財政收支與區(qū)域經(jīng)濟增長的實證分析
——以成都市為例

范新號

(重慶工商大學(xué) 長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 南岸 400000)

一、引言

黨中央、國務(wù)院高度重視成渝地區(qū)的高質(zhì)量發(fā)展，成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈建設(shè)在2020年1月上升為國家戰(zhàn)略；同年3月發(fā)布的“十四五”規(guī)劃綱要中，也明確提出要推進成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈建設(shè)；2021年10月，在《成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈建設(shè)規(guī)劃綱要》中，要求把成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈建設(shè)成為具有全國影響力的重要經(jīng)濟中心。成都，作為雙城經(jīng)濟圈的核心城市，自20世紀(jì)90年代以來，在財政發(fā)展的同時，經(jīng)濟迅速增長。根據(jù)《成都統(tǒng)計年鑒》(2020)，2019年成都市地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)達到17012.65億元，占四川省GDP的36.5%，占成渝雙地區(qū)城經(jīng)濟圈的26%，人均GDP達到103386元，是1990年的48.7倍。此外，2019年財政收入、財政支出分別為4807.92億元、3683.13億元，二者都排名全國前十，占成都市生產(chǎn)總值的28.3%、21.6%。成都市財政收入、財政支出與地區(qū)生產(chǎn)總值都在逐年上升，新時代的高質(zhì)量發(fā)展要求成都市發(fā)揮更大的帶動引領(lǐng)作用，而要追求高質(zhì)量發(fā)展離不開財政的鼎力相助，因此深入研究它們之間的內(nèi)在關(guān)系十分必要。

在此背景下，本文用計量經(jīng)濟學(xué)的實證研究方法，對成都市財政收支與經(jīng)濟增長關(guān)系進行深入探析，為科學(xué)地制定財政政策提供理論依據(jù)，以期促進成都市經(jīng)濟長期穩(wěn)健增長，啟發(fā)雙城經(jīng)濟圈中其它城市的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

二、文獻綜述

(一)財政收入與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

財政收入與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直都是學(xué)術(shù)界研究的熱點。Hassan等(2011)[1]以O(shè)ECD國家為研究對象，使用面板回歸和方差分解方法，結(jié)果表明財政收入與經(jīng)濟增長是正相關(guān)，且通過實證研究發(fā)現(xiàn)，大部分地區(qū)顯示二者是雙向因果關(guān)系。然而Folster和Henrekson(2001)[2]以發(fā)達國家為樣本，利用1970-1995年期間的經(jīng)濟狀況進行面板研究，發(fā)現(xiàn)財政收入中的稅收收入與經(jīng)濟增長是負相關(guān)。在國內(nèi)學(xué)者的研究中，學(xué)者們運用不同的計量方法進行研究，大多采用定量分析得出了財政收入與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系和格蘭杰因果關(guān)系的結(jié)論。劉宏杰(2008)[3]使用VAR模型和脈沖響應(yīng)進行研究，指出中國財政收入的沖擊對GDP的影響小，GDP的沖擊對財政收入具有負向效應(yīng)。郭鷹(2011)[4]則采用面板數(shù)據(jù)模型，對浙江省11個市進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)財政收入與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，且經(jīng)濟增長對各市財政收入的拉動效應(yīng)無顯著差異。張洪銘和張宗益(2011)[5]利用重慶市1997-2009年的數(shù)據(jù)進行實證研究，結(jié)合最小二乘法，結(jié)果同樣表明財政收入與經(jīng)濟增長存在長期均衡的關(guān)系，且財政收入是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。王小平(2014)[6]通過泰爾指數(shù)、Kernel密度估計法和空間Markov鏈法，對財政收入進行時空動態(tài)分析，結(jié)果認為在長期中經(jīng)濟增長與財政收入存在協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟增長對財政收入具有正的空間溢出效應(yīng)。景宏軍和王李存(2015)[7]基于ADL模型，對1952-2012年黑龍江省財政收入與GDP的關(guān)系進行實證研究，也指出了財政收入與GDP之間存在長期均衡關(guān)系，財政收入的經(jīng)濟增長彈性為0.83%，且經(jīng)濟增長是財政收入增長的原因。宋寶琳等(2020)[8]則以京津冀地區(qū)為研究對象，引入面板誤差修正模型，研究發(fā)現(xiàn)財政收入規(guī)模對經(jīng)濟增長具有促進作用，在長期中財政收入規(guī)模每增長1%，經(jīng)濟將會增長0.336%。

