經濟增長與政府收入動態(tài)關系的實證研究——基于我國1978—2008年的時間序列分析＊

黃瑞芬 孫陽陽

（中國海洋大學經濟學院,山東 青島 266100）

一、引言

自從1978年我國實施改革開放以來,我國的市場經濟體制基本建立,市場能夠發(fā)揮資源優(yōu)化配置的作用,我國的經濟總量和政府財政收入也迅速增長。但經濟總量和政府財政收入兩者之間是否存在關系呢？從理論上講,經濟增長決定政府財政收入,而政府財政收入也反作用于經濟增長。財政收入既是維持國家有效運轉的經濟基礎,又是國家調節(jié)經濟的有效手段。在宏觀上,財政收入是社會總產出的重要組成部分。在微觀上,財政收入伴隨著企業(yè)生產產品、提供服務、進行交易和發(fā)生其他應稅行為而產生。同時,財政收入對經濟有反作用。完善的稅制會平衡納稅人之間的稅負,創(chuàng)造公平競爭的市場環(huán)境,使資源配置的扭曲程度達到最小化,最終通過降低社會成本和稅收成本來促進社會經濟效率的提高。[1]但現實中經濟總量和政府收入的關系如何呢？只能通過實證分析進行檢驗。

本文基于我國1978-2008年GDP和政府財政收入的時間序列數據,構建向量自回歸（VAR）模型,運用脈沖響應函數和方差分解進行分析,再進行協整檢驗和格蘭杰因果檢驗,并構建了向量誤差修正（VEC）模型,對我國 GDP與政府財政收入之間的動態(tài)關系進行研究。

二、指標選取和數據收集

本文以國內生產總值（GDP）作為衡量我國經濟增長的指標,以國家統(tǒng)計局公布的財政收入作為政府收入的指標,為了剔除價格變動的影響,本文以1978年為基期進行了調整。為了消除時間序列異方差性的影響,數據均采用自然對數形式,變量定義如下：LNGDP：表示我國當年實際國內生產總值的自然對數值；LNRVE：表示我國當年實際財政收入的自然對數值。數據來源于歷年的《國家統(tǒng)計年鑒》和2008年的統(tǒng)計公報,數據真實可靠。

三、建立VAR模型和變量動態(tài)分析

（一）VAR模型構建

將1978-2008年的LNGDP和LNRVE分別作為內生變量建立向量自回歸模型,在滯后5期的條件下,滯后期長度選擇檢驗如下：

表1 滯后期長度選擇檢驗

由表可知,5個評價統(tǒng)計量給出的最小滯后期（用“＊”表示）均為滯后二期,所以模型最佳滯后階數為二階,由此建立向量自回歸模型（VAR）為：

在上式中,[LNGDPLNRVE]T為系統(tǒng)內生變量,參數A1與A2為滯后1、2階的系數矩陣,C是常數項,各參數具體值及t統(tǒng)計量（圓括號內數值）如下所示：

對VAR單個參數估計值的解釋是很困難的,模型更關注整體效果。要想對一個VAR模型做出結論,可以觀察脈沖響應函數和方差分解。

在做脈沖響應函數以前,先對VAR模型進行穩(wěn)定性分析。只有穩(wěn)定的VAR模型才可以進行脈沖響應函數分析。如果全部根的倒數值都在單位圓之內,VAR模型是穩(wěn)定的,否則是不穩(wěn)定的。對于VAR模型,共有N K個根,其中N表示VAR模型中內生變量個數,K表示VAR模型的最大滯后期（本文N=2,K=2）。[2]

表2 VAR模型特征方程的根的倒數值列表

從表2或圖1都可以看出,全部根的倒數值的模都小于1,因此該VAR模型是穩(wěn)定的,可以進行脈沖響應函數分析和方差分解分析。

（二）脈沖響應函數分析

脈沖響應函數刻畫了在誤差項上加一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。從圖2可以看出,LNGDP對其自身的標準差新息在第1期有很強的響應,達到了3.29％,隨后有所上升,在第3期達到了最大值,為4.84％。之后呈現波動趨勢。經過測算,響應在5％水平上下波動。LNGDP對LNRV E的新息在第1期沒有響應,之后呈增大趨勢,并在第5期達到了最大值4.08％,從第6期又逐步下降。

圖1 VAR模型特征方程的根的倒數值視圖

從圖3來看LNRVE的新息的響應,其對自身一個標準差新息的響應在第1期強烈,達到了4. 95％,之后繼續(xù)上升,并在第4期達到了最大值為11.1％,從第5期開始逐步下降,在第10期響應值為8.74％。LNRV E對LNGDP的響應在第1期較為強烈,達到了2.12％,之后迅速下降,在第5期達到了最小值0.276％。隨后逐步上升,在第10期的響應值為2.60％。

