管財政收入與GDP序列都是非平穩(wěn)性的，但兩者之間存在長期均衡關(guān)系，且財政收入和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、二年的財政收入對經(jīng)濟增長的變動影響很顯著，但經(jīng)濟增長和財政收入之間的長期均衡關(guān)系對當期非均衡誤差調(diào)整的自我調(diào)節(jié)能力不強，政府有必要協(xié)調(diào)財政收入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

3)Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，GDP 與財政收入之間存在相互促進關(guān)系。表明財政收入狀況取決于經(jīng)濟增長速度，加快經(jīng)濟發(fā)展速度是增加財政收入的重要途徑，同樣穩(wěn)定有效的財政政策是有效促進國家經(jīng)濟增長的重要途徑之一。

根據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下政策建議：

1)繼續(xù)優(yōu)化財政收入結(jié)構(gòu)，加大財政收入的收繳力度。由財政收入和GDP的長期均衡模型和短期誤差修正模型可知，GDP影響的長期作用大于短期作用，經(jīng)濟的長期持續(xù)增長更能提高財政收入。所以政府在制定經(jīng)濟發(fā)展規(guī)劃時更應該注重經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。要加大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的力度，使經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化相互促進得到發(fā)展。

2)繼續(xù)擴大財政收入對經(jīng)濟發(fā)展的支持力度。由協(xié)整方程知，財政收入對GDP的彈性小于1，財政收入的增長率小于經(jīng)濟增長率，財政收入的增長落后于經(jīng)濟的增長，因此，要提高財政收入對GDP的彈性。要實現(xiàn)地方財政收入與經(jīng)濟增長的良性互動，正確把握財政扶持經(jīng)濟發(fā)展的導向和力度。

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(責任編輯：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，湖北工程學院數(shù)學與統(tǒng)計學院實驗師。