攀枝花財政收入與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用協(xié)整理論對攀枝花地方財政收入與GDP之間的關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果表明，兩者之間存在著相互促進效應(yīng)。攀枝花財政收入與GDP之間存在著長期均衡的協(xié)整關(guān)系和短期動態(tài)調(diào)整機制；財政收入對GDP的彈性小于1。關(guān)鍵詞財政收入；協(xié)整理論；誤差修正模型一、引言財政收入是政府部門的公共收入，是國民收入分配中用于保證政府行使其公共職能、實施公共政策以及提供公共服務(wù)的資金需求。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是反映一個國家（地區(qū)）在一定時期內(nèi)國民經(jīng)濟活動最終成果的總量指標。從生產(chǎn)的角度看，它是國民經(jīng)濟各部門新創(chuàng)造的增加值的總和；從使用角度看，它是全社

2、會最終消費、投資、凈出口的總和；從分配角度看，它是國家收入、集體收入和個人收入的總和。財政收入規(guī)模的大小受多種因素的制約，其中主要有經(jīng)濟發(fā)展水平、政府收入分配政策和價格水平三個因素。財政收入與經(jīng)濟發(fā)展水平即GDP的關(guān)系是本文的研究重點。關(guān)于財政收入與GDP兩者之間的關(guān)系，國外對此的研究結(jié)論大都是兩者之間呈負相關(guān)或弱相關(guān)關(guān)系。如Sculley(2001)和Grossman(2002) 分析美國的經(jīng)濟情況，得出政府的稅收水平與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關(guān)；1Karras(2003) 通過對11個國家稅率和GDP增長率的分析得出, 稅收短期內(nèi)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關(guān)，但這種相關(guān)性在長期內(nèi)的趨勢會減弱。2國內(nèi)學(xué)者大

3、都研究財政收人與GDP之間的關(guān)系, 研究的結(jié)果一般認為財政收人與經(jīng)濟增長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家財政收入回歸模型，找出影響財政收入的顯著性變量為農(nóng)業(yè)增加值、工業(yè)增加值和社會消費總額。3李國鋒、王乃靜（2004）對財政收入與GDP進行相關(guān)關(guān)系分析和回歸分析，認為財政收入與GDP總量、增量增長率之間存在強相關(guān)關(guān)系，地方財政收入與GDP之間有著緊密的關(guān)系。4楊丹、陳曉毅（2004）根據(jù)歷年財政收入占GDP比重的時間序列數(shù)據(jù)建立了一階自回歸模型，分析了財政收入占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，認為我國財政收入對GDP的彈性過低，財政收入與GDP增長之間不存在協(xié)整關(guān)系。6徐箐(2007 )通過繪制杭州市20 年財政總收人與國內(nèi)生產(chǎn)總值的散點圖，并建立回歸型，得出財政收人與GDP存在顯著的線性關(guān)系。7在現(xiàn)有研究中，國內(nèi)學(xué)者大多針對的是全國的財政收入，地方性財政收入較少。研究財政收人與經(jīng)濟增長的關(guān)系時，大都側(cè)重經(jīng)濟增長對財政收人的貢獻率，忽視財政收人與經(jīng)濟增長的互動效應(yīng)。而且對財政收入與GDP之間的關(guān)系研究，主要采用的是線性回歸分析方法，在未對變量的時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗的情況下，直接對財政收入與

5、GDP進行回歸。由于財政收入和GDP這兩個變量的時間序列往往是不平穩(wěn)的，直接進行回歸分析，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，對攀枝花財政收入與GDP之間的關(guān)系進行分析，在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，試圖建立攀枝花財政收入與GDP之間關(guān)系的誤差修正模型。由于應(yīng)用傳統(tǒng)回歸分析方法進行估計與檢驗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]到本文采用的時間序列可能存在非平穩(wěn)性，為此，首先對各變量分別進行單位根檢驗以檢驗各變量的時間序列的平穩(wěn)性，若為非平穩(wěn)，則檢驗這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，再對各變

6、量之間是否存在Granger因果關(guān)系進行檢驗。二、檢驗?zāi)Ｐ停ㄒ唬┳兞繒r間序列的平穩(wěn)性檢驗變量的平穩(wěn)性檢驗又稱單位根檢驗，其方法通常有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法。在實踐中，人們通常使用的是ADF檢驗法，其模型為：模型（無常數(shù)項、無趨勢項）：myt=(-1)yt-1+i=1iyt-i+t （1）模型（有常數(shù)項、無趨勢項）：myt=1+(-1)yt-1+i=1iyt-i+t （2）模型（有常數(shù)項、有趨勢項）：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有一個單位根（非平穩(wěn)）。T為時間趨勢因素。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。單位根檢驗的最佳滯后階數(shù)按照AIC準則確定。（二）變量間的協(xié)整關(guān)系檢驗對變量之間的協(xié)整檢驗有兩種方法，一個是Engle-Granger兩步法，另一個是Johansen檢驗法。前一種方法適合于檢驗兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系，而后一種方法卻可用于檢驗多個變量之間的協(xié)整關(guān)系，而且可以求出它們之間可能存在的多個協(xié)整關(guān)系。由于本文研究的是財政收入與GDP這兩個變量之間的關(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，進行協(xié)整回歸：yt=0+1xt+ut