(二)財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

在財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究上，國外主流觀點有兩種：(1)財政支出對經(jīng)濟增長是正向的促進作用。Menyah、Rufael(2013)[9]通過利用埃塞俄比亞57年的序列數(shù)據(jù)進行計量研究，使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗等方法，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長有賴于政府支出的增加，但是政府支出不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。(2)財政支出對經(jīng)濟增長具有消極作用或不確定性。Engen、Skinner(1992)[10]使用107個國家15年的時間序列數(shù)據(jù)，對公共支出與經(jīng)濟增長采取回歸分析,發(fā)現(xiàn)二者呈負相關(guān)，研究結(jié)果指出政府的平衡預(yù)算增加會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負向效應(yīng)。Monday(2014)[11]等人用OLS、ADF檢驗等方法，也表明了政府衛(wèi)生支出與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系，但是Glomm、Kaganovich(2008)[12]基于世代交疊的背景下，提出在財政支出水平較低時，增加財政支出會拉動經(jīng)濟增長，而當(dāng)財政支出水平較高時，它的進一步增加會減緩增長，財政性支出對經(jīng)濟增長具有不確定性。

國內(nèi)學(xué)者們對財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系有不同的觀點。馬栓友(2000)[13]利用生產(chǎn)函數(shù)框架，得出了擴大政府財政支出規(guī)模可以促進經(jīng)濟增長的結(jié)論。王婷婷和朱建平(2011)[14]以福建省為研究對象，使用 1978 -2009年相關(guān)宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，采用Granger檢驗，表明財政支出僅是實際GDP增長的格蘭杰原因，二者并非雙向因果關(guān)系。然而林江(2018)[15]使用廣州市1978—2016年的財政支出規(guī)模和經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)，建立VAR模型，研究發(fā)現(xiàn)財政支出與經(jīng)濟增長是雙向因果關(guān)系,財政支出的沖擊對經(jīng)濟增長有一定的影響。仲君燕(2011)[16]則選取1990年—2010年的《中國統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)，采用協(xié)整分析方法，指出地方財政支出增加將阻礙經(jīng)濟增長。陳高和王朝才(2014)[17]基于中國1990-2012年省際數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)果顯示中國所有地區(qū)的財政支出對經(jīng)濟增長具有正向的外部作用，且不同地區(qū)存在顯著差異。蔣育燕(2020)[18]使用廣東省1990—2017年的時間序列數(shù)據(jù)，以人均地區(qū)生產(chǎn)總值和人均財政支出量為變量，使用協(xié)整分析、構(gòu)建ECM的方法，結(jié)果表明，廣東省的財政支出在長期中能大力促進本地經(jīng)濟增長,但不同區(qū)域的促進作用差異性較大。

梳理國內(nèi)外學(xué)者研究成果可以發(fā)現(xiàn)，財政收支與經(jīng)濟增長的關(guān)系已經(jīng)得到國內(nèi)外學(xué)者的普遍關(guān)注，但研究沒有統(tǒng)一的結(jié)論，這主要由于研究方法、研究對象等具有異質(zhì)性。大多學(xué)者僅是研究財政收入與經(jīng)濟增長的關(guān)系或者是財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并沒有把財政收入、財政支出同時當(dāng)作內(nèi)生變量進行研究。此外，目前對財政收入、財政支出與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的研究主要以國家、省、東部地區(qū)等為研究對象，對于西部具體城市的財政收支與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的研究成果還比較少。因此，本文選擇成都市為研究對象，選取1990-2019年的相關(guān)數(shù)據(jù)，旨在揭示財政收支與經(jīng)濟增長的內(nèi)在聯(lián)系，為推動成都市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供有益啟示。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)變量選擇及數(shù)據(jù)來源

