中国财政收入与GDP之间关系的协整分析与误差修正模型研.pdf

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1、第21卷第1期2006年1月统 计 与 信 息 论 坛Vol.21 No.1Jan.,2006收稿日期:2005-10-10作者简介:韦邦荣(1964-),男,安徽省肥东县人,讲师,博士生,研究方向:宏观经济理论、经济增长理论和金融理论;杨玉生(1942-),男,辽宁省法库县人,教授,博士生导师,研究方向:西方经济学、发展经济学等。【统计应用研究】中国财政收入与GDP之间关系的协整分析与误差修正模型研究韦邦荣1,杨玉生2(11 安徽大学 经济学院,安徽 合肥230039;21 辽宁大学 经济学院,辽宁 沈阳110036)摘要:文章利用协整理论对19522003年中国财政收入与GDP之间的关系进

2、行实证研究,研究表明:(1)中国的财政收入与GDP之间存在Granger因果关系,二者之间存在着相互促进效应;(2)中国财政收入与GDP之间存在着长期均衡的协整关系和短期动态调整机制;(3)中国财政收入对GDP的弹性小于1。关键词:财政收入;协整;误差修正模型;Granger因果关系中图分类号:F224.0 文献标识码:A 文章编号:1007-3116(2006)01-0049-05一、引 言财政收入是政府部门的公共收入,是国民收入分配中用于保证政府行使其公共职能、实施公共政策以及提供公共服务的资金需求。国内生产总值是反映一个国家(地区)在一定时期内国民经济活动最终成果的总量指标。从生产的角度

3、看,它是国民经济各部门新创造的增加值的总和;从使用角度看,它是全社会最终消费、投资、净出口的总和;从分配角度看,它是国家收入、集体收入和个人收入的总和。财政收入规模的大小受多种因素的制约,其中主要有经济发展水平、政府收入分配政策和价格水平三个因素。财政收入与经济发展水平即GDP的关系是本文的研究重点。关于财政收入与GDP两者之间的关系,近年来,国内学者做了大量的研究,但他们的研究仅限于财政收入与GDP之间的比重的探讨,研究的落脚点在于分析近年来我国财政收入占GDP的比重下降的原因,并提出有关政策建议。深入分析二者之间关系并建立两者关系模型的文献较为少见,在数量有限的文献中,笔者所见到的有:彭志

4、捌、蒋丽娟、张凤(2004)利用逐步回归分析方法建立国家财政收入回归模型,找出影响财政收入的显著性变量为农业增加值、工业增加值和社会消费总额1;山东省财政厅课题组(1998)利用数学回归方法,对GDP增长率与财政收入增长率进行分析,建立两者之间关系的回归模型,同时用回归分析方法分析各部门GDP与财政收入的关系2;贾继花(2002)利用回归分析方法对财政收入与GDP的关系进行分析,建立了二者之间关系的回归模型3;李国锋、王乃静(2004)对财政收入与GDP进行相关关系分析和回归分析,认为财政收入与GDP总量、增量增长率之间存在强相关关系,地方财政收入与GDP之间有着紧密的关系4;杨丹、陈晓毅(2

5、004)根据历年财政收入占GDP比重的时间序列数据建立了一阶自回归模型,分析了财政收入占GDP比重的变化规律5;庞瑞芝、张志超(2002)用回归模型、自回归分布滞后模型和误差修正模型(ECM)对我国经济转轨时期国家财政收入增长与GDP增长的关系进行了实证研究,认为我国财政收入对GDP的弹性过低,财政收入与GDP增长之间不存在协整关系6;丁文斌(2003)利用协整理论对北京市地方财政收入与GDP之间的关系进行分析,认为北京市地94 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.ht

