攀枝花財政收入與GDP之間關系的協(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之間的關系進行了實證研究。結果表明，兩者之間存在著相互促進效應。攀枝花財政收入與GDP之間存在著長期均衡的協(xié)整關系和短期動態(tài)調整機制；財政收入對GDP的彈性小于1。關鍵詞財政收入；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的資金需求。國內生產總值（GDP）是反映一個國家（地區(qū)）在一定時期內國民經濟活動最終成果的總量指標。從生產的角度看，它是國民經濟各部門新創(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。財政收入與經濟發(fā)展水平即GDP的關系是本文的研究重點。關于財政收入與GDP兩者之間的關系，國外對此的研究結論大都是兩者之間呈負相關或弱相關關系。如Sculley(2001)和Grossman(2002) 分析美國的經濟情況，得出政府的稅收水平與經濟增長呈現(xiàn)負相關；1Karras(2003) 通過對11個國家稅率和GDP增長率的分析得出, 稅收短期內與經濟增長呈現(xiàn)負相關，但這種相關性在長期內的趨勢會減弱。2國內學者大

3、都研究財政收人與GDP之間的關系, 研究的結果一般認為財政收人與經濟增長呈高度正向線性相關性。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進行相關關系分析和回歸分析，認為財政收入與GDP總量、增量增長率之間存在強相關關系，地方財政收入與GDP之間有著緊密的關系。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）對我國經濟轉軌時期國家財政收入增長與GDP增長的關系進行了實證研究，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)整關系。6徐箐(2007 )通過繪制杭州市20 年財政總收人與國內生產總值的散點圖，并建立回歸型，得出財政收人與GDP存在顯著的線性關系。7在現(xiàn)有研究中，國內學者大多針對的是全國的財政收入，地方性財政收入較少。研究財政收人與經濟增長的關系時，大都側重經濟增長對財政收人的貢獻率，忽視財政收人與經濟增長的互動效應。而且對財政收入與GDP之間的關系研究，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，極容易產生偽回歸問題，從而導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之間的關系進行分析，在協(xié)整檢驗的基礎上，試圖建立攀枝花財政收入與GDP之間關系的誤差修正模型。由于應用傳統(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變量必須具備平穩(wěn)的特性，否則容易產生偽回歸現(xiàn)象。考慮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)整關系，在協(xié)整檢驗的基礎上，再對各變

6、量之間是否存在Granger因果關系進行檢驗。二、檢驗模型（一）變量時間序列的平穩(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)整關系，而后一種方法卻可用于檢驗多個變量之間的協(xié)整關系，而且可以求出它們之間可能存在的多個協(xié)整關系。由于本文研究的是財政收入與GDP這兩個變量之間的關系，所以本文將主要采用Engle -Granger兩步法來檢驗變量之間的協(xié)整關系。設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)整關系，即存在長期均衡關系，否則就不存在協(xié)整關系。在存在協(xié)整關系的條件下，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）因果關系檢驗協(xié)整檢驗告訴我們：變量之間存在長期均衡關系，但是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。如果

9、變量x有助于預測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。其檢驗模型為：pqiyt=c+i=1yt-i+j=1jxt-j+t1 （6）x檢驗的零假設為：是y的非Granger原因，即H0:1=2= =q=0。若零假設成立，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果。如果F大于臨界值就拒絕零假設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，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)生產總值（GDP）的數(shù)據(jù)均為當年價格。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。因對變量進行自然對數(shù)變換不會改變其原有的協(xié)整關系并能使其趨勢化，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，檢驗結果如表2所示：表2 序列e的ADF檢驗結果由于檢

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)整關系方程為：LCZSR=-0.631+0.63LGDP （11） 根據(jù)協(xié)整模型（11），長期內，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)整關系，因此可以進一步進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如表3所示。表3 LCZSR和LGDP之間的格蘭杰因果檢驗結果注：*表示在5%顯著性水平下拒絕原假設；*表示在10%顯著性水平下拒絕原假設。Granger因果檢驗結果表明，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?？梢姡珿DP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的變化來解釋和預測財政收入的變化。四、結論1

17、.根據(jù)Granger因果關系檢驗，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品、基礎設施，從而為國民經濟的發(fā)展奠定基礎，促進了經濟增長；（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濟和社會效益較好的環(huán)節(jié)中去而促進經濟增長；（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)計上的高度相關性。從誤差修正模型來看，短期內財政收入與GDP之間存在動態(tài)調整機制，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