綜合考慮數(shù)據(jù)的代表性和可獲性，本文使用的原始數(shù)據(jù)均來自《成都統(tǒng)計年鑒》(2020)。選取1990-2019年成都市的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，財政收入水平采用財政總收入(FR)指標(biāo)衡量，財政支出水平采用財政總支出(FE)指標(biāo)衡量，經(jīng)濟增長水平采用人均地區(qū)國民生產(chǎn)總值(PGDP)指標(biāo)衡量。為消除數(shù)據(jù)的異方差性，對變量FR、FE、PGDP進行對數(shù)處理，得到變量LNFR、LNFE、LNPGDP，三個變量的時間趨勢圖如下圖1所示。

圖1 1990-2019年成都市LNPGDP、LNFE、LNFR時間序列圖

由圖1可知，曲線LNPGDP始終在LNFR、LNFE的上方，且LNPGDP、LNFR、LNFE變化趨同，因此可推測出成都市財政支出與經(jīng)濟增長之間存在一定的關(guān)系。

(二)研究方法

本文采用Sims(1980)提出的向量自回歸(VAR)計量經(jīng)濟模型，來考察財政收入、財政支出與經(jīng)濟增長之間的相互作用,并進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析、預(yù)測方差分解。VAR模型可分析多個變量之間的動態(tài)互動關(guān)系，它是利用非結(jié)構(gòu)性的方法，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量當(dāng)成所有變量滯后項的函數(shù)來建立模型。VAR模型一般表達式如下：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+……+ApYt-p+εt

其中，Yt表示包括LNPGDP、LNFE、LNFR在內(nèi)的三維列向量,A表示相對應(yīng)的系數(shù)矩陣，p表示VAR模型的滯后階數(shù)，εt表示隨機擾動項。

四、實證分析

(一)單位根檢驗

對時間序列數(shù)據(jù)首先要進行單位根檢驗來判斷序列的平穩(wěn)性，如果對非平穩(wěn)的時間序列直接進行建模，可能會導(dǎo)致偽回歸問題。常用的單位根檢驗方法有：ADF檢驗、DF-GLS檢驗、PP檢驗。本文運用STATA軟件對變量LNFR、LNFE和LNPGDP進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 單位根檢驗結(jié)果

通過表1可知，變量LNFR、LNFE、LNPGDP的ADF值均大于1%、5%水平下的臨界值，故無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明LNFR、LNFE、LNPGDP都是非平穩(wěn)序列。因此需要對三個變量進行一階差分處理，再繼續(xù)進行單位根檢驗。一階差分后的變量DLNPGDP、DLNFE、DLNFR檢驗結(jié)果表明，DLNFR、DLNFE、DLNPGDP在1%的顯著性水平上可以拒絕存在單位根的原假設(shè)，DLNFR、DLNFE、DLNPGDP都是平穩(wěn)序列。時間序列LNFR、LNFE、LNPGDP為一階單整I(1)序列，滿足協(xié)整檢驗條件，可以進一步檢驗是否存在長期均衡關(guān)系。

(二)協(xié)整檢驗

由上文可知，LNFR、LNFE、LNPGDP是一階單整I(1)序列，符合協(xié)整檢驗的條件。常用的協(xié)整檢驗方法有Engle和Granger提出的EG-ADF檢驗、Johanson協(xié)整檢驗。由于EG-ADF檢驗不能同時處理同時存在多個協(xié)整關(guān)系的情形，考慮到檢驗的精確性，本文采用Johanson協(xié)整檢驗的方法，通過跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量來判斷協(xié)整關(guān)系個數(shù)，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 Johanson協(xié)整檢驗結(jié)果

表2的上部分跡檢驗結(jié)果表明，三個變量之間有2個線性無關(guān)的協(xié)整向量(上表中打“*”者)，三者之間存在兩個協(xié)整方程。且表2的下部分最大特征者檢驗也表明，可以在5%的水平上拒絕協(xié)整秩為1的原假設(shè)(21.58>14.07),但無法拒絕協(xié)整秩為2的原假設(shè)(2.284<3.760)。因此，成都市財政收支與經(jīng)濟增長存在長期均衡關(guān)系。對協(xié)整方程進行估計，可以得到兩個協(xié)整向量，分別為(1，1.11e-16，-0.567)、(0，1，-1.031)，且變量LNFR的協(xié)整系數(shù)顯著，因此可將協(xié)整向量移項，把它們的關(guān)系估計為：

