廣東省財政收入與經濟增長關系實證研究

謝易和

(廣東省財政科學研究所，廣東 廣州 510030)

經濟決定財政，財政反作用于經濟。財政收入來源于經濟增長，又通過政府支出轉化成促進經濟增長的動力。理論上，財政收入與經濟增長之間具有相互促進的作用，兩者增速呈現(xiàn)正相關關系。本文從實證檢驗的角度對財政收入與經濟增長之間的關系進行研究，選取經濟財政總量連續(xù)多年位居全國首位的廣東省①為研究對象，以1994～2018年財政收入②與GDP的總量和增長率為樣本數(shù)據(jù)進行分析，并結合相關研究結論和廣東的實際情況，分析相關影響因素。

一、從統(tǒng)計指標看廣東省財政收入與經濟增長之間的關系

分稅制改革以來，中央與地方財政收入分成關系確定后，廣東經濟實現(xiàn)高速增長的同時，財政收入亦快速增長。進入新常態(tài)后，廣東經濟增長轉向中高速階段，財政收入增速亦有所下降。初步來看，廣東財政收入與經濟增長之間存在正相關關系。

表1 1994～2018年廣東財政收入與GDP總量及增速數(shù)據(jù)

注：1.數(shù)據(jù)來源：1994-2017年數(shù)據(jù)來源于《廣東統(tǒng)計年鑒2018年》，2018年數(shù)據(jù)來源于《2018年廣東國民經濟與發(fā)展統(tǒng)計公報》.

2.數(shù)據(jù)口徑：GDP與財政收入總量數(shù)據(jù)均為現(xiàn)價計算數(shù)。GDP增速為不變價計算數(shù)，以上一年GDP為基數(shù)100；財政收入增速為可變價計算數(shù).

(一)增長倍數(shù)及增速比較

從增長倍數(shù)及增速比較情況(表1)來看，1994～2018年廣東財政收入規(guī)模增長31.65倍，約為同期經濟增長倍數(shù)(16.38)的2倍。財政收入平均增速為15.59%，高出經濟平均增速(11.39%)4.2個百分點。除分稅制改革實施當年的1994年、2002～2004年實施所得稅分享改革③等年份以外，歷年財政收入增速均高于GDP增速?？傮w來看，廣東財政收入增長領先于經濟增長。

(二)增速發(fā)展走勢比較

從增速發(fā)展走勢(圖1)來看，廣東財政收入與經濟增長均呈現(xiàn)明顯的波動性，兩者增速標準偏差分別為7.31和2.75，財政收入增速波動幅度大于經濟增速波動。在部分年份，廣東財政收入增速變動幅度甚至超過10個百分點，遠高于當年經濟增速變動幅度，如：1997年亞洲金融風暴，廣東財政收入增速下降11.95個百分點，GDP增速僅下降0.1個百分點；2002年所得稅分享改革實施當年，廣東財政收入增速下跌23.91個百分點，GDP增速卻上升1.9個百分點；2008年國際金融危機，廣東財政收入下降9個百分點，當年GDP增速亦下降4.5個百分點；2009年實施系列結構性減稅措施④，廣東財政收入增速下跌8.5個百分點，GDP增速僅下跌0.6個百分點。

圖1 1995-2018年廣東省GDP與財政收入增速比較圖(%)

(三)財政依存度和財政收入彈性系數(shù)比較

財政依存度(財政收入/GDP)和財政收入彈性系數(shù)(財政收入增速/GDP增速)經常用來衡量財政收入與經濟增長之間的關系[1]。從1994～2018年廣東財政依存度和彈性系數(shù)走勢情況(圖3、4)來看，大致可分為以下四個階段：

第一階段：財政依存度上升，財政收入彈性系數(shù)波動明顯

1994～2001年，分稅制改革確定中央與地方財政收入分成，進一步調動地方積極性，廣東財政收入占GDP的比重開始逐年上升，從1994年的6.47%上升至2001年的9.57%，7年間共上升3.1個百分點。同期財政收入彈性系數(shù)呈高低交替形狀，且上下波動幅度較大，主要是財政收入增速波動明顯。此階段財政收入彈性系數(shù)平均值為1.85，高于正常范圍[2]上限的1.2。

