曹萍萍，李耀紅，高鳳偉

宿州學院數(shù)學與統(tǒng)計學院，宿州，234000

1 相關(guān)研究與問題提出

社會消費品零售業(yè)是連接生產(chǎn)者和消費者的紐帶，零售業(yè)對經(jīng)濟活動各因素反應的靈敏度高于其他行業(yè)，是國民經(jīng)濟增長的晴雨表[1]。社會消費品零售總額是居民消費需求量的具體反映 ，社會消費是拉動地方經(jīng)濟發(fā)展的主要因素，因此研究社會消費品零售總額與經(jīng)濟增長的關(guān)系有著重要的現(xiàn)實意義。地方財政收入與經(jīng)濟增長密切相關(guān)，經(jīng)濟水平提高，財政收入也隨之提高，此外,財政收入能夠改善居民的生活環(huán)境、消費環(huán)境，對擴大社會公益事業(yè)有顯著作用。鑒于此，本文擬通過研究三者之間的長期均衡關(guān)系和短期動態(tài)機制，為促進社會消費提供參考。

國內(nèi)關(guān)于社會消費品零售總額的研究，大多以預測為目的擬合統(tǒng)計模型，如:王志堅等利用ARIMA模型對中國社會消費品零售總額數(shù)據(jù)進行了預測[2]；鑒于經(jīng)濟數(shù)據(jù)隨機干擾的影響，潘冬等利用灰色預測法對未來社會消費品零售總額進行了預測[3]；羅中德等利用指數(shù)平滑法對2011—2013年社會消費品零售總額做了預測分析[4]；桂文林等引入貝葉斯季節(jié)調(diào)整模型，測算結(jié)果表明中國社會消費品零售總額有指數(shù)增長趨勢[5]。目前也有關(guān)于社會消費品零售總額與經(jīng)濟變量的分析，如：楊新洪利用數(shù)據(jù)挖掘分析，發(fā)現(xiàn)了社會消費品零售總額與商品銷售額有較強的相關(guān)性[6]；鄭小玲從人口因素的角度分析了人口對社會消費品零售總額的影響[7]。

綜上所述，學者們主要研究社會消費品零售總額的趨勢變化，或僅考慮某一個因素與社會消費品零售總額相關(guān)關(guān)系。鑒于當前中國經(jīng)濟急須調(diào)整發(fā)展結(jié)構(gòu)，發(fā)揮消費在經(jīng)濟增長中的主導作用，本文立足于安徽省消費、經(jīng)濟及財政現(xiàn)實狀況，利用協(xié)整分析、Granger因果檢驗及誤差修正模型研究財政收入、經(jīng)濟增長與社會消費品零售總額三者之間的相互關(guān)系。

2 安徽省社會消費品零售、經(jīng)濟增長與財政收入的描述性分析

2.1 指標和數(shù)據(jù)說明

國內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一個國家或地區(qū)經(jīng)濟增長的重要宏觀指標，因此我們采用安徽省GDP度量其經(jīng)濟發(fā)展水平，采集社會消費品零售(TRC)總額年度數(shù)據(jù)衡量社會總消費水平，采集財政收入(GOV)年度數(shù)據(jù)，時間從1978—2016年，數(shù)據(jù)來源均來自《安徽統(tǒng)計年鑒》。

2.2 單指標分析

以不同年份的社會消費品零售總額除以GDP所得比重可得到圖1。2016年中國TRC占GDP比重是0.447，由圖1可以看出，與國家水平相比，安徽省TRC占GDP的比重略低，且從圖形上可以看出，1978—1995年安徽省TRC占GDP比重逐步下降，1995年后有緩慢上升的趨勢，這說明安徽省消費在經(jīng)濟增長中的促進作用并不明顯。

圖1 安徽省社會消費品零售總額占GDP比重

以不同年份的財政收入除以GDP所得比重可得到圖2。從圖2可以看出，安徽省財政收入占GDP比重也是以1995年為分段點，1995年之前財政收入占GDP比重呈快速下降趨勢，1995年后財政收入占GDP比重逐步上升。結(jié)合圖1的分析，說明安徽省社會消費品零售總額與財政收入的年度數(shù)據(jù)分布趨勢有一定正相關(guān)關(guān)系。

