浙江地方財政收入與經濟增長的實證分析

郭 鷹

(浙江省社會科學院 經濟研究所，杭州 310025)

一個地區財政收入的增長主要取決于當地經濟的增長情況。研究和探討地方財政收入與地方經濟增長之間的規律，對于完善地方財稅政策，深化地方財稅改革，促進地方經濟與地方財政的良性循環，具有非常重大的意義。按目前財政體制，各地省級財政總收入可分為“上劃中央收入”和“地方財政收入”兩大部分。其中地方財政收入部分又可以細分為稅收收入和非稅收入兩個部分，前者主要包括營業稅、企業所得稅、增值稅的地方留成和個人所得稅的地方留成、城市維護建設稅、房產稅、印花稅等;后者主要包括專項收入、罰沒收入、行政事業性收費、農業稅收、國有企業虧損補貼和其他收入等等。

地方財政收入對地方經濟的發展具有重要作用，主要體現在支撐地方政府職能的實現、滿足地方經濟發展的需要和保證地方經濟社會穩定協調發展等各個方面。關于財政收入與經濟增長之間的關系，國內許多學者做了一些研究，例如:李進江通過回歸計算、協整關系檢驗和誤差修正模型的建立，提出“財政收入和GDP對數形式為同階單整序列”，認為“浙江財政收入和GDP的對數形式之間存在線性協整關系，并受滯后一期財政收入對數的影響”［1］。韋邦榮和楊玉生通過對財政收入與GDP兩者之間存在Granger因果關系研究，認為“在滯后階數為1的情況下，兩者存在雙向因果關系，在滯后階數為2或4的情況下，GDP和財政收入之間只存在單向因果關系，GDP增長是財政收入增長的決定性因素”［2］。龐瑞芝、張志超運用回歸模型、自回歸分布滯后模型和誤差修正模型(ECM)對我國經濟轉軌時期國家財政收入增長與GDP增長關系進行研究，提出“財政收入和GDP增長之間不存在長期協調關系”［3］。但是，朱廣平和石鳳琴卻發現“我國東部地區的經濟增長率基本快于中西部地區特別是西部地區的經濟增長率，而財政稅收收入的增長卻出現了相反的情況，即西部地區的財政收入增長率遠快于東部地區，中部地區的財政收入增長率在多數年份也是快于東部地區”［4］。劉思東、童小嬌采用動態建模方法以揭示短期波動和長期均衡關系，運用協整理論對湖南省的財政收入與經濟增長情況進行了分析，并建立一個誤差修正模型對兩者之間的關系進行擬合，認為“財政收入在長期取決于經濟增長，GDP的短期變動對財政收入確實有著顯著的影響，同時財政收入在短期內還受季節波動的影響”［5］。李廣舜則利用回歸分析和因素分析方法對新疆財政收入與經濟增長做了相關性分析，認為“二者之間具有較好的正相關關系”［6］。

但是，上述研究既沒有考慮我國目前分稅制管理的體制，也沒有考慮中央和地方實行的稅種分成，這些研究主要集中在財政總收入方面，而針對地方財政收入與地方經濟增長關系的研究尚為空白。尤其是以往的研究主要集中在國家或省級的層面，對于地、市級層面的研究很少。因此，本文擬以浙江省為樣本，采用浙江11個地市的面板數據進行深度分析，挖掘財政收入與經濟增長之間的關系，從而克服以往使用時間序列或截面數據，特別是用OLS方法進行估計所導致的各種缺陷如:樣本容量過小，估計方法偏簡單，且不能同時反映各個區域本身的動態變化的特征和各區域間的靜態差異情況，以及由此而導致的模型擬合效果不夠理想，估計結果可信度不高等缺陷。

1 實證模型及數據來源

為了進一步探討地方財政收入與地方經濟增長的關系，本研究建立如(1)式所示的面板數據分析模型，為了消除序列的異方差，對面板模型進行了對數化處理。

其中，Y為經GDP平減指數平減后的地區生產總值變量，代表一個地區的經濟增長水平;F為經居民消費價格平減指數平減后的地方財政收入變量;n表示浙江省的11個市，取值范圍是1～11，依次代表杭州市、寧波市、嘉興市、湖州市、紹興市、舟山市、溫州市、金華市、衢州市、臺州市和麗水市;t為時間變量，分別表示1995—2008年的不同年度;Unt為隨機擾動項。

由于1994年我國進行了稅收制度的重大改革，對地方財政收入的統計口徑前后發生了很大的變化，要將口徑調整到一致存在一定的困難。所以本研究采用1995—2008年的統計數據，面板數據分別取自各年度《浙江省統計年鑒》及上述11個市各年度的統計年鑒，并經過必要的整理。估計的分析軟件為Eviews 6.0。