LNPGDPt=0.567LNFRt-(-1.11e-16)LNFEt+6.765

LNFEt=1.031LNFRt-0.547

第一個協(xié)整方程表明，財政收入每變動1%，人均GDP會增加0.567%，即經(jīng)濟增長的財政收入彈性為0.567；第二個協(xié)整方程表明，財政收入每變動1%，財政支出會增加1.031%。

(三)滯后階數(shù)選擇

為了提高VAR模型的準(zhǔn)確性，需要確定模型的滯后階數(shù)，常用的方法是使用信息準(zhǔn)則，如AIC準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則。本文采用LL、LR、FPE、AIC、HQIC、SBIC這6個準(zhǔn)則作為判斷依據(jù)，最優(yōu)滯后階數(shù)的信息準(zhǔn)則如表3所示。

表3 VAR模型滯后階數(shù)的確定

如表3所示，4個準(zhǔn)則(LR、FPE、AIC、HQIC)都顯示滯后4階較合理。因此本文最優(yōu)滯后階數(shù)確定為4階，并運用VAR(4)模型對變量LNFR、LNFE、LNPGDP進行深入分析。

(四)基于多元協(xié)整的VAR估計

根據(jù)上文，LNFR、LNFE、LNPGDP之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，可以將LNFR、LNFE、LNPGDP當(dāng)作內(nèi)生變量，建立基于多元協(xié)整的VAR(4)模型。通過STATA軟件進行估計，可以寫出標(biāo)準(zhǔn)的VAR(4)模型如下：

LNPGDPt=0.92LNPGDPt-1-0.54LNPGDPt-3-0.32LNPGDPt-3+0.15LNPGDPt-4-0.31LNFEt-1-0.05LNFEt-2-0.26LNFEt-3-0.19LNFEt-4+0.43LNFRt-1+0.49LNFRt-2+0.51LNFRt-3+0.29LNFRt-4+2.81+εt

LNFEt=-1.1LNPGDPt-1-0.64LNPGDPt-2+0.4LNPGDPt-3+0.13LNPGDPt-4-0.03LNFEt-1-1.29LNFEt-2-0.45LNFEt-3+0.07LNFEt-4+1.29LNFRt-1+1.53LNFRt-2+1.38LNFRt-3-0.75LNFRt-4+6.79+εt

LNFRt=-1.24LNPGDPt-1-0.45LNPGDPt-2+0.18LNPGDPt-3+0.15LNPGDPt-4-0.54LNFEt-1-1.28LNFEt-2-0.3LNFEt-3+0.07LNFEt-4+1.7LNFRt-1+1.56LNFRt-2+1.11LNFRt-3-0.49LNFRt-4+8.27+εt

VAR(4)模型估計結(jié)果顯示AIC、HQIC、SBIC值比較小，模型構(gòu)建效果良好。與此同時，上述三個方程的擬合優(yōu)度分別為0.9994、0.9961、0.9962，擬合效果良好。從上述方程可知：對于變量LNPGDP而言，成都市人均GDP受自身滯后一期影響較大，滯后一期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加1%，將會促進當(dāng)前經(jīng)濟增長0.92%；財政支出的滯后期對當(dāng)前經(jīng)濟都是消極影響，滯后一期的財政支出增加1%，將會阻礙當(dāng)前經(jīng)濟增長0.31%；財政收入的滯后期對當(dāng)前經(jīng)濟都是積極影響，滯后三期的財政收入增加1%，將會促進當(dāng)前經(jīng)濟增長0.51%。

(五)VAR模型平穩(wěn)性檢驗

如果建立的VAR模型是不穩(wěn)定的，就無法做進一步的脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，因此需要對VAR(4)模型的穩(wěn)定性進行檢驗。如果所構(gòu)建的VAR模型是穩(wěn)定的，其特征方程的特征根的絕對值要求小于1，即要求所有特征值均在單位圓之內(nèi)，否則構(gòu)建的是不平穩(wěn)模型。檢驗結(jié)果如圖2所示，VAR(4)模型的12個特征值均在單位圓內(nèi)；但有三個根十分接近單位圓，這反映了有些沖擊具有較強的持續(xù)性。總之VAR(4)模型通過了穩(wěn)定性檢驗，本文構(gòu)建的模型是穩(wěn)定的。

