關于我國財政支出與稅收的協(xié)整研究

1、關于我國財與稅收的協(xié)；=鼉ili饕罄繇臻|毒墓％蘩i鍪毯|《％爨l(xiāng)||《囂；g|罄甏《罄罄|甏懿甏||爨|：贛||毳|贛|：蒸|||g熬‰《鼙蒸|鬣贛蘩《＆毽|l|《|豢|||‰：||1％||||l霉毳l霉l《霉％lll|鬟％鬻l黼糕l《褥鬻《鬻l|鼉镕i文＼周瑞紅自從1978年我國實行經濟改革和對外開放政策以來，國民經濟從整體上看，經歷了一個穩(wěn)定高速的發(fā)展時期。在此期間，我國面對各種復雜多變的國際國內背景，仍然能夠從整體上良好地控制整

2、個國民經濟的發(fā)展態(tài)勢，在國民經濟發(fā)展、脫貧致富方面取得舉世矚目的成績，這與我國一直以來實行的穩(wěn)健的財政政策分不開的。堅持量人為出還是量出為人也一直是財政理論界爭論的焦點。由于財政收入通?？煞譃槎愂蘸推渌杖雰纱箢?，根據歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中的統(tǒng)計數據，我們發(fā)現(xiàn)從1980年到2003年，稅收一直是財政收入的主要來源。因此，研究財政支出與稅收的關系對確定財政支出規(guī)模和合理制定稅收政策具有重要意義。本文根據協(xié)整理論對財政支出與稅收之間的關系進

3、行實證分析，以期發(fā)現(xiàn)它們之間的長期穩(wěn)定關系。協(xié)整概念是20世紀80年代由恩格爾——格蘭杰(En醇e—GraJlger)提出的，后經眾多的計量經濟學家發(fā)展成為協(xié)整理論和誤差修正模型(EcM)。協(xié)整理論認為，在實際生活中，多數經濟時間序列都是非平穩(wěn)的，經濟時間序列的某種線性組合卻有可能是平穩(wěn)的。例如凈收入與消費，工資與價格，貨幣流通量與價格水平等等。看起來這些變量之間不會存在任何的均衡關系，但事實上，它們的線性組合卻是平穩(wěn)序列。若從經濟意義

4、上來理解，就是指這些經濟變量之間存在著長期穩(wěn)定關系。而認識經濟變量間的這種長期穩(wěn)定關系，對于掌握經濟規(guī)律、制定經濟政策具有重要的現(xiàn)實意義。本文之所以采用協(xié)整分析技術方法，就是因為財政支出與稅收都是非平穩(wěn)變量，若對它們使用經典經濟計量模型，很可能導致偽回歸問題出現(xiàn)，從而使回歸估計結果失去實際經濟意義。若用簡單差分變量模型，雖避免了非平穩(wěn)問題，但又會由于差分處理而導致長2。os3④刪芻絮詢期信息損失，而協(xié)整分析方法卻恰好可以彌補這些缺陷，有

5、效地克服傳統(tǒng)的計量分析技術在進行非平穩(wěn)時間序列分析時所面臨的種種困境，且只有當變量之間存在協(xié)整關系時，線性回歸才具有現(xiàn)實意義。因此，本文就我國自1980年至2003年間財政支出與稅收的實際數據進行實證分析，希望能夠發(fā)現(xiàn)它們之間的關系。以Ex表示財政支出總額，TAx表示稅收總額。為了消除異方差，對這兩個時序變量取自然對數，分別表示為LNEx、LNTAx。本文的研究步驟為：首先分析各變量的平穩(wěn)性，在此基礎上分析他們的Granger因果關系，

6、最后檢驗變量之間的協(xié)整關系，并建立誤差修正模型(ECM)。一、時間序列的平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)根據協(xié)整理論，只有具有相同單整階數的兩個變量才有可能存在長期均衡關系。因此，在檢驗財政支出和稅收的協(xié)整性之前，首先用ADF單位根檢驗方法來檢驗時間序列的單整階數，再進行協(xié)整關系的存在性檢驗。ADF檢驗結果如下(見表1)。表1時間序列LEX、ITA的ADF單位根檢驗變量ADF統(tǒng)計量臨界值AICSC檢驗形式(c，t，k)結論LNEX3883582