第二階段：財政依存度下降，財政收入彈性系數(shù)偏低

2002～2004年，實施所得稅分享改革后，廣東所得稅分成比例有所下降，2002年廣東企業(yè)所得稅同比下降32.02%，個人所得稅同比下降14.79%；2003年兩稅同比分別下降6.62%和5.64%，導致此階段廣東財政收入占GDP比重出現(xiàn)下降，從2001年的9.57%下降至2004年的7.46%，降幅達2.11個百分點。此階段由于財政收入增速出現(xiàn)較大幅度下滑，低于GDP增速，財政收入彈性系數(shù)亦處于低位狀態(tài)，財政收入彈性系數(shù)平均值為0.49，低于正常范圍下限0.8。

第三階段：財政依存度上升，財政收入彈性系數(shù)波動幅度縮窄

2005～2016年，廣東財政收入占GDP比重逐漸穩(wěn)步上升，從2005年的7.95%上升至2016年的12.88%，11年間上升幅度達4.93個百分點，此階段廣東經濟增速自2008年國際金融危機爆發(fā)以后開始出現(xiàn)下滑，但財政收入增速仍保持較高增長，導致財政收入依存度穩(wěn)步上升。同期財政彈性系數(shù)雖呈高低交替狀態(tài)，但波動幅度明顯比1994～2001年小，經濟增速與財政收入增速有趨同的態(tài)勢，基本圍繞水平線1.6上下波動。

第四階段：財政依存度下降，財政收入彈性系數(shù)位于正常區(qū)間

2017～2018年營改增后，地方主體稅種之一營業(yè)稅被取消，改征的增值稅地方須與中央五五分成，加之供給側結構性改革背景下各項減稅降費政策的出臺，廣東財政收入增速出現(xiàn)明顯下滑，財政收入占GDP比重略有下降，2017～2018年財政依存度分別比2016年下降0.26、0.44個百分點。同期財政收入彈性系數(shù)下降比較明顯，且逐漸趨向水平線1，財政收入增速與GDP增速之間趨同態(tài)勢越發(fā)明顯。

圖2 1994～2018年廣東省財政收入依存度(%)

圖3 1994～2018年廣東省(調整后)財政收入彈性系數(shù)圖

通過上述統(tǒng)計指標的比較和走勢分析可以看出，總體來看，廣東財政收入增速領先于經濟增長，但增速波動幅度更為明顯。財政收入依存度呈穩(wěn)定上升態(tài)勢，但財政收入彈性系數(shù)近年來卻平緩下滑，財政收入增速與GDP增速走勢趨同。

二、從計量結論看廣東省財政收入與經濟增長之間的關系

為進一步分析廣東財政收入與經濟增長之間的關系，采用協(xié)整理論與誤差修正模型，從計量分析角度對廣東財政收入與GDP之間的內在關系進行實證檢驗。

(一)計量分析過程

1.數(shù)據(jù)選取和處理

考慮數(shù)據(jù)可獲得性和統(tǒng)一性，選取1994～2018年的財政收入和經濟總量數(shù)據(jù)為樣本，用SR表示財政收入，用GDP代表經濟總量。同時，為消除時間序列的異方差性，對財政收入(SR)和經濟總量(GDP)序列進行對數(shù)化處理，得到對數(shù)序列，分別記為LSR和LGDP，時序圖(圖5)如下，可以看出LSR、LGDP序列均為非平穩(wěn)序列。

圖4 1994～2018年廣東省財政收入與GDP對數(shù)序列時序圖

2.序列平穩(wěn)性檢驗

由于時序圖顯示LSR、LGDP序列均為非平穩(wěn)序列，進行一階差分處理后，分別記為DLSR、DLGDP。采用ADF單位根檢驗法進行平穩(wěn)性檢驗，結果(表2)顯示：LSR、LGDP序列為非平穩(wěn)序列，但DLSR、DLGDP序列在5%置信水平下具有平穩(wěn)性，即LSR及LGDP序列均為一階單整序列。