6、tp:/方财政收入与GDP之间存在协整关系,并建立了误差修正模型7。通过对上述文献的回顾,可以看出,国内多数学者对财政收入与GDP之间的关系研究,更多关注的是比重问题,而在两者之间数量关系的研究方面,主要采用的是线性回归分析方法,在未对变量的时间序列的平稳性进行检验的情况下,直接对财政收入与GDP进行回归。由于财政收入和GDP这两个变量的时间序列往往是不平稳的,直接进行回归分析,极容易产生伪回归问题,从而导致所建的模型毫无解释意义。为避免此类问题的发生,本文将采用近年来广泛使用的协整理论,对中国财政收入与GDP之间的关系进行分析,在协整检验的基础上,试图建立中国财政收入与GDP之间关系的误差修

7、正模型。二、检验模型由于应用传统回归分析方法进行估计与检验的前提条件是所探讨的相关变量必须具备平稳的特性,否则容易产生伪回归现象。考虑到本文采用的时间序列可能存在非平稳性,为此,首先对各变量分别进行单位根检验以检验各变量的时间序列的平稳性,若为非平稳,则检验这些变量之间是否存在协整关系,在协整检验的基础上,再对各变量之间是否存在Granger因果关系进行检验。(一)变量时间序列的平稳性检验变量的平稳性检验又称单位根检验,其方法通常有DF检验法、PP检验法和ADF检验法。在实践中,人们通常使用的是ADF检验法,其模型为:模型(无常数项、无趋势项):yt=(-1)yt-1+mi=1iyt-i+t(

8、1)模型(有常数项、无趋势项):yt=1+(-1)yt-1+mi=1iyt-i+t(2)模型(有常数项、有趋势项):yt=1+2t+(-1)yt-1+mi=1iyt-i+t(3)其中t为白噪声,表示变量的一阶差分,原假设为H0:=1,即 yt有一个单位根(非平稳)。T为时间趋势因素。若ADF值小于Mackinnon临界值,则序列是平稳的,否则是不平稳的。单位根检验的最佳滞后阶数按照AIC准则确定。(二)变量间的协整关系检验对变量之间的协整检验有两种方法,一个是Engle-Granger两步法,另一个是Johansen检验法。前一种方法适合于检验两个变量之间的协整关系,而后一种方法却可用于检验多

9、个变量之间的协整关系,而且可以求出它们之间可能存在的多个协整关系。由于本文研究的是财政收入与GDP这两个变量之间的关系,所以本文将主要采用Engle Granger两步法来检验变量之间的协整关系。设 yt和 xt均为I(1)变量,首先用最小二乘法(OLS)建立模型,进行协整回归:yt=0+1xt+ut(4)其次对残差 ut做平稳性检验,ut=yt-0-1xt。若残差序列是平稳的,则 yt和 xt存在(1,1)阶协整关系,即存在长期均衡关系,否则就不存在协整关系。在存在协整关系的条件下,引入误差项,建立如下误差修正模型:yt=pi=1iyt-i+qj=1jxt-j+ecmt-1+t(5)其中ec

10、mt为误差修正项,即协整方程中的残差项 ut。在误差修正模型中,各个差分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为两部分:一部分是短期波动,一部分是长期均衡。(三)变量间的Granger因果关系检验协整检验告诉我们:变量之间存在长期均衡关系,但是否构成因果关系,还需要进一步检验。如果变量x有助于预测y,即根据y的过去值对y进行回归时,如果再加上x的过去值,能够显著的增强回归的解释能力,则称x是y的Granger原因,否则称为非Granger原因。其检验模型为:yt=c+pi=1iyt-i+qj=1jxt-j+t1(6)检验的零假设为:x是y的非Granger原因,即H0:1=2=q=

11、0。若零假设成立,则有:yt=c+pi=1iyt-i+t0(7)令式(6)的残差平方和为SS E1,式(7)的残差平方和为SS E0,则F=(SS E1-SS E0)/qSS E0/(T-p-q-1)应服从自由度为(q,T-p-q-1)的F分布,其中T为样本容量,p,q分别为y和x的滞后阶数,滞后阶数的确定,可根据赤池信息准则(AIC)来确定。比较F统计量与临界值的大小即可得检验结果。如果F大05统计与信息论坛 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/于临界值就