7、—2，7570—3817679—3635091(n，n3)不平穩(wěn)LNTAX3662985—27570—3213470一3030882(n，n，3)不平穩(wěn)△LNEX一4755510—40681—4451326—4234074(c，n，3)平穩(wěn)△LTAX一5175765—40687—3812930一359564(c，n，3)平穩(wěn)注：(1)表中數據均是由2003年《中國統(tǒng)計年鑒》中的數據通過軟件eviews31計算得到；(2)檢驗形式中的c和

8、t表示帶有常數項和趨勢項，n表示沒有趨勢項，k表示滯后階數；(3)滯后期k的選擇標準是以Dw值接近2，即檢驗式的隨機誤差項不存在自相關為準則；(4)表示一階差分；(5)臨界值是以1％的顯著水平為標準。萬方數據關于我國財與稅收的協(xié)自從1978年我國實行經濟改革和對外開放政策以來，國民經濟從整體上看，經歷了一個穩(wěn)定高速的發(fā)展時期。在此期間，我國面對各種復雜多變的國際國內背景，仍然能夠從整體上良好地控制整個國民經濟的發(fā)展態(tài)勢，在國民經濟發(fā)展、

9、脫貧致富方面取得舉世矚目的成績，這與我國一直以來實行的穩(wěn)健的財政政策分不開的。堅持量入為出還是量出為人也一直是財政理論界爭論的焦點。由于財政收入通?？煞譃槎愂蘸推渌杖藘纱箢?，根據歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中的統(tǒng)計數據，我們發(fā)現(xiàn)從1980年到2∞3年，稅收一直是財政收入的主要來源。因此，研究財政支出與稅收的關系對確定財政支出規(guī)模和合理制定稅收政策具有重要意義。本文根據協(xié)整理論對財政支出與稅收之間的關系進行實證分析，以期發(fā)現(xiàn)它們之間的長期穩(wěn)定關

10、系。協(xié)整概念是20世紀80年代由恩格爾一一格蘭杰(EngleGranger)提出的，后經眾多的計量經濟學家發(fā)展成為協(xié)整理論和誤差修正模型(ECM)。協(xié)整理論認為，在實際生活中，多數經濟時間，序列都是非平穩(wěn)的，經濟時間序列的某種線性組合卻有可能是平穩(wěn)的。例如凈收入與消費，工資與價格，貨幣流通量與價格水平等等?？雌饋磉@些變量之間不會存在任何的均衡關系，但事實上，它們的線性組合卻是平穩(wěn)序列。若從經濟意義上來理解，就是指這些經濟變量之間存在著長

11、期穩(wěn)定關系。而認識經濟變量間的這種長期穩(wěn)定關系，對于掌握經濟規(guī)律、制定經濟政策具有重要的現(xiàn)實意義。本文之所以采用協(xié)整分析技術方法，就是因為財政支出與稅收都是非平穩(wěn)變量，若對它們使用經典經濟計量模型，很可能導致偽回歸問題出現(xiàn)，從而使回歸估計結果失去實際經濟意義。若用簡單差分變量模型，雖避免了非平穩(wěn)問題，但又會由于差分處理而導致長2005.3$川鉤文飛周瑞紅期信息損失，而協(xié)整分析方法卻恰好可以彌補這些缺陷，有效地克服傳統(tǒng)的計量分析技術在進行

12、非平穩(wěn)時間序列分析時所面臨的種種困境，且只有當變量之間存在協(xié)整關系時，線性回歸才具有現(xiàn)實意義。因此，本文就我國自1980年至2∞3年間財政支出與稅收的實際數據進行實證分析，希望能夠發(fā)現(xiàn)它們之間的關系。以EX表示財政支出總額，TAX表示稅收總額。為了消除異方差，對這兩個時序變量取自然對數，分別表示為LNEX、LNTAX。本文的研究步驟為t首先分析各變量的平穩(wěn)性，在此基礎上分析他們的Granger因果關系，最后檢驗變量之間的協(xié)整關系，并建立

