中國財政收入與經濟增長的關系研究

摘要：改革開放以來，中國經濟總量和財政收入快速增長。通過分析1978—2013年中國財政收入的變化特點，運用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗和回歸方程對中國財政收入和經濟增長之間的關系進行實證檢驗。結果表明，經濟增長對財政收入具有正向影響，經濟增長每變化1個百分點，財政收入將同向變化0.95個百分點。

關鍵詞：財政收入；經濟增長；實證分析

中圖分類號：F812文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2014）16-0125-03

一、引言及描述性統(tǒng)計分析

西方經濟學關于“政府”和“市場”的爭論由來已久，從“守夜者”到“看得見的手”再到“宏觀經濟調控者”，政府在經濟發(fā)展中的作用無可替代，而各國的發(fā)展經驗都進一步驗證了政府在經濟發(fā)展進程中的重要角色。政府發(fā)揮促進經濟增長的途徑中，財政支出是最為重要的影響因素，而財政支出在長期則取決于財政收入。回顧改革開放以來中國財政收入和經濟增長的變化趨勢，主要呈現(xiàn)以下特征：

（一）財政收入和GDP呈現(xiàn)高速增長態(tài)勢，近期拐點已現(xiàn)

改革開放以來，中國經濟總量呈現(xiàn)了令世界矚目的高速增長態(tài)勢。1978年，中國GDP為3 645.2億元，到2013年，中國GDP達到5 68845億元，已經躍升為世界第二大經濟體。在經濟總量快速擴張的同時，中國財政收入增長更為迅猛，由1978年的1 132.26億元增加到2013年的129 143億元，大部分年份財政收入增速都超出GDP增速，尤其是分稅制改革以來，進一步強化了這種態(tài)勢。然而，近年來，隨著中國經濟增長放緩，尤其是2012年、2013年中國經濟增長連續(xù)掉入8%以下區(qū)間（連續(xù)兩年均為7.7%），中國財政收入增速也連年降低，2012年、2013年分別僅增長12.9%和10.1%（見圖1）。

（二）財政收入占GDP和財政支出占財政收入比重過高，長期難以為繼

首先，自1994年分稅制改革以來，中國財政收入增速遠高于GDP增速，用財政收入占GDP比重來衡量，這一指標持續(xù)擴大，2013年達到22.7%。其次，財政支出持續(xù)高于財政收入，分稅制改革以來，僅2007年財政收入高于財政支出（見下頁圖2）。第三，財政收入和支出的內部結構不合理，地方財政收入遠遠不及財政支出，2012年中國地方財政收入61 078億元，而財政支出達到107 188億元。第四，地方政府債務治理成為當前政策界關注焦點，審計署公布的截至2013年上半年中國政府性債務規(guī)模近30萬億元，對中國經濟金融安全造成了巨大隱患，因此，分稅制改革、“營改增”等一系列政策選項提上日程。

二、文獻綜述及理論基礎

綜合文獻調研情況來看，已有研究支持財政支出是經濟增長重要影響因素的觀點。西方經濟增長理論認為，政府支出和政府投資是經濟增長的重要來源，哈羅德—多瑪模型證明了這一點，這也是“看得見的手”的關鍵（劉曉紅，2006）。現(xiàn)代新凱恩斯理論將宏觀和微觀有機結合，運用動態(tài)隨機一般均衡分析的方法中政府部門具有重要的地位，而財政收支是重要的考察變量。龐瑞芝（2002）將財政支出促進經濟增長的作用機制總結為以下兩條途徑：一是“財政支出→勞動生產率→有效勞動供給”，二是“財政支出→資本生產率→有效資本供給”。嚴成棵和龔六堂（2010）對中國稅收的經濟增長效應和社會福利損失進行分析，認為稅收的經濟增長效應較小。

關于財政收入與經濟增長的關系研究方面，中國學者也有了豐富的研究成果。谷永芬等（2005）對中國1978—2002年經濟增長如何影響財政收入進行了計量分析，結果表明二者的關系在長期并不存在。而張曉清（2013）基于1978—2010年的數(shù)據(jù)則認為經濟增長對財政收入的作用是長期的，國民生產總值每變化1%，財政收入相應變化0.22個百分點。黃鳳羽（2010）則對近年來中國出現(xiàn)的稅收增長率遠高于GDP增長率的現(xiàn)象進行了剖析。王江宏（2013）運用面板數(shù)據(jù)分析中國18個城市經濟發(fā)展與財政收入增速的變化趨勢發(fā)現(xiàn)地方經濟發(fā)展與財政收入增長具有長期協(xié)整關系，主張?zhí)幚砗秘斦杖肱c經濟增長的長期協(xié)調增速，適當調整中西部地區(qū)，特別是西部地區(qū)的稅收負擔，實現(xiàn)區(qū)域經濟發(fā)展與財政收入良性循環(huán)。