圖2 安徽省財政收入占GDP比重

2.3 指標間的相關(guān)性研究

為了消除異方差性的影響，對安徽省GDP、TRC和GOV三個序列取對數(shù)，分別記為lnX、lnY和lnZ，并運用SPSS軟件作出散點圖矩陣(見圖3)。由圖3可知，安徽省社會消費品零售總額、經(jīng)濟增長與財政收入兩兩之間存在很強的正相關(guān)關(guān)系，下面將對三者進行實證分析。

圖3 LTRC、LGDP和LGOV的散點圖矩陣

3 協(xié)整分析的實證檢驗

3.1 平穩(wěn)性檢驗

ADF檢驗用來檢驗序列的平穩(wěn)性，為了消除時間序列數(shù)據(jù)的異方差性，對原始變量取對數(shù)，然后對取對數(shù)的變量進行單位根檢驗。假定任意AR(p)過程，檢驗方程為：xt=ρxt-1+β1xt-1+…+βp-1xt-p+1+εt

若ρ=0，則序列xt非平穩(wěn)。利用Eviews 6.0軟件對數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)果見表1。

表1中DlnX、DlnY和DlnZ是序列l(wèi)nX、lnY和lnZ做一階差分后的序列，從表1可以看出，在5%的顯著性水平下，序列DlnX、DlnY和DlnZ為平穩(wěn)序列，即安徽社會消費品零售總額、經(jīng)濟增長與財政收入都是一階單整序列。

3.2 協(xié)整檢驗

為檢驗序列之間是否存在長期關(guān)系，可以采用EG檢驗法。協(xié)整分析由Engle和Granger于1987年提出，當變量之間存在波動的情況下，可能存在長期的均衡關(guān)系[8]。假定自變量為x1,x2…,xk,因變量為y，則可建立回歸模型：

表1 ADF檢驗

如果殘差序列{εt}是平穩(wěn)序列，則稱自變量序列與因變量序列之間存在協(xié)整關(guān)系[8]。協(xié)整分析可以很好地體現(xiàn)變量之間的長期均衡關(guān)系。

這里，以LTRC為因變量，LGDP和LGOV為自變量建立回歸方程，回歸結(jié)果如表2。

表2 協(xié)整檢驗

由表2可知，常數(shù)項不顯著，經(jīng)濟增長和財政收入系數(shù)都在1%的水平下顯著，調(diào)整R2為0.998，說明擬合效果很好，由此可建立lnX、lnY和lnZ的回歸方程：

lnYt=0.716lnXt+0.231lnZt+et

由回歸方程可知，1978—2016年經(jīng)濟增長和財政收入各增加1%單位，將引起社會消費品零售總額分別增長0.716和0.231個單位。同時可以看出，經(jīng)濟增長對社會消費品零售總額的影響較大。對上述回歸方程中的殘差序列做單位根檢驗，結(jié)果見表3。

從表3可知，殘差序列在1%水平下拒絕原假設，可認為殘差序列是{εt}平穩(wěn)序列，這說明雖然LTRC、LGDP和LGOV是不平穩(wěn)序列，但以這三個變量做回歸的殘差序列是平穩(wěn)的，結(jié)合表2可知，LTRC、LGDP和LGOV同階單整，故可認為在長期LTRC、LGDP、和LGOV之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗

3.3 誤差修正模型的建立

根據(jù)上面的分析，可以證明LTRC、LGDP和LGOV之間存在長期均衡關(guān)系，但沒有考慮到短期波動關(guān)系。Hendry和Anderson在1997年提出誤差修正模型，作為協(xié)整分析的補充模型，描述變量之間的短期動態(tài)關(guān)系，模型形式如下：

其中，ECMt-1是上期的誤差項。

dLTRC=0.063+0.470dLGDP-0.535e(-1)根據(jù)上述模型，利用Eviews 6.0軟件可得到誤差修正模型的計算結(jié)果，見表4。

表4 誤差修正模型

從模型的分析結(jié)果可以看出，經(jīng)濟增長與社會消費品零售總額存在短期動態(tài)關(guān)系，而財政收入與社會消費品零售總額的短期關(guān)系不顯著。從系數(shù)來看，經(jīng)濟增長當期每增加1%，會增加0.47%的社會消費品零售總額，誤差修正系數(shù)為負，符合負反饋的修正機制。上期的誤差對社會消費品零售總額當期波動的調(diào)整幅度較大，每單位調(diào)整比例-0.535。

