我國財政收入與財政支出的實證關系研究

尉瑞軒

摘要：本文通過收集2003年1月至2012年12月財政收入與財政支出的月度數據，運用時間序列數據的計量分析方法，首先進行單位根檢驗和協整關系，描述二者之間的長期均衡關系，其次由格蘭杰因果關系檢驗得出財政收入對財政支出的單向傳導機制，最后在實證分析的基礎上對我國財政收入與支出提出相應的對策和建議。

關鍵詞：財政收入；財政支出；計量分析；實證分析

一、前言

長期以來，我國財政支出政策是擴張性的。從大勢而言，人口紅利的逐步消失，債務壓力巨大等等壓制中國經濟長期趨勢的因素依然存在。但也不可忽視短期內中國經濟出現的積極信號，經濟短周期復蘇與長周期復蘇與我國的財政收入與支出有很大的關聯性，尤其是加上央行公開市場操作，對于整個宏觀經濟乃至債券市場都有極大影響，本文通過利用時間序列數據，通過副I數據進行平穩性檢驗，協整檢驗等最終得出我國財政收入與財政支出的理論關系。

二、實證分析

（一） 數據來源與處理

本例數據來自《國家統計年鑒》，選擇2003年至2012年十二個月的月度數據進行實證分析，其中用ex表示財政支出，in表示財政收入。首先利用X-12季節調整方法對這兩個指標進行季節調整，去掉季節因素，消除季節因素后的數據分別用ex2和in2表示，再對消除季節影響后的數據取對數得lnex2 lnin2，以消除異方差的影響。

（二） 平穩性檢驗

1、對兩列數據進行ADF單位根檢驗，水平檢驗結果如下表，

Lnex2 level ADF

ADF統計量的T值為0.48，其中Prob為0.9854，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.89

在10%的顯著性水平下，T值為-2.58

由于T值較小，因此對原序列再進行一階差分檢驗，

2、一階差分Lnex2 ADF

兩階滯后

ADF統計量的T值為-10.95，其中Prob為小數點后四位，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.86

在10%的顯著性水平下，T值為-2.58

3、level lnin2 ADF

同理，ADF統計量的T值為-0.99，其中Prob為0.75，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.88

在10%的顯著性水平下，T值為-2.67

4、一階差分Lnin2 ADF

同理，ADF統計量的T值為-12.63，其中Prob為小數點后四位，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.487

在5%的顯著性水平下，T值為-2.88

在10%的顯著性水平下，T值為-2.57

由Eviews結果可知各T值與臨界值的比較得出，各變量均是非平穩的，經過一階差分后平穩，它們都服從一階單整。則可以對他們進行協整檢驗。

（三） 協整檢驗

為了對兩個總量指標的長期均衡關系進行統計表述，本文利用 Eviews6.0 對 Lnex2、Lnin2 進行 Johansen 協整檢驗，檢驗結果如下所示。

在沒有一個滿足協整關系的假設下，Eigenvalue的值為0.36，Trace Statisti的值為52.63，0.05顯著性水平下的值為15.49；在滿足一個協整關系的假設下，Eigenvalue的值為0.017， 0.05顯著性水平下的值為14.26。跡檢驗和極大似然檢驗結果一致，在此不再重復表述。

總共有兩個變量，因此最多只有一個協整向量，上圖的跡檢驗和極大似然檢驗均表明在5%的顯著性水平下，均存在一個協整向量，即變量之間存在一個協整關系，其協整回歸方程的eviews結果如下：

其中，R2=0.956，調整后的R2=0.954

回歸方程為：

LNEX2 = 1.34500654562 +1.0339925729*LNIN2+e，模型中的回歸系數都非常顯著，擬合優度比較高，D-W值接近2，說明模型無序列相關問題。

從協整結果來看，自變量和因變量之間存在協整關系，也就是說自變量和因變量之間存在長期穩定的解釋和被解釋的關系，自變量能解釋大部分因變量變化的因素，而因變量中沒辦法用自變量解釋的那些因素構成一個殘差序列，在協整關系中，殘差序列應該是平穩的。因此，檢驗自變量和因變量間是否存在協整關系就變為檢驗協整方程的殘差項是否平穩，如果平穩，則表明自變量和因變量之間確實存在協整關系。

基于上述理論對殘差序列進行AEG檢驗，其中最大滯后階數位12，遵循SIC準則，得到以下結果：

ADF統計量的T值為-3.37，其中Prob為0.0140，

在1%的顯著性水平下，T值為-3.486

在5%的顯著性水平下，T值為-2.886

在10%的顯著性水平下，T值為-2.58

可以看出P值為0.0140，證明在5%的顯著性水平下殘差序列為平穩序列，即e～I（0）。

上述結果表明：2003年1月至2012年12月期間lnex2和lnin2之間存在協整關系，即為CI（1，1）的，協整向量為（1，—1.03），即長期內，我國財政收入每變動1%，財政支出平均同方向變動1.03%。

（四） 格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系分析的前提是變量為一階單整，由檢驗結果可知，lnex2與 lnin2 均為一階單整且具有協整關系，可以采用格蘭杰因果關系分析法。

為了判斷財政收入是否是引起財政支出變化的原因，要對兩個變量進行格蘭杰因果關系檢驗，檢驗結果如下：

LNIN2 沒有引起LNEX2的F統計量值為4.32872，Prob為0.0063

LNEX2 沒有引起LNIN2的F統計量值為1.83837，Prob為0.1444

因為該模型中只有一個自變量，因此格蘭杰統計量是F統計量。

上表可以看出，在財政收入不是財政支出變化原因的原假設條件下，P值為0.0063，拒絕原假設，財政收入是財政支出變化的原因。

在財政支出不是財政收入變化原因的原假設下，P值為0.1444，接受原假設，即財政支出不是財政收入變化的原因。以上分析可得出，財政收入與財政支出之間為單項傳導關系。

三、結論及建議

（一）結論

由協整方程系數（1.03）可知，財政支出長期略高于財政收入，這符合我國擴張性財政政策的事實。伴隨近年來的經濟快速增長，財政支出和財政收入都有過快的增長，但財政收入的增長幅度不及財政支出的增長幅度，沒辦法滿足巨額財政支出的需求，使財政收支缺口的情況進一步惡化。在全國范圍內，在全國范圍內，財政收入與財政支出存在均衡的穩定關系。由于當今市場化經濟發展迅速，我國現行的財政收支管理辦法沒有緊跟市場化進程，沒有與經濟市場化有效配合，從管理方式、管理手段及決策環節都延續了傳統經濟體制下的大多數做法，以至于現行的財政收支研究與市場經濟體制下的供需狀況有所偏離，從而引發出一系列問題，導致財政收入與財政支出不能有效配合以促進我國經濟持續穩健發展。

（二）建議

合理減少財政支出，主要從減少行政管理費用上入手。適當減少公職人員數量，在減少行政管理費用的同時，可以提高在職人員工作效率，對于政府公共管理智能也有所提高，看齊市場化程度較高的行業和優質企業的管理模式，結合傳統政府管理模式，使政府各部門可以在提高效率的同時減少財政支出。優化財政支出結構，提高財政政策執行效果。保持經濟建設支出在財政支出中所占比重，優化其內部結構。優化財政支出結構，提高財政政策執行效果。保持經濟建設支出在財政支出中所占比重，優化其內部結構。此外，還需從多方面入手，方可減少政府開支，提高政府工作效率和財政資金使用效率。（作者單位：北京工商大學）