表2 財政收入與GDP對數(shù)序列及一階差分對數(shù)序列單位根檢驗結果

3.序列協(xié)整關系檢驗

由上述單位根檢驗可知，LSR、LGDP序列均為一階單整過程，可以利用“Engle-Granger兩步法”檢驗其協(xié)整關系。即以LSR為因變量，LGDP為自變量進行線性回歸，得到回歸方程式及殘差序列，對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，若殘差序列平穩(wěn)，則序列LSR與LGDP具有協(xié)整關系。相關步驟如下：

1)對LSR、LGDP進行OLS回歸，回歸結果如下：

LSRt=-4.462+1.204*LGDPt

(1)

(t=-22.856) (t=62.63)

R2=0.994，F(xiàn)=3922.53，DW=0.4217。

可以看出，首次回歸模型擬合優(yōu)度高達99.4%，F(xiàn)檢驗及t檢驗均通過，系數(shù)顯著，表明回歸效果較好。但由于DW值僅為0.4217，顯示存在明顯的自相關性，可能有遺漏的重要變量。考慮加入解釋變量和被解釋變量滯后一期項進行OLS回歸，回歸結果如下：

LSRt=-1.248+0.3314*LGDPt+0.656*LSRt-1+0.065*LGDPt-1

(2)

(t=1.213) (t=5.474) (t=0.189)

R2=0.998，F(xiàn)=3982.78，DW=1.824

可以看出，再次回歸模型擬合優(yōu)度高至99.8%，F(xiàn)統(tǒng)計量表明方程系數(shù)整體顯著，DW值接近于2顯示自相關性不明顯，但由于變量LGDPt-1系數(shù)t檢驗未通過，系數(shù)不顯著，故考慮剔除LGDPt-1變量后重新進行OLS回歸，結果如下：

LSRt=-1.1961+0.3791*LGDPt+0.6717*LSRt-1

(3)

(t=3.633) (t=7.950)

R2=0.998，F(xiàn)=6261.63，DW=1.823

可以看出，最終回歸模型擬合優(yōu)度仍舊高至99.8%，F(xiàn)統(tǒng)計量表明方程系數(shù)整體顯著，各變量t檢驗均通過，系數(shù)顯著，DW值接近于2顯示自相關性不明顯，回歸效果理想，能較好地刻畫變量LSR與LGDP之間的線性關系。

2)利用ADF檢驗方法檢驗式(3)殘差序列e的平穩(wěn)性，結果如下：

表3 回歸方程殘差序列ADF單位根檢驗結果

檢驗結果(表3)表明，最終回歸模型的殘差序列e為平穩(wěn)序列，說明LSR與LGDP之間存在協(xié)整關系。

4.求解長期均衡關系式

由于LSR與LGDP之間存在協(xié)整關系，可求解兩者之間的長期均衡關系式。假設長期均衡關系式為：

LSRt=tαt+βtt*LGDPt

(4)

利用上述式(3)系數(shù)，聯(lián)立式(3)與式(4)可以計算長期均衡關系式系數(shù)α和β：

α=-1.1961/(1-0.6717)=-3.6433；

β=(0.3791+0)/(1-0.6717)=1.1547。

即：LSR與LGDP長期均衡關系式為：

LSRtt=-3.6433+1.1547*LGDPt

(5)

為檢驗式(5)的擬合效果，將式(5)的擬合值LSRF與實際值LSR進行比較：從擬合圖形來看，實際值LSR曲線與擬合值LSRF曲線(圖5)接近重疊；模型擬合評價指標MAPE等指標數(shù)值(圖6)相對較低，表明式(5)擬合效果較佳，能較好地刻畫出LSR與LGDP之間的長期均衡關系。

圖5 1994～2018年廣東財政收入規(guī)模實際對數(shù)值序列及模型計算值對比圖

圖6 1994～2018年廣東財政收入規(guī)模對數(shù)序列模型計算值擬合圖及評價指標

5.建立誤差修正模型

誤差修正模型可以刻畫出兩個變量短期變動對其關系的影響程度，主要包含差分項和誤差修正項，其中差分項衡量的是兩個變量增長率之間的短期變動關系，而誤差修正項衡量的是當變量之間的增長關系出現(xiàn)偏離均衡狀態(tài)時，回歸均衡狀態(tài)的調整力度。模型步驟如下：