13、誤差修正模型(ECM)。一、時間序列的平穗性檢驗(ADF檢驗)根據協(xié)整理論，只有具有相同單整階數的兩個變量才有可能存在長期均衡關系。因此，在檢驗財政支出和稅收的協(xié)整性之前，首先用ADF單位根檢驗方法來檢驗時間序列的單整階數，再進行協(xié)整關系的存在性檢驗。ADF檢驗結果如下(見表1)。褻1時間序列LEX、LTAX的ADF單位根檢驗變量ADF統(tǒng)計量臨界值AICSC檢驗形式(ct.k)結論LNEX3.8835822.75703.8176793.

14、635091(nn3)不平穩(wěn)LNTAX3.6629852.75703.2134703.030882(nn3)不平穩(wěn)ALNEX4.7555104.06814.451326一4.234074(cn3)平穩(wěn)ALTAX5.1757654.06873.8129303.59564(cn3)平穩(wěn)注:(1)表中數據均是由2∞3年《中國統(tǒng)計年鑒》中的數據通過軟件eviews3.1計算得到(2)檢驗形式中的c和t表示帶有常數項和趨勢項，n表示沒有趨勢項，k

15、表示滯后階數(3)滯后期k的選擇標準是以DW值接近2，即檢驗式的隨機誤差項不存在自相關為準則(4)表示一階差分(5)臨界值是以1%的顯著水平為標準。由AD磁復驗結果(表1)表明，時間序列LNEx、LNTAx都是非平穩(wěn)時間序列，經過一階差分后，都變成平穩(wěn)的。因此，時間序列LNEx、LNTA列牡階單整序列，記為I(1)。二、變量的Granger因果關系檢驗Gmnger和Sims曾提出兩變量單方程線性因果關系的數學模型：o無限制回歸模型：yt

16、_c藝dIy。乞Bix一￡。o有限制回歸模型：y。=c乞僅iyt_l￡。檢驗假設為：x是y的非Gr肌ger原因，即H0：B=B2=LB。檢驗統(tǒng)計量為：F：震譽梁塑蚺：F(q，T_p—q一1)‘RsSlI／(rI’一p—q—1)‘‘、1’‘r1—7其中Rss。是限制性回歸方程估計的殘差平方和，Rss。是非限制型方程估計的殘差平方和，p，q分別為y和x的滯后階數，可以根據赤池信息準則(AIc)來確定；T為樣本容量。在給定的顯著性水平僅下，當

17、計算得統(tǒng)計量FF。(或相應的概率p1541，13515.41，1.35F“(或相應的概取嚴α)時，拒絕原假設，則x是y的Granger原因。Grang陽(1988)指出:如果變罩之間是協(xié)整1的，那么至少存在一個方向上的Granger服困，在非協(xié)整情況下，任例服闊的推斷都是無效的。誦過以上的分析，我們證實了LNEX和LNTAX都去是一階單黯時間序列，這是進行協(xié)整分析的前提。然而，在進行協(xié)整檢險之前，我們還播對這兩個變盤進行Granger因

18、果關系檢瑜，看財政支出與稅收之間到底是誰影響誰，官們的線性組合是否具有實際經濟意義，即確定它們的因果關系。其檢驗結果如表2所示:表2時閥序列LTAX和LEXtl9Granger因果檢瞌NullHypothesis:ObsF甲Statis垣cProbabilityLNTAXdoesnotGrangerCauseLNEX141.488920.33194LNEXdoesnotGrangerCauseLNTAX5.372920.04686注:表

19、中的F是指F統(tǒng)計值.P~是指接受原假設的概率由上表可以看巾，LNTAX不是LNEX的“四“的假設被拒絕(概率為0.33194的小概卒事件發(fā)生，拒絕Nul舊ypothesis)，則LNTAX是LNEX的“劇..LNEX不娃LNTAX的“四“的假設被拒絕(概率為0.04686的小概率事件發(fā)生，拒絕NullHypothess)，則LNEX是LNTAX的“四“。可以得出結論:LTAX與LEX之間存在費服向因果關系。這符合經濟學理論和中國的實際罔