我國財政收入、時滯效應(yīng)和經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

高勁 吳晨鴿

摘要：改革開放以來，我國持續(xù)高速的經(jīng)濟增長為政府財政收入提供了較充足的來源。經(jīng)濟增長的總量、速度影響了財政收入的規(guī)模、增速。財政收入通過政府影響資源配置和政府直接支出、投資，促進經(jīng)濟增長。本文運用時間序列分析的協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗方法，對1978—2019年我國財政收入和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證研究。我們發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長和財政收入同向變動，GDP每增加1%，財政收入增加0.158%。前期的財政收入對當期財政收入也具有正向的時滯效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：財政收入 經(jīng)濟增長 時滯效應(yīng) 協(xié)整檢驗 格蘭杰因果檢驗

一、引言

政府獲得財政收入，以履行公共職能、提供公共產(chǎn)品和服務(wù)、實施公共政策。本文的研究問題是我國財政收入與經(jīng)濟發(fā)展水平（以GDP度量）的關(guān)系。國家統(tǒng)計局發(fā)布數(shù)據(jù)顯示，2019年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值990865億元，接近100萬億元，按可比價格計算，比上年增長6.1%。2019年的財政收入為190382.23萬億元，相比去年增長了3.83%，低于經(jīng)濟增長速度。

關(guān)于財政收入與GDP兩者之間的關(guān)系，近年來，國內(nèi)學(xué)者做了不少研究，但研究往往限于財政收入與GDP之間的比重的探討，研究的重點是近年我國財政收入占GDP比重下降的原因。在GDP和財政收入二者之間數(shù)量關(guān)系的研究方面，一般采用線性回歸分析方法。由于財政收入和GDP的時間序列都不平穩(wěn)，普通線性回歸會導(dǎo)致偽回歸問題。

針對以上問題，本文采用時間序列分析法，研究我國財政收入與GDP的關(guān)系。對樣本數(shù)據(jù)作平穩(wěn)性檢驗（單位根檢驗）、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，建立財政收入與經(jīng)濟增長之間的計量經(jīng)濟模型，并考慮前期財政收入的時滯效應(yīng)。

二、國內(nèi)外文獻綜述

部分學(xué)者認為較高的財政收入能夠促進經(jīng)濟增長，Capolupo（2000）的研究得出結(jié)論，稅收增長不會影響經(jīng)濟增長。如果政府用稅收收入進行明智的投資，會拉動經(jīng)濟增長。也有學(xué)者認為較高的財政收入抑制經(jīng)濟增長。Karras（2003）利用11個國家42年的數(shù)據(jù)，研究稅率對GDP增長率的影響。他發(fā)現(xiàn)較高的稅收導(dǎo)致經(jīng)濟增長幅度的下降。宏觀稅負增長1個百分點，先使人均真實GDP下降0.6個百分點左右，然后在之后3—4年內(nèi)使其持續(xù)低于其長期趨勢值。

林毅夫、劉志強（2000），賈康、白景明（2000）等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，財政收入與GDP增長之間存在著既相互依存又相互制約的關(guān)系：經(jīng)濟增長創(chuàng)造財政收入，財政收入又反過來助力于經(jīng)濟增長。既通過稅收的杠桿作用，又通過財政支出影響資源配置，并直接拉動需求，影響經(jīng)濟發(fā)展。

張曉清（2013）采用我國1978年至2010年的數(shù)據(jù)，研究指出GDP增長對財政收入的影響是，GDP上升1個百分點，財政收入增加0.22個百分點。王江宏（2013）利用面板數(shù)據(jù)分析我國18個城市經(jīng)濟增長與財政收入的變化趨勢，得出結(jié)論，城市經(jīng)濟增長與財政收入增加具有協(xié)整關(guān)系。李國鋒、王乃靜（2016）發(fā)現(xiàn)我國財政收入和GDP增量增長率、GDP總量增長率同向變動，地方財政收入與經(jīng)濟增長也呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。

本文將基于1978—2019年的最新數(shù)據(jù)，運用時間序列分析方法，實證研究財政收入和經(jīng)濟增長的長期關(guān)系，并特別考慮財政收入的時滯效應(yīng)，即前期的財政收入對當期財政收入的影響。

三、模型及分析結(jié)果的討論

（一）數(shù)據(jù)來源

本文使用的財政收入和國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2018年）和國家統(tǒng)計局官網(wǎng)，樣本期為1978年至2019年。為消除物價上漲帶來的影響，本文用商品零售價格指數(shù)對所有數(shù)據(jù)進行調(diào)整（以1978年為基期）。同時，為了消除時間序列的異方差性，將GDP和財政收入這兩個變量進行對數(shù)化處理，用其自然對數(shù)表示。變量定義如下：

lnGDP：表示GDP的自然對數(shù)值;

lnGR：表示我國財政收入的自然對數(shù)值。

以lngr為因變量，lngdp為自變量，建立如下一元線性雙對數(shù)回歸模型：

首先對變量進行單位根檢驗以檢驗其時間序列的平穩(wěn)性，之后再進行協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

（二）平穩(wěn)性檢驗

經(jīng)濟變量的時間序列可能是非平穩(wěn)的，本文采用ADF檢驗法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如表1所示。

由表1可知，兩個變量的對數(shù)序列及其一階對數(shù)差分序列在1%的顯著性水平上都是非平穩(wěn)的;而兩個變量的二階對數(shù)差分序列在1%的顯著性水平上都是平穩(wěn)的。因此，兩個變量都服從二階單整，I（2）。由于兩個變量滿足同階單整，下一步就可以檢驗二者是否具有協(xié)整關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗

