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摘要:利用协整理论对1978—2006年天津市财政收入与GDP之间的关系进行实证研究,结论是:天津市财政收入与GDP之间存在长期稳定均衡的协整关系和短期动态调整机制;天津市财政收入与GDP之间存在Granger因果关系;通过误差修正模型可以具体解释协整关系背后的内在原因和作用机制。
关键词:财政收入;误差修正模型;Granger因果关系
中图分类号:F810.4文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)20-0034-03
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(GDP)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。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。而财政收入与经济发展水平即GDP的关系是本文的研究重点。近年来,国内学者做了大量工作。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弹性过低,财政收入与GDP增长之间不存在协整关系[1];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[2];彭志捌,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[3]。陈新(2006)通过财政收入和GDP 的数据研究,建立了财政收入同GDP之间的一元线性回归模型[4]。
通过上述文献的问题,可以看出,国内多数学者对财政收入与GDP之间关系研究,更多的是关注比重问题,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,直接进行回归分析,容易产生虚假回归的问题,从而导致所建模型毫无解释意义。另外对拥有即将成为中国经济第三个支撑点(滨海新区)的天津市的财政收入与GDP关系的研究少之又少。本文将采用近年来广泛使用的协整理论,并利用天津市相关年份的数据进行分析,在协整检验的基础上,建立误差修正模型。
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相关的随机变量必须具备平稳的特性,否则容易产生虚假回归的问题。考虑到本文采用的时间序列可能存在非平稳性,因此首先应对各变量分别进行单位根检验以判定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格兰杰(Granger)因果关系进行检验。
(一)变量时间序列的平稳性检验
变量的平稳性检验的主要方法是单位根检验,根据变量的不同分布特征,常用的有DF检验法,ADF检验法。因为实际的经济时间序列通常不会是一个简单的一阶自回归过程AR(1),所以带有被解释变量差分滞后项的ADF检验法较为常用。其模型为:
其中ECM是误差修正项,即协整方程中的残差项e。在误差修正模型中,既有描述变量长期关系的参数,又有描述变量短期关系的参数;既可以研究经济问题的静态(长期)特征,又可研究其动态(短期)特征。
(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,需要进一步检验。如果变量x有助于预测y,即在对y做自回归分析时,如果加上x的滞后值能够显著的增强回归能力,则称x是y的Granger原因,也就是x中包含了预测y的有效信息。格兰杰因果性检验式如下:说明x是y的“Granger原因”。反之亦反。
三、检验结果
(一)数据处理
本文用于分析的数据分别来自于《天津统计年鉴》(2007),《中国财政年鉴》(2007),样本数据为1978—2006年的年度数据,财政收入(CZSR)和地区生产总值(GDP)的数据均为按当年价格计算,见图1。由于数据的自然对数变换不会改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中的异方差,所以对实际的财政收入(CZSR)和实际的地区生产总值(GDP)进行自然对数变换,变换后的变量分别用LCZSR和LGDP表示,其变化趋势如图2。
从图2可以看出,LCZSR和LGDP都有不断增长的趋势,并且方向较为一致,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ΔLGDP和ΔLCZSR表示,其变化情况如图3,从图3 中可以看出,一阶差分变换后的变量的时间序列变得较为平稳。
(二)财政收入与GDP的单位根检验
本文使用EVIEWS5.1计量软件对各变量分别进行ADF检验,检验结果见表1。由表1看出,所有变量的对数序列在5%和1%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5%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LCZSR和LGDP均为一阶单整过程,即LCZSR,LGDP～I(1),可以利用“Engle Granger两步法”来检验其协整关系。首先对LCZSR和LGDP进行协整回归,得协整方程为:很显然,常数项的t值不能通过显著性检验,说明模型中不存在常数项;DW值太小,说明存在正自相关。因此,加入解释变量和被解释变量的滞后因素,对LCZSR和LGDP之间的协整关系重新估计。根据SIC准则选择各变量的滞后阶数,得到如下方程:
各项系数均显著,并能通过各项统计检验,因此协整方程(9)的拟合优度很好。
(四)财政收入与GDP的Granger因果关系检验
由于LGDP与LCZSR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是财政收入的决定因素,而财政收入不是GDP的决定因素。因此,一般来说,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
根据协整检验,尽管天津市的财政收入和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,天津市的财政收入与GDP之间具有统计上的高度相关性。从误差修正模型来看,短期内天津市的财政收入与GDP之间存在动态调整机制,由于误差项的存在,可以自动实现二者之间的长期均衡关系。
参考文献:
[1]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.
[2]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.
[3]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):329-33.