12、拒绝零假设H0:x是y的非Granger原因,换句话说,x是y的“Granger原因”。反之,若F小于临界值,则不能拒绝零假设,这就意味着x不是y的“Granger原因”。三、检验结果(一)数据处理本文用于分析的数据分别来自于 中国财政年鉴(2003,2004),中国统计年鉴(1991,2004),样本数据为19522003年的年度数据。财政收入(CZSR)和国内生产总值(GDP)的数据均为当年价格,为了消除价格变动的影响,出于收集数据的方便,以商品零售物价指数P(1950年=100)把财政收入和国内生产总值折算成以1950年不变价格计算的值。由于数据的自然对数变换不改变原来的协整关系,并能使

13、其趋势线性化,消除时间序列中存在的异方差,所以对实际的国内生产总值和实际的财政收入分别进行自然对数变换,变换后的变量分别用L CZS R和L GDP表示,其变化趋势见图1。图1时序图从图1可见,L GDP和L CZS R都有不断增长的趋势,并且变动方向较为一致,而且表现出一种不平稳的特性。再对各变量进行一阶差分,一阶差分后的变量分别用L GDP和L CZS R来表示,其变化情况见图2,从图2可以看出,一阶差分变换后的变量的时间序列变得较为平稳,下面的单位根检验将证实这种判断。图2一阶差分图(二)财政收入与GDP的单位根检验在这里使用Eviews 3.1软件对各变量分别进行ADF检验,检验结果见

14、表1。由表1可见,所有变量的对数序列在5%的显著水平上都是非平稳的;而所有变量的对数序列的一阶差分在1%的显著水平上都是平稳的。(三)财政收入与GDP之间的协整检验和误差修正模型根据单位根检验,由于L CZS R和L GDP均为一阶单位根过程,可以利用“Engle Granger两步法”来检验其协整关系或长期均衡关系。首先对L CZS R和L GDP进行协整回归,得协整方程为:L CZS Rt=-0.613 9(-7.30)+0.738 8L GDPt(31.67)+ut(8)R2=0.953A-R2=0.952F=1 002.93DW=0.381S.E.=0.182 1表1各变量的平稳性检验

15、表变 量检验类型(c,t,k)ADF统计量5%临界值1%临界值结论DWL GDP(c,t,4)-1.508 1-3.506 6-4.163 0不平稳1.967 8L GDP(c,0,2)-5.809 6-2.922 8-3.571 3平稳1.991 0L CZSR(c,t,1)-3.369 4-3.500 5-4.149 8不平稳1.786 2LCZSR(c,0,1)-6.198 6-2.921 5-3.568 2平稳2.080 5注:表示一阶差分;(c,t,k)分别表示单位根方程包括常数项、时间趋势项和滞后的阶数;0表示不包括c或t,加入滞后项是为了使残差项为白噪声。考虑到式(8)的DW=0

16、.381太小,说明存在自相关现象,为此,分别加入解释变量和被解释变量的滞后因素,对L CZS R和L GDP之间的协整关系重新估计。根据AIC准则选择各变量的滞后阶数,得到15韦邦荣,杨玉生:中国财政收入与GDP之间关系的协整分析与误差修正模型研究 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/如下方程:L CZS Rt=-0.073(-1.15)+1.429L GDPt(8.42)-1.381L GDPt-1(-6.93)+0.932L CZS Rt-1(11.38

