攀枝花財(cái)政收入與GDP之間關(guān)系的協(xié)整分析與誤差修正模型研究 -3

1、攀枝花地方財(cái)政收入與GDP之間關(guān)系的協(xié)整分析與誤差修正模型研究摘要本文運(yùn)用協(xié)整理論對(duì)攀枝花地方財(cái)政收入與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，兩者之間存在著相互促進(jìn)效應(yīng)。攀枝花財(cái)政收入與GDP之間存在著長(zhǎng)期均衡的協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制；財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性小于1。關(guān)鍵詞財(cái)政收入；協(xié)整理論；誤差修正模型一、引言財(cái)政收入是政府部門的公共收入，是國(guó)民收入分配中用于保證政府行使其公共職能、實(shí)施公共政策以及提供公共服務(wù)的資金需求。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是反映一個(gè)國(guó)家（地區(qū)）在一定時(shí)期內(nèi)國(guó)民經(jīng)濟(jì)活動(dòng)最終成果的總量指標(biāo)。從生產(chǎn)的角度看，它是國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門新創(chuàng)造的增加值的總和；從使用角度看，它是全社

2、會(huì)最終消費(fèi)、投資、凈出口的總和；從分配角度看，它是國(guó)家收入、集體收入和個(gè)人收入的總和。財(cái)政收入規(guī)模的大小受多種因素的制約，其中主要有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府收入分配政策和價(jià)格水平三個(gè)因素。財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平即GDP的關(guān)系是本文的研究重點(diǎn)。關(guān)于財(cái)政收入與GDP兩者之間的關(guān)系，國(guó)外對(duì)此的研究結(jié)論大都是兩者之間呈負(fù)相關(guān)或弱相關(guān)關(guān)系。如Sculley(2001)和Grossman(2002) 分析美國(guó)的經(jīng)濟(jì)情況，得出政府的稅收水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)；1Karras(2003) 通過對(duì)11個(gè)國(guó)家稅率和GDP增長(zhǎng)率的分析得出, 稅收短期內(nèi)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，但這種相關(guān)性在長(zhǎng)期內(nèi)的趨勢(shì)會(huì)減弱。2國(guó)內(nèi)學(xué)者大

3、都研究財(cái)政收人與GDP之間的關(guān)系, 研究的結(jié)果一般認(rèn)為財(cái)政收人與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈高度正向線性相關(guān)性。如彭志捌、蔣麗娟、張鳳（2004）利用逐步回歸分析方法建立國(guó)家財(cái)政收入回歸模型，找出影響財(cái)政收入的顯著性變量為農(nóng)業(yè)增加值、工業(yè)增加值和社會(huì)消費(fèi)總額。3李國(guó)鋒、王乃靜（2004）對(duì)財(cái)政收入與GDP進(jìn)行相關(guān)關(guān)系分析和回歸分析，認(rèn)為財(cái)政收入與GDP總量、增量增長(zhǎng)率之間存在強(qiáng)相關(guān)關(guān)系，地方財(cái)政收入與GDP之間有著緊密的關(guān)系。4楊丹、陳曉毅（2004）根據(jù)歷年財(cái)政收入占GDP比重的時(shí)間序列數(shù)據(jù)建立了一階自回歸模型，分析了財(cái)政收入占GDP比重的變化規(guī)律。5龐瑞芝、張志超（2002）用回歸模型、自回歸分布滯后模型和

4、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，認(rèn)為我國(guó)財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性過低，財(cái)政收入與GDP增長(zhǎng)之間不存在協(xié)整關(guān)系。6徐箐(2007 )通過繪制杭州市20 年財(cái)政總收人與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的散點(diǎn)圖，并建立回歸型，得出財(cái)政收人與GDP存在顯著的線性關(guān)系。7在現(xiàn)有研究中，國(guó)內(nèi)學(xué)者大多針對(duì)的是全國(guó)的財(cái)政收入，地方性財(cái)政收入較少。研究財(cái)政收人與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系時(shí)，大都側(cè)重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政收人的貢獻(xiàn)率，忽視財(cái)政收人與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)效應(yīng)。而且對(duì)財(cái)政收入與GDP之間的關(guān)系研究，主要采用的是線性回歸分析方法，在未對(duì)變量的時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)的情況下，直接對(duì)財(cái)政收入與