[4]陈新.我国财政收入与GDP关系的研究[J].当代经理人,2006,(4).
[责任编辑 王 佳]
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”
关键词:财政收入;误差修正模型;Granger因果关系
中图分类号:F810.4文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)20-0034-03
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(GDP)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。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。而财政收入与经济发展水平即GDP的关系是本文的研究重点。近年来,国内学者做了大量工作。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弹性过低,财政收入与GDP增长之间不存在协整关系[1];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[2];彭志捌,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[3]。陈新(2006)通过财政收入和GDP 的数据研究,建立了财政收入同GDP之间的一元线性回归模型[4]。
通过上述文献的问题,可以看出,国内多数学者对财政收入与GDP之间关系研究,更多的是关注比重问题,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,直接进行回归分析,容易产生虚假回归的问题,从而导致所建模型毫无解释意义。另外对拥有即将成为中国经济第三个支撑点(滨海新区)的天津市的财政收入与GDP关系的研究少之又少。本文将采用近年来广泛使用的协整理论,并利用天津市相关年份的数据进行分析,在协整检验的基础上,建立误差修正模型。
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相关的随机变量必须具备平稳的特性,否则容易产生虚假回归的问题。考虑到本文采用的时间序列可能存在非平稳性,因此首先应对各变量分别进行单位根检验以判定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格兰杰(Granger)因果关系进行检验。
(一)变量时间序列的平稳性检验
变量的平稳性检验的主要方法是单位根检验,根据变量的不同分布特征,常用的有DF检验法,ADF检验法。因为实际的经济时间序列通常不会是一个简单的一阶自回归过程AR(1),所以带有被解释变量差分滞后项的ADF检验法较为常用。其模型为:
其中ECM是误差修正项,即协整方程中的残差项e。在误差修正模型中,既有描述变量长期关系的参数,又有描述变量短期关系的参数;既可以研究经济问题的静态(长期)特征,又可研究其动态(短期)特征。
(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,需要进一步检验。如果变量x有助于预测y,即在对y做自回归分析时,如果加上x的滞后值能够显著的增强回归能力,则称x是y的Granger原因,也就是x中包含了预测y的有效信息。格兰杰因果性检验式如下:说明x是y的“Granger原因”。反之亦反。
三、检验结果
(一)数据处理
本文用于分析的数据分别来自于《天津统计年鉴》(2007),《中国财政年鉴》(2007),样本数据为1978—2006年的年度数据,财政收入(CZSR)和地区生产总值(GDP)的数据均为按当年价格计算,见图1。由于数据的自然对数变换不会改变原来的协整关系,并能使其趋势线性化,消除时间序列中的异方差,所以对实际的财政收入(CZSR)和实际的地区生产总值(GDP)进行自然对数变换,变换后的变量分别用LCZSR和LGDP表示,其变化趋势如图2。
从图2可以看出,LCZSR和LGDP都有不断增长的趋势,并且方向较为一致,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ΔLGDP和ΔLCZSR表示,其变化情况如图3,从图3 中可以看出,一阶差分变换后的变量的时间序列变得较为平稳。
(二)财政收入与GDP的单位根检验
本文使用EVIEWS5.1计量软件对各变量分别进行ADF检验,检验结果见表1。由表1看出,所有变量的对数序列在5%和1%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5%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LCZSR和LGDP均为一阶单整过程,即LCZSR,LGDP～I(1),可以利用“Engle Granger两步法”来检验其协整关系。首先对LCZSR和LGDP进行协整回归,得协整方程为:很显然,常数项的t值不能通过显著性检验,说明模型中不存在常数项;DW值太小,说明存在正自相关。因此,加入解释变量和被解释变量的滞后因素,对LCZSR和LGDP之间的协整关系重新估计。根据SIC准则选择各变量的滞后阶数,得到如下方程:
各项系数均显著,并能通过各项统计检验,因此协整方程(9)的拟合优度很好。
(四)财政收入与GDP的Granger因果关系检验
由于LGDP与LCZSR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是财政收入的决定因素,而财政收入不是GDP的决定因素。因此,一般来说,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
根据协整检验,尽管天津市的财政收入和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,天津市的财政收入与GDP之间具有统计上的高度相关性。从误差修正模型来看,短期内天津市的财政收入与GDP之间存在动态调整机制,由于误差项的存在,可以自动实现二者之间的长期均衡关系。
参考文献:
[1]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.
[2]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.
[3]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):329-33.
[4]陈新.我国财政收入与GDP关系的研究[J].当代经理人,2006,(4).
[责任编辑 王 佳]
注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”