1)設定誤差修正項ECM：

ECMt=3.6433+LSRt-1.1547*LGDPt

(6)

2)構建誤差修正模型:

D(LSRt)=α+β*D(LGDPt)+γ*ECMt-1

(7)

其中，D(Xt)代表對變量Xt進行一階差分處理。對模型進行OLS回歸結果為：

D(LSRt)=-0.0001+0.3348*D(LGDPt)-0.345*ECMt-1

(8)

(t=1.3516) (t=-3.0443)

R2=0.49，F(xiàn)=10.11，DW=1.82

可以看出，誤差修正模型可決系數(shù)R2為0.49，擬合效果一般，但方程整體F檢驗及系數(shù)t檢驗均通過，且DW值接近于2表明自相關性不明顯，而ECM系數(shù)值為-0.345，符合誤差修正機制，可以認為上述誤差修正模型能較好地描述出廣東財政收入與GDP增長率之間的短期變動關系。

6.格蘭杰因果關系檢驗

格蘭杰因果檢驗是測度變量之間因果關系的可靠方法。由于LSR、LGDP均為一階單整序列，且具有協(xié)整關系，故可對兩者進行格蘭杰因果關系檢驗，結果如下：

表3 LSR與LGDP格蘭杰因果關系檢驗結果

結果(表3)表明：在10%顯著水平下，滯后一階的LGDP與LSR互為格蘭杰原因，兩者具有相互影響作用；滯后二階至五階時，僅LGDP為LSR的格蘭杰原因，LSR不是LGDP的格蘭杰原因，表明往期經濟增長對當期財政收入增長具有影響，往期財政收入增長對當期經濟增長沒有影響。

(二)計量關系分析結論

上述計量關系分析結果表明：

廣東財政收入與經濟增長之間存在相互影響的格蘭杰因果關系，即經濟增長能帶動財政收入增長，而財政收入增長亦有利于促進經濟增長，其中經濟增長對財政收入增長的影響具有持續(xù)性。

廣東財政收入與經濟增長之間具有協(xié)整關系，存在長期均衡關系式，其中系數(shù)值1.1547衡量的是經濟增長率與財政收入增長率之間的大致比例關系，即均衡狀態(tài)下財政收入增長率約為經濟增長率的1.1547倍。

廣東財政收入與經濟增長之間具有誤差修正機制，誤差修正項ECM的系數(shù)值為-0.345，反映的是當上一年度財政收入增速偏離與經濟增速之間的均衡關系時，本年度將以34.5%的比率做出反向修正。

三、影響財政收入與經濟增長之間關系的相關因素分析

財政收入來源于經濟增長，財政收入增速取決于經濟增速。其內在機理[3]是經濟決定財政，經濟規(guī)模擴張必然擴大財政收入來源，增加財政收入，反之則帶來財政收入的下降。理論上財政收入增速應與經濟增速“亦步亦趨”，計量分析結果亦表明，廣東財政收入與經濟增長之間具有穩(wěn)定協(xié)調的對應關系，經濟增速對財政收入增速影響顯著。但實際數(shù)據(jù)顯示，廣東財政收入增速長期大幅領先于經濟增速，且增速變動差異較大，與前述內在機理結論有所差異。經梳理相關研究結論，結合廣東實際情況，本文認為主要是以下四個方面的因素影響所致：