圖2 LNGDP對自身和LNRVE一個標準差新息的響應

（三）方差分解分析

方差分解的主要思想是,把系統(tǒng)中每個內生變量的波動,按其成因分解為與各方程變量沖擊相關聯的組成部分,從而了解各變量沖擊對模型內生變量的重要性。本文運用EView s5.0進行方差分解。Eview s對于每一個內生變量都計算一個獨立的方差分解。

圖3 LNRVE對LNGDP和自身一個標準差新息的響應

表3 LNGDP的方差分解

表3顯示了LNGDP對LNGDP和LNRVE的方差分解結果。表3共包含四列：第一列是預測期, S.E.中的數據為變量的各期預測標準誤差,后兩列均是百分數,分別代表以各變量為因變量的方程新息對各期預測誤差的貢獻度,每行相加的結果為100。從表3可以看出,在第1期其自身新息的影響為100％,之后逐漸下降,從第6期開始,LNGDP的方差分解逐步穩(wěn)定,其自身新息的影響可以預測LNGDP的65％左右,LNRVE新息的影響可以預測LNGDP的35％左右。說明我國GDP的增長主要受其自身變化的影響,但我國財政收入對GDP的增長影響也較為顯著。

表4 LNRVE的方差分解

來看LNRVE變化方差分解的結果,從表4可以看出,在第1期自身信息的影響可以預測LNRVE的85％左右,但同時也受到LNGDP的影響,其貢獻度約為15％。從第5期開始,LNRVE的方差分解趨于穩(wěn)定,其自身新息的影響可以預測LNRV E的98％左右,LNRV E新息的影響僅為2％左右。

四、協整關系檢驗和誤差修正模型（V EC）

（一）平穩(wěn)性檢驗

在協整分析前,需要對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗,只有平穩(wěn)時間序列或同階的非平穩(wěn)時間序列才可能存在協整關系。本文采用由Dicky和Fuller于1976年提出的ADF檢驗方法,利用 Eview s5.0軟件進行檢驗,[3]檢驗結果如表5。

表5 LNGDP和LNRVE序列及其查分序列的單位根檢驗結果

由表5所示的檢驗結果來看,LNGDP和LNRVE的ADF檢驗t統(tǒng)計量在上述三個顯著性水平下均大于所對應的臨界值,所以不能拒絕存在單位根的零假設,時間序列LNGDP和LNRV E非平穩(wěn)。經過一階差分后的序列D（LNGDP）和D（LNRVE）的ADF值在1％的顯著性水平下均小于所對應的臨界值,所以可以拒絕存在單位根的零假設,時間序列D（LNGDP）和D（LNRVE）是平穩(wěn)的。因此序列D（LNGDP）和D（LNRV E）都是一階單整的,即LNGDP～I（1）,LNRVE～I（1）,LNGDP和LNRV E之間可能存在協整關系。

（二）協整檢驗

對于兩變量的協整關系檢驗,本文采用Johansen和Juselius于1990年提出的基于向量自回歸模型的多重協整檢驗方法（JJ檢驗）。進行檢驗時選取數據中含確定性趨勢,協積方程有截矩項的檢驗,檢驗結果如表6所示。對第一個原假設,在5％顯著性水平下,跡統(tǒng)計量為14.17大于臨界值12.32,最大特征值統(tǒng)計量12.66大于臨界值11.22,因此不能接受原假設,認為存在協整關系；對第二個原假設,跡統(tǒng)計量1.509小于臨界值（5％）4.130,最大特征值統(tǒng)計量1.509小于臨界值（5％）4.130,因此不能拒絕接受原假設,認為存在至多一個協整關系,所以LNGDP和LNRV E只存在唯一一個協整關系,從長期來看我國的經濟增長與政府財政收入存在穩(wěn)定的關系。[4]

表6 JJ協整檢驗結果

將Johansen協整檢驗中的協整系數標準化,可得LNGDP和LNRVE的一個長期均衡方程的表達形式：

LNRVE=0.005928LNGDP

（三）向量誤差修正（V EC）模型

向量誤差修正模型是對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型。約束其內生變量的長期變動滿足協積關系,但允許短期波動。VEC模型只能用于有協整關系的序列建模。下面建立V EC方程考察LNGDP與LNRV E的短期變動如何用解釋變量進行解釋。