圖2 VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

(六)Granger因果檢驗

上文協(xié)整檢驗結(jié)果表明，成都市財政支出與經(jīng)濟增長存在長期均衡的關(guān)系：成都市財政支出的增加促進了經(jīng)濟增長，財政收入的增加促進了財政支出的增加。但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步驗證，因此需要用格蘭杰因果關(guān)系進行統(tǒng)計意義上的檢驗，檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

從表4分析可知：在以LNPGDP為被解釋變量的方程中，變量LNFE系數(shù)的聯(lián)合顯著性相應(yīng)的P值為0，強烈拒絕“LNFE不是LNPGDP的格蘭杰原因”的原假設(shè)；變量LNFR系數(shù)的聯(lián)合顯著性相應(yīng)的P值也為0，強烈拒絕“LNFR不是LNPGDP的格蘭杰原因”。在以LNFE為被解釋變量的方程中，變量LNFR的卡方統(tǒng)計量為19.32，相應(yīng)的P值為0.001，可以拒絕“LNFR不是LNFE的格蘭杰原因”的原假設(shè)。在以LNFR為被解釋變量的方程中，變量LNFE的卡方統(tǒng)計量為10.44，相應(yīng)的P值為0.034，在5%的水平下可以拒絕“LNFE不是LNFR的格蘭杰原因”的原假設(shè)。

因此，成都市財政支出增加是人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加的格蘭杰原因，成都市財政收入增加是人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加的格蘭杰原因，財政收入、財政支出對經(jīng)濟增長具有拉動效應(yīng)。財政收入與財政支出互為格蘭杰原因，但經(jīng)濟增長卻不是對財政收入、財政支出的格蘭杰原因，成都市經(jīng)濟增長并不導(dǎo)致財政收支的變化，經(jīng)濟增長對財政收支增加沒有預(yù)測能力。

(七)脈沖響應(yīng)分析

在估計VAR模型之后，就可以畫脈沖響應(yīng)圖，進行脈沖響應(yīng)分析，觀察某些變量的沖擊給其它變量帶來的影響。在VAR(4)模型的基礎(chǔ)上，通過STATA軟件得到的脈沖響應(yīng)圖見圖3。

圖3 脈沖響應(yīng)圖

圖3的脈沖響應(yīng)圖中包含9個小圖,每個圖的標(biāo)題依次為“irfname”(此處為PER)，“impulse variable”(脈沖變量),以及“response variable”(響應(yīng)變量)。具體來說，第二行的三個小圖均以LNFR為脈沖變量,從左至右依次描繪對變量LNFE、LNFR、LNPGDP 的動態(tài)效應(yīng)。考慮到上文中格蘭杰因果關(guān)系檢驗的結(jié)果，本文主要分析LNPGDP對LNFE、LNFR脈沖響應(yīng)和LNFE與LNFR互相之間的脈沖響應(yīng)，它們的脈沖響應(yīng)見圖4-7。

圖4 LNPGDP對LNFE的脈沖響應(yīng)

圖4顯示，在整個分析期內(nèi)，LNPGDP對LNFE的響應(yīng)水平大于0。LNFE的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，將使得未來的LNPGDP在短期內(nèi)從0%上升，在前2期上升速度較緩慢，3-5期上升速度明顯加快，在6-7期達到峰值約8%，隨后該沖擊影響慢慢下降，最終維持在5%的水平上，且最初LNFE的沖擊影響會長期存在。因此，成都市財政支出的增長并不能持續(xù)推動區(qū)域經(jīng)濟增長，在達到某一臨界值后，財政支出增加對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進速度會下降，但就整體而言，促進作用會一直存在。

圖5 LNPGDP對LNFR的脈沖響應(yīng)