(一)往期經濟存量資源對當期財政收入亦有所貢獻

由于GDP核算的僅是當期經濟活動的價值量，而往期經濟存量資源亦能對當期財政收入產生貢獻[4]，從上述格蘭杰因果關系檢驗亦可看出，滯后期的GDP均為財政收入格蘭杰原因，對財政收入增長影響顯著。因此，當某地區(qū)經濟實現(xiàn)長期高速增長時，將有較大的經濟存量資源對當期財政收入產生貢獻，推動財政收入實現(xiàn)更高的增長。廣東作為全國經濟財政總量最大的省份，歷年來經濟發(fā)展總體保持較高速增長態(tài)勢：1994～2018年GDP平均增速為11.39%，比全國GDP平均增速9.29%高出2.1個百分點；經濟規(guī)模連續(xù)28年位居全國首位，2018年廣東GDP總量占全國比重已達到10.81%，比1994年比重9.5%提高1.31個百分點。在廣東經濟實現(xiàn)長期高速增長的同時，廣東財政收入亦保持高速增長，1995⑤～2018年間廣東財政收入平均增速比同期全國財政收入平均增速高出0.8個百分點。

(二)經濟結構優(yōu)化提高單位經濟增長財政收入貢獻

不同經濟活動的單位GDP量產生的財政收入不同，比如二、三產業(yè)的單位GDP量產生的財政收入比一產高；金融業(yè)和房地產業(yè)等現(xiàn)代服務業(yè)的單位GDP量產生的財政收入比傳統(tǒng)行業(yè)高[5]。因此，隨著產業(yè)結構優(yōu)化調整，二、三產業(yè)比重的增加，金融業(yè)和房地產業(yè)等現(xiàn)代服務業(yè)比重的上升，將使得同樣的經濟總量增長能帶來更多的財政收入增長[6]，導致財政收入增速高于經濟增速。廣東作為經濟發(fā)達省份，產業(yè)結構較為發(fā)達，1994～2018年二、三產業(yè)比重平均值為92.64%，比同期全國二、三產業(yè)比重平均值87.66%高出4.98個百分點；現(xiàn)代服務業(yè)發(fā)展較快，金融業(yè)與房地產業(yè)占比提升明顯，2018年兩個產業(yè)產值占GDP合計比重為15.62%，比1994年提高7.59個百分點。

(三)核算差異加大財政收入增速與GDP增速差距

由于部分能產生財政收入的經濟活動未計入當期GDP，將導致財政收入增速與經濟增速之間出現(xiàn)差異。經濟活動越活躍，兩者之間的差異越明顯，如證券市場、二手房市場等虛擬經濟交易活動，能帶來契稅等相關稅收貢獻，推動財政收入增長，但相關交易額卻并未計入當期GDP[7]。再如外貿進口能增加增值稅、消費稅等財政收入，但外貿進口額卻是作為統(tǒng)計GDP增長的減項[8]，加大財政收入與GDP之間的增速差異?？梢哉f，外貿進口額越大，財政收入增速與經濟增速之間的差異越大。而廣東作為外貿大省，外貿進口額度大，2018年廣東貨物進口總額占全國進口貨物總額的比重達20.51%，是全國第一進口大?。煌赓Q進口額占GDP比重高，2005～2018年廣東外貿進口額占GDP比重平均值為45.45%，近年來雖有所下降，但基本穩(wěn)定在30%左右。

(四)稅收征管加強有助于提高財政收入增速

稅收征管效率的高低對于財政收入增速的影響較為顯著。稅收征收率的提高，將使得單位經濟增加值對應的稅收收入增加[9]，從而有助于提高財政收入水平，拉動與經濟增長之間的差距。從廣東往年的實踐情況來看，稅收征管的加強有助于提高相關稅收增速。如1998年廣東按照“加強征管，堵塞漏洞，懲治腐敗，清繳欠稅”的十六字方針，強化收入征管，努力增加收入，在GDP增速同比下降0.38個百分點的同時，財政收入增速實現(xiàn)同比上升4.3個百分點，其中全面加強農業(yè)稅收和契稅的征管帶來全省農業(yè)稅收和契稅收入同比增長27%⑥。2005年廣東通過加強財稅部門溝通協(xié)調、落實廳領導分片抓收入制度、開展財稅專題培訓班等方式提升財政收入征管效率，實現(xiàn)財政收入增長大幅提升，在GDP增速下降0.56個百分點的同時，財政收入增速卻大幅上升19.6個百分點⑦。