17、)+et(9)R2=0.987ADR2=0.986S.E=0.095 3DW=1.548 7F=1 190.14现对et的平稳性进行检验,检验的模型为:et=-0.779et-1(-5.59)+at(10)R2=0.389ADR2=0.389S.E=0.090 8DW=1.879 2ADF=-5.59,5%的临界值为-1.947 3,1%的临界值为-2.609 0,因为ADF小于临界值,所以et是平稳的,即eI(0),因此,我国财政收入与GDP之间存在协整关系。现将L CZS R与L GDP之间的协整方程写成如下形式:L CZS R=+L GDP(11)由式(9)可计算出式(11)中的回归参数

18、:=-0.073/(1-0.932)=-1.074=(1.429-1.381)/(1-0.932)=0.706故L CZS R与L GDP之间的长期协整关系方程为:L CZS R=-1.074+0.706L GDP(12)根据协整模型(12),长期内,我国GDP每变动1%,财政收入将同方向变动0.706%,即从长期来说,我国的财政收入对GDP的弹性为0.706,同时也说明了我国的财政收入与GDP之间具有显著的正相关性。根据Granger定理,如果两变量之间存在协整关系,那么一定存在误差修正模型的形式。用ecm表示模型(9)中的残差序列,以ecm代表非均衡误差,利用Eviews 3.1软件进行反

19、复尝试,建立如下误差修正模型:L CZS Rt=1.131(2.73)L CZS Rt-1+1.489(8.89)L GDPt-1.641(-2.91)L GDPt-1-0.970(-2.23)ecmt-1(13)R2=0.666ADR2=0.644S.E=0.093 3DW=1.878 1在误差修正模型(13)中,各变量的回归系数都通过了显著性检验。误差修正项系数(-0.97)为负,调整方向符合误差修正机制。模型中非均衡误差ecmt-1的系数为-0.97,意味着上一年度的非均衡误差以97%的比率对本年度的L CZS R做出反向修正。模型(13)中的实际值、拟合值和残差序列见图3。从图3可以看

20、出,模型(13)的拟合效果较好。图3 L CZS R的实际值、拟合值和残差图根据模型(13),被解释变量的波动可以分为短期波动和长期均衡两部分,短期波动由各变量的差分项来反映,长期均衡部分由误差项得到反映。模型(13)表明,(对数)的我国财政收入和(对数)的GDP之间存在着密切的关系,短期内,GDP的变动将引起财政收入的变动。本期(对数)的GDP增量增加一个单位,使得本期(对数)的财政收入增量增加1.489个单位,上一期(对数)的财政收入增量增加一个单位,使得本期(对数)的财政收入增量增加1.131个单位,而上一期(对数)GDP增量增加一个单位,使得本期(对数)的财政收入增量减少1.641个单

21、位,上一期的非均衡误差以97%的比率对本期的(对数)的财政收入做出修正,这种修正的力度很大,一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道,误差修正机制的存在能够纠正这种偏离,并最终使财政收入与GDP之间的关系回到长期均衡关系的轨道。(四)财政收入与GDP的Granger因果关系检验由于L GDP与L CZS R均为I(1)过程并具有协整关系,故可对其进行Granger因果关系检验。检验结果见表2。Granger因果关系检验结果表明,在滞后阶数为1的情况下,在5%的显著水平下,财政收入与GDP存在着双向的因果关系;而在滞后阶数为2和4的情况下,在5%的显著水平下,GDP是财政收入的Granger原因,也

22、就是说,GDP是财政收入的决定因素,而财政收入不是GDP的决定因素。总之,GDP是财政收入的决定因素,GDP的变化能引起财政收入的变化,可以用GDP的变化来解释和预测财政收入的变化。四、结 论1.根据Granger因果关系检验,19522003年,滞后阶数为1的情况下,GDP和财政收入之间存在双向因果关系,即GDP和财政收入存在着显著的相25统计与信息论坛 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/互促进作用,GDP是财政收入的Granger原因,GDP的增长能引