根據(jù)圖5，在整個分析期內(nèi)，LNPGDP對LNFR的脈沖響應(yīng)函數(shù)時間路徑表現(xiàn)為前期較窄，后期逐漸變寬，LNPGDP對LNFR的響應(yīng)水平始終為正；LNPGDP的響應(yīng)存在滯后期，LNPGDP從0%不斷上升，并在第5期達到最大值約為4.5%后趨于穩(wěn)定。此外，最初的影響同樣也會長期存在。由此可見，在初期，成都市財政收入的增長可以快速推動區(qū)域經(jīng)濟增長，隨著財政收入的不斷增加，最終的促進作用會趨于穩(wěn)定，但這個促進作用遠低于財政支出對經(jīng)濟增長的作用。

圖6 LNFR對LNFE的脈沖響應(yīng)圖

圖7 LNFE對LNFR的脈沖響應(yīng)

由圖6可知，在整個分析期內(nèi)，LNFR對LNFE的響應(yīng)水平為正，響應(yīng)水平在前5期會迅速上升，隨后逐漸下降并維持在一個10%左右的水平上。根據(jù)圖7，從LNFR對LNFE的沖擊影響來看，響應(yīng)水平也始終為正，在開始時為零，此后開始迅速上升，這個過程一直持續(xù)到第5期，隨后有起伏地下降，最后維持在5%的水平上。這說明成都市財政收入與財政支出在一定程度上有著相互促進作用，在前期二者的相互促進作用會穩(wěn)步提高，后期這種作用會趨于穩(wěn)定。但就長期來看，財政支出對財政收入的促進作用大于財政收入對財政支出的促進作用。

(八)預(yù)測方差分解分析

為更清楚掌握LNFE、LNFR對于LNPGDP的相對重要性，獲得具體的貢獻率，因此需要對變量LNFE、LNFR、LNPGDP進行預(yù)測誤差方差分解，具體方差分解結(jié)果如表5所示。

表5 方差分解結(jié)果

由表5可知，通過LNPGDP的預(yù)測誤差方差分解可知，對LNPGDP進行向前1期預(yù)測，預(yù)測方差完全來自LNPGDP本身；對LNPGDP做10期的預(yù)測，來自本身的預(yù)測誤差僅為5.4%,但來自LNFE的預(yù)測方差為67.7%。LNPGDP受到的沖擊前期主要是自身因素，后期受LNFE的影響較大。LNPGDP受自身的沖擊逐年下降，從第一期的100%下降到第十期僅為5%。財政支出和財政收入初期承載為0，到第十期分別為67.7%、26.9%。LNFE對LNPGDP的沖擊前期上升緩慢，由第一期的0%上升到第三期的6.7%，但到第4期其貢獻度迅速上升到24.7%，然后隨著滯后期的增加逐漸上升到第10期的67.7%。而LNFR對LNPGDP的沖擊前期上升較快，由第一期的0%上升到第五期的37%，其后期的沖擊作用趨于穩(wěn)定，維持在30%水平左右。前期LNFE的沖擊作用小于LNFR，但后期LNFE的沖擊作用大于LNFR。

通過對LNFE方差分解結(jié)果可以看出，LNFE的波動主要來自于自身的沖擊，LNFE對自身的貢獻度在65%水平上趨于穩(wěn)定。在第1期，LNFR對LNFE的貢獻度完全沒有，LNPGDP對LNFE的貢獻度為33.8%。LNPGDP對LNFE的沖擊作用整體隨著滯后期的增加而減弱，在第10期僅為4.4%。LNFR對LNFE的貢獻度在前期逐年增加，最大貢獻度為第6期的30.9%；在第6期后,以極其緩慢的速度下降，到第10期仍有27%的貢獻度。前期LNPGDP的沖擊作用大于LNFR的沖擊作用，到后期，LNFR的沖擊作用明顯大于LNPGDP。

利用LNFR的方差分解結(jié)果可知，LNFE對LNFR的貢獻度最高，在第1期為57.7%，在第2期之后，沖擊逐年增加，到第10期上升為69.4%。LNFR的變動受自身的沖擊前期快速上升，隨后從第6期開始緩慢下降。在前2期LNPGDP對LNFR的沖擊大于LNFR對本身的沖擊，且LNPGDP的沖擊逐年緩慢下降，第10期的貢獻度為4.4%，在此之后,LNFR對本身的沖擊大于LNPGDP對LNFR的沖擊，在第10期，本身的貢獻度為26.1%，比LNPGDP高21.6%。