四、相關對策建議

正確理解和把握財政收入與經濟增長之間的關系，有助于促進財政收入與經濟增長之間實現(xiàn)良性互動。在當前減稅降費政策背景下，結合本文分析結果，提出以下4點建議：

(一)正確看待減稅背景下財政收入較高增長的現(xiàn)象

財政收入增速高于經濟增速具有歷史延續(xù)性，當下財政收入雖然面臨減稅降費政策的沖擊，但在存量經濟資源的財政收入貢獻和經濟發(fā)展質量不斷提升帶來的更大財政收入增量等因素影響下，財政收入增速保持較高增長態(tài)勢與大規(guī)模減稅降費之間并非矛盾關系，兩者可以并行不悖。

(二)注重從存量經濟資源中深入挖掘財政收入潛力

今年實施更大規(guī)模減稅降費對財政收入增長造成較大壓力，而深入挖掘存量經濟資源潛力有助于提升財政收入增長，減輕財政增收壓力?？梢越y(tǒng)籌考慮不同預算體系，政府債券和預算資金等各項財力來源，加大政府收入統(tǒng)籌力度；加大存量資源的盤活力度，清查盤活各類政府資源、資產、股權，豐富資金收入來源渠道。

(三)努力促進經濟高質量發(fā)展提升財政收入增速

經濟結構的調整優(yōu)化，將使得同樣的經濟增量產生更多的財政收入。應充分利用本輪減稅降費政策帶來的發(fā)展契機，發(fā)揮財政政策職能作用，引導地方經濟發(fā)展加快轉型升級，引導企業(yè)將政策利好投向實際生產領域，加大創(chuàng)新研發(fā)投資，推動經濟實現(xiàn)高質量發(fā)展，從而帶動財政收入實現(xiàn)更好更快地增長。

(四)加強稅收征管效率實現(xiàn)財政收入應收盡收

本輪減稅降費雖以降低稅費成本為目標，但在落實減稅降費政策過程中，可以考慮一并推行更加規(guī)范透明的稅費收入管理體系、實行更加簡約高效的稅收征管體系，以提高稅收征管效率。通過加強稅收征管效率，在實現(xiàn)減稅降費政策“應減盡減”的同時，努力實現(xiàn)財政收入“應收盡收”，以提高財政收入增長穩(wěn)定性。

注 釋：

①一方面，廣東經濟財政總量在全國占比最高，一定程度上具有代表性；另一方面，廣東經濟財政發(fā)展水平在全國領先，市場化程度高，經濟現(xiàn)象比較符合客觀規(guī)律.

② 政府收入體系的“四本預算”中，一般公共預算收入最能反映政府可直接支配使用的財力，且與經濟增長關系緊密，故本文所稱“財政收入”如無特別標明，僅指一般公共預算收入.

③從2002年1月1日起，打破按隸屬關系和稅目劃分所得稅收入的辦法，實施所得稅收入分享改革。主要內容是:除少數(shù)特殊行業(yè)或企業(yè)外，絕大部分企業(yè)所得稅和全部個人所得稅(包括對個人儲蓄存款利息征收的所得稅)實行中央與地方按比例分享，分享范圍和比例全國統(tǒng)一。以2001年為改革基期，合理確定基數(shù)，中央和地方分享比例2002年為5:5,2003年為6:4，往后根據(jù)實際收入情況另行確定(來源：《中國財政年鑒2003》).

④為應對國際金融危機，2009年我國實施積極財政政策，出臺一系列稅收政策措施，其中結構性減稅政策包括實施增值稅轉型改革、調低小規(guī)模納稅人征收率、降低證券交易印花稅與住房交易環(huán)節(jié)稅收，調整個人所得稅政策等(來源：《中國財政年鑒2010》).

⑤由于1994年當年實施分稅制改革，地方財政收入增速出現(xiàn)較大幅度負增長，當年廣東財政收入負增長13.8%，為剔除該因素影響，選取1995-2018年財政收入平均增速與GDP平均增速進行比較.

⑥資料來源于《中國財政年鑒1999》，地方財政工作概述廣東省篇.

⑦資料來源于《中國財政年鑒2006》，地方財政工作概述廣東省篇.