3.4 Granger因果檢驗

Granger因果檢驗可用于檢測序列X是不是導致序列Y產(chǎn)生的原因，如果序列X無助于預測另一個序列Y，則說明X不是Y的原因。檢驗原假設H0：X不是引起Y變化的Granger原因，即H0：β1=β2=…=βk=0

根據(jù)以上原理，運用Eviews軟件對一階差分后的序列進行Granger因果檢驗，結(jié)果如表5。

表5 Granger檢驗

由表5可知，在5%的顯著性水平下可以拒絕DLGDP不是DLTRC的Granger因、DLTRC不是DLGOV的Granger因和DLTRC不是DLGOV的Granger因原假設，說明經(jīng)濟增長是社會消費品零售總額的Granger因，社會消費品零售總額是經(jīng)濟增長的Granger因；社會消費品零售總額是財政收入的Granger因。根據(jù)檢驗結(jié)果說明，社會消費品零售總額與經(jīng)濟增長存在雙向Granger因果關(guān)系，經(jīng)濟增長在上期增加會導致下期社會消費品零售總額增加，社會消費的增長有助于預測經(jīng)濟的增長；社會消費品零售總額與政府財政收入存在單項Granger因果關(guān)系，社會消費品零售總額的增加會導致財政收入的增加，但財政收入的上期增加對社會消費品下期增加的促進作用不顯著，這與上一小節(jié)誤差修正模型的結(jié)論一致，即財政收入與社會消費品零售總額短期關(guān)系不明顯。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

本文利用1978—2016年安徽省時間序列數(shù)據(jù)，通過協(xié)整分析和誤差修正模型探討安徽省LTRC、LGDP和LGOV之間的經(jīng)濟關(guān)系，分別從長期和短期兩個方面，研究三者之間的相關(guān)關(guān)系，并用Granger因果檢驗分析三者之間的動態(tài)關(guān)系，從而得到了三個經(jīng)濟變量之間的相互關(guān)系，具體結(jié)論如下：

第一，Granger因果檢驗結(jié)果表明，安徽省經(jīng)濟增長與社會消費品零售總額存在相互促進作用；中短期內(nèi)，社會消費品零售總額對財政收入有單項促進作用，但反之作用不顯著。

第二，經(jīng)濟增長與社會消費品零售總額存在短期動態(tài)關(guān)系，而財政收入與社會消費品零售總額的短期關(guān)系不顯著。從系數(shù)來看，經(jīng)濟增長當期每增加1%，會增加0.47%的社會消費品零售總額。

第三，長期內(nèi)，安徽省社會消費品零售總額、經(jīng)濟增長與財政收入存在協(xié)整關(guān)系?；貧w方程結(jié)果表明，經(jīng)濟增長與財政收入均對社會消費品零售總額有顯著正影響，經(jīng)濟增長和財政收入各增加1%單位，將引起社會消費品零售總額分別增長0.716和0.231個單位，且經(jīng)濟增長對社會消費品零售總額的影響較大。因此財政收入雖然在短期對社會消費品零售總額的作用不明顯，但在長期卻有較大的促進作用。

4.2 建 議

其一，促進居民消費，加大社會消費品零售總額對財政收入的單項促進作用，即提高地方政府批發(fā)和零售稅收收入水平，提高批發(fā)和零售收入在財政收入中的比重，減少地方政府對土地財政的依賴性，改善地方財政收入構(gòu)成。

其二，應增強消費拉動經(jīng)濟增長的作用，經(jīng)濟增長與社會消費的相互促進關(guān)系說明消費的增加將導致下期經(jīng)濟的增長，地方經(jīng)濟增長，居民收入提高，社會消費隨著增加，應利用好經(jīng)濟增長與社會消費的互反饋關(guān)系，加速地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

其三，為了發(fā)揮財政收入對社會消費品零售總額的長期促進作用，政府應利用財政收入完善市場的消費環(huán)境，提高消費者的消費信心；利用財政收入健全社會保障體系，提高居民防范風險能力，提高現(xiàn)期消費水平。根據(jù)持久收入假說理論，消費者的消費支出是由持久收入決定。大多中國居民儲蓄傾向較高，而消費傾向較低，這主要是由于居民對未來不確定預期導致，政府部門長期內(nèi)，應運用財政收入逐步健全城鄉(xiāng)居民的社會保障體系，為民生提供有力保障，進而促進社會消費品零售總額的提高，提升居民的生活質(zhì)量。