五、結(jié)論及對策建議

(一)結(jié)論

本文基于成都市1990-2019年的宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以財政收支與經(jīng)濟增長為研究對象，在穩(wěn)定性檢驗及協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，建立VAR模型，運用Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解方法，對財政收支與經(jīng)濟增長關(guān)系進行了實證研究，主要研究結(jié)論如下：(1)協(xié)整檢驗結(jié)果表明，成都市財政支出、財政收入、經(jīng)濟增長在長期內(nèi)存在長期的均衡關(guān)系。在長期中，財政收入的增加會促進經(jīng)濟增長，同時也會促進財政支出的增加，經(jīng)濟增長的財政收入彈性為0.567，財政收入每變動1%，財政支出增加1.031%。(2)VAR模型估計表明，成都市經(jīng)濟增長受自身滯后一期影響較大，滯后一期的人均地區(qū)生產(chǎn)總值增加1%，將會促進當(dāng)前經(jīng)濟增長0.92%；財政支出的滯后期對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負作用；財政收入的滯后期對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。(3)Granger因果檢驗表明，成都市的財政支出、財政收入能促進成都市的經(jīng)濟增長，財政支出、財政收入是區(qū)域經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，但成都市的經(jīng)濟增長卻不是財政收入、財政支出的格蘭杰原因，即經(jīng)濟增長并不導(dǎo)致財政收支的變化，二者都是單向的因果關(guān)系。成都市的財政支出是財政收入的格蘭杰原因,成都市財政收入也是財政支出的格蘭杰原因，二者的因果關(guān)系是雙向的。(4)方差分解結(jié)果表明，成都市經(jīng)濟增長的貢獻度前期主要來自于自身經(jīng)濟的增長，后期主要來自于財政支出，財政收入與財政支出的貢獻后期都趨于穩(wěn)定。前期財政收入對經(jīng)濟增長的貢獻度高于財政支出，但后期財政支出的貢獻度遠超過財政收入的貢獻度，約2.5倍。

(二)對策建議

本文基于成都市財政收入、財政支出、經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)合區(qū)域特點，提出以下對策建議：

第一，成都市政府應(yīng)該深謀遠慮、科學(xué)規(guī)劃，積極完善本地的財政政策。一方面要保證財政收入的來源，加強地方與中央的聯(lián)系，充分發(fā)揮各方積極性和創(chuàng)造性，不斷完善各種稅收制度、法律法規(guī)，加強部門監(jiān)管和宣傳，積極培養(yǎng)公民合法納稅的意識，避免偷稅、漏稅情況發(fā)生；另一方面持續(xù)擴大財政支出的規(guī)模，增加本地的總需求，提高財政支出的效率，完善財政支出的結(jié)構(gòu)，積極支持經(jīng)濟建設(shè)、科教文衛(wèi)、社會保障及就業(yè)等項目發(fā)展，為經(jīng)濟長期增長提供政策支持。

第二，基于成都市財政收入與財政支出規(guī)模二者之間的雙向的格蘭杰原因關(guān)系，政府應(yīng)該正確認識到財政收入、財政支出是彼此影響、相輔而行的，不能忽略其中任何一個角色的力量，即不能只征稅，而不擴大支出，或者只擴大支出，而不進行征稅，二者只有形成良好的穩(wěn)定關(guān)系，才能相得益彰，才能促進本地經(jīng)濟增長。此外，基于成都市經(jīng)濟增長的方差結(jié)果，相關(guān)政府部門在制定政策時，更應(yīng)該注重財政支出規(guī)模后期對拉動本地經(jīng)濟的巨大作用。

第三，由于成都市財政收入、財政支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)尚不明顯，因此應(yīng)該正確認識財政政策對推動經(jīng)濟增長的作用。推動本地經(jīng)濟增長不能過度依靠各種財政政策，應(yīng)堅持以經(jīng)濟建設(shè)為中心，抓住成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈建設(shè)機遇，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，注重區(qū)域產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級、區(qū)域協(xié)同發(fā)展。同時，政府應(yīng)該合理運用財政政策，完善財政結(jié)構(gòu)，保證本地財政運行狀況良好，使政策的效果能最大化，努力把成渝地區(qū)打造成全國高質(zhì)量發(fā)展的新動力源。