用Eview s5.0得出的VEC方程可表述為：

Δyt=A×Δyt-1+Bvecmt-1+C

（vecmt-1為向量誤差修正項）

其中：Δyt=[LNGDP LNRVE]T,vecmt-1= -0.005928LNGDPt-1+LNRV Et-1,Δyt表示yt的一階差分,A、B為系數矩陣,C為常數項,各參數具體值及t統(tǒng)計量（圓括號內數值）如下所示：

向量誤差修正模型中不僅包含了變量的滯后一期的差分形式作為調整因子,而且也包含了長期均衡方程作為調整因子。長期均衡方程前的系數矩陣的值均為負值,符合短期方程對長期方程的調整意義,誤差修正模型的作用機制為負反饋機制,表明LNGDP和LNRV E以-0.015、-0.040的修正速度對下一年的LNGDP和LNRVE產生影響,經過對短期地不斷修正后,實現了經濟增長與政府財政收入的長期均衡。

五、格蘭杰因果檢驗

為了確切地分析我國經濟增長與政府財政收入之間的關系,避免偽回歸分析,判斷二者是沒有任何關聯還是互為因果,本文將采用 Granger因果關系檢驗法對其進行檢驗。表7給出了利用有關準則確定的最優(yōu)滯后期（2）下LNGDP和LNRVE的格蘭杰因果關系檢驗的相關結果。[5]

表7 LNGDP和LNRVE的格蘭杰因果關系檢驗結果

從表7可以看出,在95％的置信水平下,LNRV E不是LNGDP的 Granger原因的原假設被拒絕,LNGDP不是LNRVE的 Granger原因的原假設被接受,在10％顯著性水平下,LNGDP不是LNRVE的Granger原因的原假設被拒絕。因此我們認為在滯后兩期的情況下,政府財政收入的增長促進了經濟增長,而我國的經濟增長對政府財政收入增長的作用效果并不顯著。這與上文得出的兩者之間的長期均衡關系相一致。

六、結論

首先,我國的經濟增長與政府收入存在長期均衡關系,并且政府收入對我國經濟增長的作用顯著,而經濟增長對政府財政收入增長的效果并不明顯。從長期看,財政收入隨經濟的增長而增長,GDP每增長1％,政府財政收入約能增長0.006％。我們認為這主要是由于我國的國民收入的初次分配政策,一定的國內生產總值在政府和社會公眾之間進行分配,存在此消彼長的關系,體現了我國政府基本落實了提高國民收入的基本政策。另一方面,政府收入的增長促進了經濟的增長,實現了政府運用宏觀財政政策促進經濟增長的目的,也反映了我國稅制改革的成效,能夠對經濟增長形成較強的推動力。

其次,從短期來看,我國當期 GDP與政府收入主要由其滯后一期與滯后兩期的數值決定。具體來看,我國的經濟增長受其自身和政府收入的影響,其滯后一期值對當期呈正相關關系,兩者影響效果均較為顯著,且系數較大,而滯后兩期對當期呈負相關關系,且系數較小。而政府財政收入的增長受到自身和經濟增長的影響,在滯后一期時,自身影響為正向,而 GDP的影響反向,且系數較大,在滯后兩期時,自身影響為負向,GDP影響正向。當經濟增長與政府收入偏離長期均衡狀態(tài)時,修正模型將對非均衡狀態(tài)進行反向調節(jié),且政府財政收入的調積系數較大。

最后,從長期來看,我國財政收入的增長主要受其自身的影響,經濟增長對財政收入的增長影響較小。從對未來的預測來看,我國的GDP受其自身和政府收入的影響,具體來看,GDP對其自身影響一期為100％,之后下降,在第六期基本穩(wěn)定,為65％左右。相應的政府收入在一期對GDP影響為零,隨后逐漸增大,在第六期的貢獻度為35％左右,影響顯著,并趨于穩(wěn)定；而政府收入的增長受其自身和GDP的影響,在一期GDP貢獻度大約為15％,之后迅速下降,在第五期基本穩(wěn)定,貢獻度為2％左右；政府收入一期對自身響應值為85％左右,隨后上升,在第五期的貢獻度約為98％,并且趨于穩(wěn)定。

[1]張倫俊.稅收與經濟增長關系的數量分析[M].北京：中國經濟出版社,2006.

[2]張曉峒.Eview s使用指南與案例[M].北京：機械工業(yè)出版社, 2009.

[3]郭健.稅收、政府支出與中國經濟增長的協整分析[J].財經問題研究,2006,（11）：82-86.

[4]高黎,聶華林.稅收增長與經濟增長關系的實證分析[J].稅務與經濟,2006,（5）：78-81.

[5]朱紅瓊.稅收增長與經濟增長相關性的實證研究[J].生產力研究,2007,（19）：38-40.