8、 （4） 其次對殘差ut做平穩(wěn)性檢驗，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，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，即協(xié)整方程中的殘差項ut。在誤差修正模型中，各個差分項反映了變量短期波動的影響。被解釋變量的波動可以分為兩部分：一部分是短期波動，一部分是長期均衡。（三）變量間的格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗告訴我們：變量之間存在長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步檢驗。如果

9、變量x有助于預(yù)測y，即根據(jù)y的過去值對y進行回歸時，如果再加上x的過去值，能夠顯著的增強回歸的解釋力，則稱x是y的Granger原因，否則稱為非Granger原因。其檢驗?zāi)Ｐ蜑椋簆qiyt=c+i=1yt-i+j=1jxt-j+t1 （6）x檢驗的零假設(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)赤池信息準則（AIC）來確定。比較F統(tǒng)計量與臨界值的大小即可檢驗結(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、攀枝花地方財政收入與GDP關(guān)系實證（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)計年鑒（2012)，樣本數(shù)據(jù)為19782011年的年度數(shù)據(jù)。財政收入（CZSR）和地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）的數(shù)據(jù)均為當(dāng)年價格。本實證分析選用的數(shù)據(jù)分析處理軟件為 Eviews6.0。（二）變量平穩(wěn)性檢驗變量平穩(wěn)性檢驗也稱為單位根檢驗，其方

11、法主要有AD、ADF、DFGLS、PP檢驗法等。因?qū)ψ兞窟M行自然對數(shù)變換不會改變其原有的協(xié)整關(guān)系并能使其趨勢化，而且還可以消除時間序列數(shù)據(jù)中存在的異方差，所以對名義地區(qū)生產(chǎn)總值和名義財政收入分別進行自然對數(shù)變換，變換后的變量分別用LCZSR和LGDP表示，其變化趨勢見圖1。從圖1可見，LGDP和LCZSR都有不斷增長的趨勢，并且變動方向較為一致，而且表現(xiàn)出一種不平穩(wěn)的特性。本文使用ADF法對LGDP和LCZSR進行檢驗，結(jié)果如表1所示。注：（C,T,K）分別代表所檢驗的方程中含有截距、時間趨勢及滯后階數(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)整檢驗的前提條件。（三）協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗方法主要有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，而Johansen方法主要適用于多變量協(xié)整檢驗。因此本文采用了EG兩步法對LGDP和LCZSR進行檢驗。建立OLS模型，并對參數(shù)進行估計，然后對殘差進行單位根檢驗，以確定兩變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。首先對LCZSR和LGDP進行協(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，對LCZSR和LGDP之間的協(xié)整關(guān)系重新估計。根據(jù)AIC準則選擇各變量的滯后階數(shù)，得到如下方程：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et的平穩(wěn)性進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示：表2 序列e的ADF檢驗結(jié)果由于檢

14、驗統(tǒng)計量-6.597小于顯著性水平1%時的臨界值-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）可計算式（10）中的回歸參數(shù)：故LCZSR和LGDP之間的長期協(xié)整關(guān)系方程為：LCZSR=-0.631+0.63LGDP （11） 根據(jù)協(xié)整模型（11），長期內(nèi)，攀枝花GDP每變動1%，財政收入將同方向變動0.63%，即從長期來說，攀枝花財政收入對GDP的彈性為0.63，同時也說明了攀枝花財政收入與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。誤差修正項系數(shù)（-0.692）為負，調(diào)整方向符合誤差修正機制。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%的比率對本年度的 LCZSR作出反向修正。（

16、五）Granger因果檢驗由于變量之間存在協(xié)整關(guān)系，因此可以進一步進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。表3 LCZSR和LGDP之間的格蘭杰因果檢驗結(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是財政收入的Granger原因，而財政收入不是GDP的Granger原因?？梢?，GDP是財政收入的決定因素，GDP的變化能引起財政收入的變化，可以用GDP的變化來解釋和預(yù)測財政收入的變化。四、結(jié)論1

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

18、增加，使得政府能夠通過自己的支出活動，直接刺激需求，從而拉動經(jīng)濟增長。而在滯后2階后，GDP和財政收入之間只存在單向的因果關(guān)系，GDP是財政收入的Granger原因，GDP是財政收入的決定因素。2.根據(jù)協(xié)整檢驗，盡管攀枝花的財政收入與GDP都具有非平穩(wěn)性，但它們之間卻有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。就長期而言，攀枝花的財政收入與GDP之間具有統(tǒng)計上的高度相關(guān)性。從誤差修正模型來看，短期內(nèi)財政收入與GDP之間存在動態(tài)調(diào)整機制，由于誤差項的存在，可以自動地實現(xiàn)財政收入與GDP之間的長期均衡關(guān)系。3.從協(xié)整方程來看，攀枝花的財政收入對GDP的彈性為0.63，彈性小于1，說明財政收入的增長率小于GDP的增長率，財政收入的增長落后于經(jīng)濟的增長。因此，仍需要進一步采取措施，提高財政收入對GDP的彈性。參考文獻：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