23、起财政收入的增长;财政收入也是GDP的Granger原因,财政收入的增长也能引起GDP的增长,原因是:(1)财政收入的增加,使政府能够集中足够的财力,为整个社会提供更多的公共产品、基础设施,从而为国民经济的发展奠定基础,促进了经济增长;(2)财政税收在参与国民收入分配和进行资源配置的过程中,通过弥补市场失灵,把社会资源配置到经济和社会效益较好的环节中去而促进经济增长;(3)政府财政收入的增加,使得政府能够通过自己的支出活动,直接刺激需求,从而拉动经济增长。在滞后阶数为2和4的情况下,GDP和财政收入之间只存在单向的因果关系,GDP是财政收入的Granger原因,GDP增长是财政收入增长的决定因

24、素。表2 财政收入与GDP的Granger因果关系检验表零 假 设滞 后 阶 数1234F值PF值PF值PF值PL CZSR不是L GDP的原因L GDP不是L CZSR的原因5.464 16.189 30.023 60.016 42.805 14.862 00.071 10.012 31.871 42.080 80.149 10.117 21.485 13.436 70.225 40.016 92.根据协整检验,尽管我国的财政收入和GDP都具有非平稳性,但它们之间却具有长期稳定的协整关系,就长期而言,我国的财政收入与GDP之间具有统计上的高度相关性。从误差修正模型来看,短期内我国的财政收入与

25、GDP之间存在动态调整机制,由于误差项的存在,可以自动地实现我国的财政收入与GDP之间的长期均衡关系。3.从协整方程可以看出,我国的财政收入对GDP的弹性为0.706,弹性小于1,说明财政收入的增长率小于GDP的增长率,财政收入的增长落后于经济的增长,因此,仍需要进一步采取措施,提高财政收入对GDP的弹性。参考文献:1 彭志捌,蒋丽娟,张凤.财政收入的逐步回归分析J.江汉石油学院学报,2004,(6):329-330.2 山东省财政厅课题组.财政收入与经济增长关系分析 兼析山东与广东的差距J.财政研究,1998,(7):16-20.3 贾继花.财政收入与经济增长的相关关系分析J.山东轻工业学院

26、学报,2002,(4):34-38.4 李国锋,王乃静.山东省地方财政收入与经济发展的总量关系比较研究J.山东经济,2004,(6):67-72.5 杨丹,陈晓毅.我国财政收入占GDP比重的实证分析J.统计与信息论坛,2004,(2):81-83.6 庞瑞芝,张志超.转轨时期我国财政收入增长与GDP的实证分析J.天津商学院学报,2002,(3):54-56.7 丁文斌.北京市地方财政收入与GDP的协整关系分析J.北京统计,2003,(8):49-50.8 熊桂武.重庆市财政收入与经济增长相关关系的分析J.重庆工学院学报,2004,(5):56-58.9 李子奈,叶阿忠.高等计量经济学M.北京:

27、清华大学出版社,2000:51-59.10 张晓峒.计量经济分析M.北京:经济科学出版社,2003:214-219.11 韩德瑞D F,秦朵.动态经济计量学M.上海:上海人民出版社,1998:292-376.(责任编辑:马 慧)Co-integration Study and Error Correction Model Between Fiscal Revenue and GDP in ChinaWEI Bang2rong1,YANG Yu2sheng2(1.School of Economics,Anhui University,Hefei 230039,China;2.School of

28、 Economics,Liaoning University,Shenyang 110036,China)Abstract:After making an empirical analysis on the fiscal revenue and GDP in China from 1952 to 2003 bymeansof co-integration tools,authorsfind that there exists a Granger causality and a distinct mutual promotingeffect between the fiscal revenue

29、and GDP in China,and that there is a long term co-integration and shortdynamic adjusting mechanism between the fiscal revenue and GDP in China.The study indicates that theelasticity of fiscal revenue on GDP is smaller than 1.Key words:riscal revenue;Gross Domestic Production(GDP);co-integration;error correction model(ECM);Granger causality35韦邦荣,杨玉生:中国财政收入与GDP之间关系的协整分析与误差修正模型研究 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/