總的來看，這些研究為本文的研究提供了基礎，但也存在明顯的矛盾和不足，或者研究的時間段不一致。本文將基于1978—2013年數(shù)據(jù)，運用計量經濟學方法檢驗財政收入和經濟增長的關聯(lián)關系。

三、實證檢驗及結果分析

本文運用協(xié)整分析、格蘭杰因果關系檢驗、最小二乘擬合等計量經濟學方法對財政收入與經濟增長之間的關系進行驗證分析。樣本數(shù)據(jù)為1978—2013年，為消除異方差性，數(shù)據(jù)都經過自然對數(shù)處理，分別標記為LNREVENUE和LNGDP。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站和歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)處理采用Eviews7.2軟件。

（一）相關性、單位根檢驗及協(xié)整檢驗

通過相關分析可以計算出變量之間的相關系數(shù)矩陣，本文計算出二者的相關系數(shù)為0.98315，屬于高度相關關系；另外，從散點圖（見圖3）也可以看出財政收入和經濟增長之間確實存在高度的線性相關。

對樣本數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗可以有效避免所建立的回歸方程存在偽回歸問題。本文采用ADF方法檢驗兩變量的平穩(wěn)性。結果顯示，財政收入（LNREVENUE）和經濟增長（LNGDP）都屬于非平穩(wěn)序列，而經過一階差分后，兩個變量都是平穩(wěn)的（見下頁表1）。由于兩個變量都是一階單整的，可能存在協(xié)整關系。本文采用E-G兩步法進行檢驗，結果表明二者之間存在協(xié)整關系，說明中國財政收入與經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

（二）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗是測度變量之間因果關系的可靠方法。根據(jù)赤池信息準則，確定滯后期數(shù)為1。在99%的置信水平下，經濟增長是財政收入的Granger原因，而財政收入則并非經濟增長的Granger原因。

（三）回歸方程

因此，本文采用最小二乘法（OLS）擬合的GDP和財政收入的回歸方程如下所示：

Lnrevenue=-1.191661+0.947960lngdp

（-3.624189）（31.36075）

R2=0.966585F=983.4969

由R2=0.966585和F=983.4969可知回歸方程整體的擬合效果較好，常數(shù)項和自變量的系數(shù)（括號內數(shù)字為系數(shù)的t檢驗值）都較為顯著，GDP對財政收入的彈性為0.95，表示GDP每變化1個單位，財政收入則同向變化0.95個百分點。二者的這種關系是長期穩(wěn)定的。

四、結論及啟示

本文對中國財政收入和經濟增長之間的關系進行了描述統(tǒng)計和實證分析，主要得出以下結論：第一，財政收入與經濟增長之間具有同向變化的關系，二者在統(tǒng)計上表現(xiàn)為高度的相關性，但財政收入增速總體高過經濟增速，財政收入占GDP比重持續(xù)上升，財政支出占財政收入比重長期高于100%，不具有可持續(xù)性。第二，協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗表明，財政收入和經濟增長之間具有長期穩(wěn)定的正向相關關系，經濟增長是財政收入的Granger原因。經濟增長對財政收入的彈性為0.95，即GDP每變化1個單位，財政收入同向變化0.95個百分點。根據(jù)上述結論，本文認為應加快稅制改革步伐，優(yōu)化財政收入結構，合理利用財政支出，以此促進長期經濟增長。

參考文獻：

[1]嚴成棵，龔六堂.中國稅收的經濟增長效應與社會福利損失分析術[J].經濟科學，2010，(2).

[2]黃鳳羽.中國稅收收入超經濟增長的若干原因分析[J].經濟縱橫，2010，(3).

[3]龐瑞芝.財政支出影響經濟增長的作用機制分析[J].南開經濟研究，2002，(3).

[4]劉曉紅.財政支出對經濟增長的作用機制及其檢驗[J].財政研究，2006，(12).

[5]文偉揚，劉玉蘭，梁含嫣.新型城鎮(zhèn)化背景下公共財政革新思路—— 一元財政分配破解二元城鄉(xiāng)結構[J].現(xiàn)代經濟信息，2014，(3).

[責任編輯 吳明宇]

收稿日期：2014-03-08

作者簡介：趙鴻鑫（1989-），男，云南保山人，碩士研究生，從事財政學研究；梁含嫣（1993-），女，河北石家莊人，本科生，從事財政學研究；儲星星（1990-），女，安徽安慶人，碩士研究生，從事金融學研究。