5、GDP進(jìn)行回歸。由于財(cái)政收入和GDP這兩個(gè)變量的時(shí)間序列往往是不平穩(wěn)的，直接進(jìn)行回歸分析，極容易產(chǎn)生偽回歸問題，從而導(dǎo)致所建的模型毫無解釋意義。為避免此類問題的發(fā)生，本文將采用協(xié)整理論，對(duì)攀枝花財(cái)政收入與GDP之間的關(guān)系進(jìn)行分析，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，試圖建立攀枝花財(cái)政收入與GDP之間關(guān)系的誤差修正模型。由于應(yīng)用傳統(tǒng)回歸分析方法進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)的前提條件是所探討的相關(guān)變量必須具備平穩(wěn)的特性，否則容易產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象?？紤]到本文采用的時(shí)間序列可能存在非平穩(wěn)性，為此，首先對(duì)各變量分別進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以檢驗(yàn)各變量的時(shí)間序列的平穩(wěn)性，若為非平穩(wěn)，則檢驗(yàn)這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，再對(duì)各變

6、量之間是否存在Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。二、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停ㄒ唬┳兞繒r(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)又稱單位根檢驗(yàn)，其方法通常有DF檢驗(yàn)法、PP檢驗(yàn)法和ADF檢驗(yàn)法。在實(shí)踐中，人們通常使用的是ADF檢驗(yàn)法，其模型為：模型（無常數(shù)項(xiàng)、無趨勢(shì)項(xiàng)）：myt=(-1)yt-1+i=1iyt-i+t （1）模型（有常數(shù)項(xiàng)、無趨勢(shì)項(xiàng)）：myt=1+(-1)yt-1+i=1iyt-i+t （2）模型（有常數(shù)項(xiàng)、有趨勢(shì)項(xiàng)）：myt=1+2t+(-1)yt-1+i=1iyt-i+t （3）其中t為白噪聲，表示變量的一階差分，原假設(shè)為H0:=1，即yt有一個(gè)單位根（非平穩(wěn)）。T為時(shí)間趨勢(shì)因素。若ADF值小于M

7、ackinnon臨界值，則序列是平穩(wěn)的，否則是不平穩(wěn)的。單位根檢驗(yàn)的最佳滯后階數(shù)按照AIC準(zhǔn)則確定。（二）變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)有兩種方法，一個(gè)是Engle-Granger兩步法，另一個(gè)是Johansen檢驗(yàn)法。前一種方法適合于檢驗(yàn)兩個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，而后一種方法卻可用于檢驗(yàn)多個(gè)變量之間的協(xié)整關(guān)系，而且可以求出它們之間可能存在的多個(gè)協(xié)整關(guān)系。由于本文研究的是財(cái)政收入與GDP這兩個(gè)變量之間的關(guān)系，所以本文將主要采用Engle -Granger兩步法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。設(shè)yt和xt均為I（1）變量，首先用最小二乘法（OLS）建立模型，進(jìn)行協(xié)整回歸：yt=0+1xt+ut

8、 （4） 其次對(duì)殘差ut做平穩(wěn)性檢驗(yàn)，ut=yt-0-1xt。若殘差序列為平穩(wěn)的，則yt和xt存在（1,1）階協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，否則就不存在協(xié)整關(guān)系。在存在協(xié)整關(guān)系的條件下，引入誤差項(xiàng)，建立如下誤差修正模型：pqiyt=i=1yt-i+j=1jxt-j+ecmt-1+t （5）其中ecmt為誤差修正項(xiàng)，即協(xié)整方程中的殘差項(xiàng)ut。在誤差修正模型中，各個(gè)差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分：一部分是短期波動(dòng)，一部分是長(zhǎng)期均衡。（三）變量間的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)告訴我們：變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。如果

9、變量x有助于預(yù)測(cè)y，即根據(jù)y的過去值對(duì)y進(jìn)行回歸時(shí)，如果再加上x的過去值，能夠顯著的增強(qiáng)回歸的解釋力，則稱x是y的Granger原因，否則稱為非Granger原因。其檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋簆qiyt=c+i=1yt-i+j=1jxt-j+t1 （6）x檢驗(yàn)的零假設(shè)為：是y的非Granger原因，即H0:1=2= =q=0。若零假設(shè)成立，則有：pyt=c+i=1i yt-i+t0 （7）令式（6）的殘差平方和為SSE1,式（7）的殘差平方和為SSE0,則F=(SSE1-SSE0)/qSSE0/(T-p-q-1)應(yīng)服從自由度為(q,T-p-q-1)的F分布，其中T為樣本容量，p,q分別為y和x的滯后階數(shù)，滯