2 實證分析及結果

2.1 平穩性檢驗

在做協整檢驗之前，首先需要對地區經濟增長(lnY)和地方財政收入(lnF)變量的水平值和一階差分值進行平穩性檢驗，檢驗的方法分別是IPS(W)方法、LLC方法、ADF-Fisher方法和PP-Fisher方法，檢驗結果如表1所示。從檢驗結果中可以看出，雖然各變量的水平值不平穩，但經過一階差分后，都通過了置信度為1%的單位根檢驗，所有變量都變得平穩。由此可以得出，浙江各市所有的變量都是一階單整的，各市各個變量之間可能存在著協整關系。

表1 單位根檢驗結果

2.2 協整檢驗

面板協整檢驗我們采用Johansen方法(滯后期取最大值11)，分別觀察Fisher聯合λ-max統計量和Fisher聯合跡統計量，檢驗結果如表2所示。

表2 協整檢驗結果

從表2的檢驗結果可以看出，浙江11個市的經濟增長和地方財政收入的面板數據之間僅存在一個協整關系。

2.3 面板數據模型的選擇與回歸結果

根據截距項α和系數項β的不同，面板數據模型(1)可以分為以下3種類型:

因為面板數據包括橫截面和時間兩維的數據，所以研究面板數據第一步需要確定模型究竟是屬于上述3種類型的哪一種。如果模型設定不正確，估計結果與實際將相差甚遠，會造成很大的偏差。在這一步廣泛使用的方法是協方差分析檢驗，主要檢驗兩個假設:

如果接受假設H2，則采用混合模型。如果拒絕假設H2，還需進一步檢驗假設H1，如果接受假設H1，則采用變截距模型;否則采用無約束模型①。

在判斷模型具體形式的過程中，經計算可得到F2=0.487 8②。在給定1%的顯著性水平下，查F分布表，相應的臨界值為:F(20，132)=1.88。因為F2＜1.88，因此接受H2。模型采用混合模型(也稱無個體影響的不變系數模型)。因為不同區域之間的經濟發展可能存在較大差異，為了減少橫截面異方差可能造成的回歸影響，我們選取了“廣義最小二乘法”，即GLS方法，同時采用Cross-section SUR截面加權。

從而我們可以得出一個協整方程:

因此可以看出，模型總體擬合度較好，達到99.56%，DW值接近2，所以殘差不存在序列相關性。

通過以上分析，我們可以得到以下結果:

1)浙江經濟增長對地方財政收入具有一定的促進作用，彈性系數為0.56，即經濟增長每提升1%，地方財政收入增長0.56%;

2)在浙江同一省份內，各地市經濟增長對地方財政收入的推進水平類同，不存在明顯的差異性。

3 結語

地方財政收入與經濟增長是相輔相成、相互影響的。大力發展地方經濟，提高GDP的增長率，也就提高了地方財政收入。國民經濟各產業在收入水平、適用稅種和稅率等方面有明顯差異，提供稅收的能力并不一樣，按照我國現行稅制以及產業特點，第二、第三產業比第一產業的宏觀稅負要高。浙江省是東部沿海地區經濟發展較快的省份之一，應充分發揮自身優勢，“調結構、促轉型”，把加快轉變經濟發展方式作為深入貫徹落實科學發展觀的重要目標和戰略舉措，在發展中促轉型，在轉型中謀發展，大力發展地方經濟，從而促進地方財政收入與地方經濟的協調發展。

注釋:

①在檢驗的過程中對應假設H1和H2，分別構造檢驗統計量和 F=1

② F2為H2檢驗過程中構造的檢驗統計量，其中:N=11，k=1，T=14。

［1］李進江.浙江財政收入與GDP協調性的動態分析［J］.浙江統計，2004(7):21-22.

［2］韋邦榮，楊玉生.中國財政收入與GDP之間關系的協整分析與誤差修正模型研究［J］.統計與信息論壇，2006(1):49-53.

［3］龐瑞芝，張志超.轉軌時期我國財政收入增長與GDP增長關系的實證研究［J］.天津商學院學報，2002(3):54-58.

［4］朱廣平，石鳳琴.中國地區經濟增長與財政收入增長逆向變動格局研究［J］.經濟評論，2002(1):64-69.

［5］劉思東，童小嬌.湖南省財政收入與經濟增長的動態關系［J］.長沙交通學院學報，2006(4):88-91.

［6］李廣舜.新疆財政收入與經濟增長相關關系分析［J］.烏魯木齊成人教育學院學報，2006(4):66-69.