為了檢驗lngr和lngdp之間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文釆用EG兩步法（即恩格爾-格蘭杰兩步法）進行協(xié)整檢驗。即先作兩個變量的回歸模型估計，然后檢驗回歸模型殘差的平穩(wěn)性。以lngr為被解釋變量，lngdp為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，估計的回歸模型為上文的方程（1），得到下式：

其中ut為誤差項。回歸估計結(jié)果在表2中。

該模型的擬合度很強，可決系數(shù)R2達到0.976，說明gdp的變化對于財政收入gr的變化有很強的解釋力。

下一步檢驗?zāi)Ｐ蜌埐钚蛄械钠椒€(wěn)性。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則lnGR和lnGDP存在協(xié)整關(guān)系，否則兩個變量不存在協(xié)整關(guān)系。本文對殘差序列進行單位根ADF檢驗，檢驗結(jié)果表明，殘差序列非平穩(wěn)，說明兩個變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，即不存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

出現(xiàn)這種結(jié)果的主要原因是，自改革開放以來，中國經(jīng)歷了多次財稅體制改革。1978至2019年40多年間，經(jīng)歷了1980年、1985年、1988年和1994年四次大的變動，期間各種小的體制調(diào)整就更多了。相關(guān)財稅政策的頻繁調(diào)整，導(dǎo)致財政收入與GDP之間難以形成長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

為了建立協(xié)整模型，必須考慮加入別的影響財政收入的解釋變量。由于我國地方政府普遍存在財政收入增長目標制，即下一年度財政收入在上一年度財政收入的基礎(chǔ)上保持一定速度的增長，因而當期財政收入除了受當期GDP的影響，還受到前一期財政收入的影響，因此將Lngr_01（上一期財政收入的對數(shù)值）納入?yún)f(xié)整模型如下：

用OLS回歸方法估計方程（3），得到方程：

回歸估計結(jié)果在表3中。

對該協(xié)整方程的殘差進行單位根ADF檢驗，結(jié)果顯示殘差項是平穩(wěn)序列，說明Lngr、Lngdp、Lngrt之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。如果本期GDP增加1個百分點，則本期財政收入增加0.158個百分點。如果上期財政收入增加1個百分點，則本期財政收入增加0.851個百分點，即本期的財政收入會受上期財政收入的影響。

（四）格蘭杰因果檢驗

因為lngdp與lngr具有協(xié)整關(guān)系，可以進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果報告在表4中。

格蘭杰因果檢驗表明，在5%的顯著性水平下，滯后一期的GDP是財政收入的格蘭杰原因，而滯后一期的財政收入也是GDP增長的格蘭杰原因，即兩者之間存在雙向因果關(guān)系。這是因為：（1）財政收入的增加，使政府能夠提供更多的公共產(chǎn)品、基礎(chǔ)設(shè)施，為經(jīng)濟發(fā)展奠定堅實的基礎(chǔ)，促進經(jīng)濟增長;（2）財政稅收改善國民收入分配，財政收支影響資源配置，可以彌補市場失靈，刺激經(jīng)濟發(fā)展;（3）來自稅收的財政支出，會拉動內(nèi)需、經(jīng)濟增長。

當滯后兩期時，GDP仍然是財政收入的格蘭杰原因，但財政收入不再是GDP的格蘭杰原因，即前兩期的經(jīng)濟增長會增加財政收入，但前兩期的財政收入不會顯著地提升經(jīng)濟增長。當滯后三期時，經(jīng)濟增長不是財政收入的格蘭杰原因，財政收入也不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，它們之間不存在因果關(guān)系。

四、結(jié)論及政策建議

本文對我國財政收入和GDP增長之間的關(guān)系進行了實證研究，得出以下主要結(jié)論：

第一，我國財政收入與經(jīng)濟增長同向變動，這種正向效應(yīng)在統(tǒng)計意義上高度顯著。財政收入對GDP增長的彈性為0.158，即GDP每增加1個百分點，財政收入增加0.158個百分點;第二，雖然我國財政收入和GDP都是非平穩(wěn)的，但它們卻具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。我國的財政收入與GDP之間存在動態(tài)調(diào)整機制，可以實現(xiàn)財政收入與GDP的長期均衡關(guān)系;第三，格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，滯后一期時，我國財政收入和GDP增長具有穩(wěn)定的雙向因果關(guān)系。

根據(jù)上述結(jié)論，我們認為，要穩(wěn)定財政收入的增長速度，應(yīng)重點做好以下兩個方面的工作：

第一，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，以擴大內(nèi)需為戰(zhàn)略基點，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整。增加財政收入的著眼點應(yīng)該是廣開財源，從此角度來考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級，提升產(chǎn)業(yè)鏈水平，培育和發(fā)展新的產(chǎn)業(yè)集群;第二，建立財源建設(shè)新機制。要穩(wěn)定財政收入的增長速度，就必須建立與社會主義市場經(jīng)濟相配套的財源建設(shè)新機制。要充分發(fā)揮市場在資源配置中的基礎(chǔ)作用，政府要強化高效的服務(wù)和監(jiān)管機制，為市場更好地發(fā)揮作用提供良好的條件和環(huán)境。同時，政府應(yīng)實施積極有為的財政政策，建立投資引導(dǎo)機制，促進技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展。

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作者單位：上海海事大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院