10、后階數(shù)的確定，可根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）來確定。比較F統(tǒng)計(jì)量與臨界值的大小即可檢驗(yàn)結(jié)果。如果F大于臨界值就拒絕零假設(shè)H0:x是y的非Granger原因，換句話說，x是y的Granger原因。反之，若F小于臨界值，則不能拒絕零假設(shè)，這就意味著x不是y的Granger原因。三、攀枝花地方財(cái)政收入與GDP關(guān)系實(shí)證（一）數(shù)據(jù)來源及處理本文用于分析的數(shù)據(jù)均來自于攀枝花統(tǒng)計(jì)年鑒（2012)，樣本數(shù)據(jù)為19782011年的年度數(shù)據(jù)。財(cái)政收入（CZSR）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的數(shù)據(jù)均為當(dāng)年價(jià)格。本實(shí)證分析選用的數(shù)據(jù)分析處理軟件為 Eviews6.0。（二）變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)也稱為單位根檢驗(yàn)，其方

11、法主要有AD、ADF、DFGLS、PP檢驗(yàn)法等。因?qū)ψ兞窟M(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換不會(huì)改變其原有的協(xié)整關(guān)系并能使其趨勢(shì)化，而且還可以消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差，所以對(duì)名義地區(qū)生產(chǎn)總值和名義財(cái)政收入分別進(jìn)行自然對(duì)數(shù)變換，變換后的變量分別用LCZSR和LGDP表示，其變化趨勢(shì)見圖1。從圖1可見，LGDP和LCZSR都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，并且變動(dòng)方向較為一致，而且表現(xiàn)出一種不平穩(wěn)的特性。本文使用ADF法對(duì)LGDP和LCZSR進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。注：（C,T,K）分別代表所檢驗(yàn)的方程中含有截距、時(shí)間趨勢(shì)及滯后階數(shù)；表示一階差分。從表1可以看出，兩變量在1%置信水平下均存在單位根，屬不平穩(wěn)序列，但對(duì)其一階

12、差分后在1%置信水平下均不存在單位根，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。（三）協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)方法主要有EG兩步法和Johansen方法。EG兩步法主要適用于兩變量協(xié)整檢驗(yàn)，而Johansen方法主要適用于多變量協(xié)整檢驗(yàn)。因此本文采用了EG兩步法對(duì)LGDP和LCZSR進(jìn)行檢驗(yàn)。建立OLS模型，并對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，然后對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定兩變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。首先對(duì)LCZSR和LGDP進(jìn)行協(xié)整回歸，得協(xié)整方程為： LCZSRt = -0.3116 + 0.8562*LGDPt+Ut （8） R=0.953 A- R=0.951 DW= 0.346 F= 644.8815 N=34考慮到式（8）

13、的DW=0.346值太小，說明存在自相關(guān)現(xiàn)象，為此，分別加入解釋變量和被解釋變量的滯后項(xiàng)，對(duì)LCZSR和LGDP之間的協(xié)整關(guān)系重新估計(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：LCZSRt = -0.1203 + 1.1819*LGDPt (0.273)(0.294) (0.305) 2(0.448) 2(0.034) -1.0168*LGDPt(-1)+ 0.8093*LCZSRt(-1)+et （9）(0.111)R2=0.984 A-R2=0.983 DW=1.669 F=611.8623 N=34現(xiàn)對(duì)et的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：表2 序列e的ADF檢驗(yàn)結(jié)果由于檢

14、驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量-6.597小于顯著性水平1%時(shí)的臨界值-2.644，因此殘差e為平穩(wěn)序列，表明LCZSR和LGDP具有協(xié)整關(guān)系。現(xiàn)將LCZSR和LGDP之間的協(xié)整方程寫成如下形式：LCZSR=+LGDP （10） 由式（9）可計(jì)算式（10）中的回歸參數(shù)：故LCZSR和LGDP之間的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系方程為：LCZSR=-0.631+0.63LGDP （11） 根據(jù)協(xié)整模型（11），長(zhǎng)期內(nèi)，攀枝花GDP每變動(dòng)1%，財(cái)政收入將同方向變動(dòng)0.63%，即從長(zhǎng)期來說，攀枝花財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性為0.63，同時(shí)也說明了攀枝花財(cái)政收入與GDP之間具有顯著的正相關(guān)性。（四）誤差修正模型根據(jù)Grenger定理，如果兩變量

15、之間存在協(xié)整關(guān)系，那么一定存在誤差修正模型的形式。用ecm表示模型(9)中的殘差序列e，以ecm代表非均衡誤差，利用Eviews6.0軟件進(jìn)行反復(fù)嘗試，建立如下誤差修正模型：DLCZSR = 0.973*DLGDP - 0.692*ECM(-1) （12） (0.174) (0.191)R2=0.97 A-R2=0.98 DW=1.896 N=32在誤差修正模型（12）中，各變量的回歸系數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)（-0.692）為負(fù)，調(diào)整方向符合誤差修正機(jī)制。模型中非均衡誤差ECM的系數(shù)為-0.692，意味著上一年度的非均衡誤差以69.2%的比率對(duì)本年度的 LCZSR作出反向修正。（

16、五）Granger因果檢驗(yàn)由于變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以進(jìn)一步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。表3 LCZSR和LGDP之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果注：*表示在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)；*表示在10%顯著性水平下拒絕原假設(shè)。Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，在滯后階數(shù)為1的情況下，在10%的顯著水平下，財(cái)政收入與GDP存在雙向因果關(guān)系；而在滯后階數(shù)為2的情況下，在5%的顯著水平下，GDP是財(cái)政收入的Granger原因，而財(cái)政收入不是GDP的Granger原因?？梢姡珿DP是財(cái)政收入的決定因素，GDP的變化能引起財(cái)政收入的變化，可以用GDP的變化來解釋和預(yù)測(cè)財(cái)政收入的變化。四、結(jié)論1

17、.根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，19782011年，滯后階數(shù)為1的情況下，攀枝花GDP和財(cái)政收入之間存在雙向因果關(guān)系，即GDP和財(cái)政收入存在著顯著的相互促進(jìn)作用，GDP是財(cái)政收入的原因，GDP的增長(zhǎng)能引起財(cái)政收入的增長(zhǎng)；財(cái)政收入也是GDP的Granger原因，財(cái)政收入的增長(zhǎng)也能引起GDP的增長(zhǎng)，這可能原因是：（1）財(cái)政收入的增加，使政府能夠集中足夠的財(cái)力，為整個(gè)社會(huì)提供更多的公共產(chǎn)品、基礎(chǔ)設(shè)施，從而為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展奠定基礎(chǔ)，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；（2）財(cái)政稅收在參與國(guó)民收入分配和進(jìn)行資源配置的過程中，通過彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈，把社會(huì)資源配置到經(jīng)濟(jì)和社會(huì)效益較好的環(huán)節(jié)中去而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；（3）政府財(cái)政收入的

18、增加，使得政府能夠通過自己的支出活動(dòng)，直接刺激需求，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而在滯后2階后，GDP和財(cái)政收入之間只存在單向的因果關(guān)系，GDP是財(cái)政收入的Granger原因，GDP是財(cái)政收入的決定因素。2.根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)，盡管攀枝花的財(cái)政收入與GDP都具有非平穩(wěn)性，但它們之間卻有長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。就長(zhǎng)期而言，攀枝花的財(cái)政收入與GDP之間具有統(tǒng)計(jì)上的高度相關(guān)性。從誤差修正模型來看，短期內(nèi)財(cái)政收入與GDP之間存在動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，由于誤差項(xiàng)的存在，可以自動(dòng)地實(shí)現(xiàn)財(cái)政收入與GDP之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。3.從協(xié)整方程來看，攀枝花的財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性為0.63，彈性小于1，說明財(cái)政收入的增長(zhǎng)率小于GDP的增長(zhǎng)率，財(cái)政收入的增長(zhǎng)落后于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。因此，仍需要進(jìn)一步采取措施，提高財(cái)政收入對(duì)GDP的彈性。參考文獻(xiàn)：1Sculley,G.Taxation Aggrngate Activity and Economic Growth Further Cross-cou Evidence on Some Supply-side HypothesesJ.Economic Inquiry,2001,Vol.5(1):367-396.2Sculley,G.W.Tax Rate,Tax Revenues and Eco