我國財政收入、時滯效應和經濟增長的關系研究

高勁 吳晨鴿

摘要：改革開放以來，我國持續高速的經濟增長為政府財政收入提供了較充足的來源。經濟增長的總量、速度影響了財政收入的規模、增速。財政收入通過政府影響資源配置和政府直接支出、投資，促進經濟增長。本文運用時間序列分析的協整檢驗、格蘭杰因果檢驗方法，對1978—2019年我國財政收入和經濟增長之間的關系進行實證研究。我們發現，經濟增長和財政收入同向變動，GDP每增加1%，財政收入增加0.158%。前期的財政收入對當期財政收入也具有正向的時滯效應。

關鍵詞：財政收入 經濟增長 時滯效應 協整檢驗 格蘭杰因果檢驗

一、引言

政府獲得財政收入，以履行公共職能、提供公共產品和服務、實施公共政策。本文的研究問題是我國財政收入與經濟發展水平（以GDP度量）的關系。國家統計局發布數據顯示，2019年我國國內生產總值990865億元，接近100萬億元，按可比價格計算，比上年增長6.1%。2019年的財政收入為190382.23萬億元，相比去年增長了3.83%，低于經濟增長速度。

關于財政收入與GDP兩者之間的關系，近年來，國內學者做了不少研究，但研究往往限于財政收入與GDP之間的比重的探討，研究的重點是近年我國財政收入占GDP比重下降的原因。在GDP和財政收入二者之間數量關系的研究方面，一般采用線性回歸分析方法。由于財政收入和GDP的時間序列都不平穩，普通線性回歸會導致偽回歸問題。

針對以上問題，本文采用時間序列分析法，研究我國財政收入與GDP的關系。對樣本數據作平穩性檢驗（單位根檢驗）、協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，建立財政收入與經濟增長之間的計量經濟模型，并考慮前期財政收入的時滯效應。

二、國內外文獻綜述

部分學者認為較高的財政收入能夠促進經濟增長，Capolupo（2000）的研究得出結論，稅收增長不會影響經濟增長。如果政府用稅收收入進行明智的投資，會拉動經濟增長。也有學者認為較高的財政收入抑制經濟增長。Karras（2003）利用11個國家42年的數據，研究稅率對GDP增長率的影響。他發現較高的稅收導致經濟增長幅度的下降。宏觀稅負增長1個百分點，先使人均真實GDP下降0.6個百分點左右，然后在之后3—4年內使其持續低于其長期趨勢值。

林毅夫、劉志強（2000），賈康、白景明（2000）等學者研究發現，財政收入與GDP增長之間存在著既相互依存又相互制約的關系：經濟增長創造財政收入，財政收入又反過來助力于經濟增長。既通過稅收的杠桿作用，又通過財政支出影響資源配置，并直接拉動需求，影響經濟發展。

張曉清（2013）采用我國1978年至2010年的數據，研究指出GDP增長對財政收入的影響是，GDP上升1個百分點，財政收入增加0.22個百分點。王江宏（2013）利用面板數據分析我國18個城市經濟增長與財政收入的變化趨勢，得出結論，城市經濟增長與財政收入增加具有協整關系。李國鋒、王乃靜（2016）發現我國財政收入和GDP增量增長率、GDP總量增長率同向變動，地方財政收入與經濟增長也呈現正相關關系。

本文將基于1978—2019年的最新數據，運用時間序列分析方法，實證研究財政收入和經濟增長的長期關系，并特別考慮財政收入的時滯效應，即前期的財政收入對當期財政收入的影響。

三、模型及分析結果的討論

（一）數據來源

本文使用的財政收入和國內生產總值數據來自《中國統計年鑒》（2018年）和國家統計局官網，樣本期為1978年至2019年。為消除物價上漲帶來的影響，本文用商品零售價格指數對所有數據進行調整（以1978年為基期）。同時，為了消除時間序列的異方差性，將GDP和財政收入這兩個變量進行對數化處理，用其自然對數表示。變量定義如下：

lnGDP：表示GDP的自然對數值;

lnGR：表示我國財政收入的自然對數值。

以lngr為因變量，lngdp為自變量，建立如下一元線性雙對數回歸模型：

首先對變量進行單位根檢驗以檢驗其時間序列的平穩性，之后再進行協整檢驗和格蘭杰因果關系檢驗。

（二）平穩性檢驗

經濟變量的時間序列可能是非平穩的，本文采用ADF檢驗法來檢驗時間序列的平穩性。檢驗結果如表1所示。

由表1可知，兩個變量的對數序列及其一階對數差分序列在1%的顯著性水平上都是非平穩的;而兩個變量的二階對數差分序列在1%的顯著性水平上都是平穩的。因此，兩個變量都服從二階單整，I（2）。由于兩個變量滿足同階單整，下一步就可以檢驗二者是否具有協整關系。

（三）協整檢驗

為了檢驗lngr和lngdp之間是否存在協整關系，本文釆用EG兩步法（即恩格爾-格蘭杰兩步法）進行協整檢驗。即先作兩個變量的回歸模型估計，然后檢驗回歸模型殘差的平穩性。以lngr為被解釋變量，lngdp為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，估計的回歸模型為上文的方程（1），得到下式：

其中ut為誤差項。回歸估計結果在表2中。

該模型的擬合度很強，可決系數R2達到0.976，說明gdp的變化對于財政收入gr的變化有很強的解釋力。

下一步檢驗模型殘差序列的平穩性。如果殘差序列是平穩的，則lnGR和lnGDP存在協整關系，否則兩個變量不存在協整關系。本文對殘差序列進行單位根ADF檢驗，檢驗結果表明，殘差序列非平穩，說明兩個變量之間不存在協整關系，即不存在長期穩定的均衡關系。

出現這種結果的主要原因是，自改革開放以來，中國經歷了多次財稅體制改革。1978至2019年40多年間，經歷了1980年、1985年、1988年和1994年四次大的變動，期間各種小的體制調整就更多了。相關財稅政策的頻繁調整，導致財政收入與GDP之間難以形成長期穩定的均衡關系。

為了建立協整模型，必須考慮加入別的影響財政收入的解釋變量。由于我國地方政府普遍存在財政收入增長目標制，即下一年度財政收入在上一年度財政收入的基礎上保持一定速度的增長，因而當期財政收入除了受當期GDP的影響，還受到前一期財政收入的影響，因此將Lngr_01（上一期財政收入的對數值）納入協整模型如下：

用OLS回歸方法估計方程（3），得到方程：

回歸估計結果在表3中。

對該協整方程的殘差進行單位根ADF檢驗，結果顯示殘差項是平穩序列，說明Lngr、Lngdp、Lngrt之間存在長期穩定的協整關系。如果本期GDP增加1個百分點，則本期財政收入增加0.158個百分點。如果上期財政收入增加1個百分點，則本期財政收入增加0.851個百分點，即本期的財政收入會受上期財政收入的影響。

（四）格蘭杰因果檢驗

因為lngdp與lngr具有協整關系，可以進行格蘭杰因果關系檢驗。檢驗結果報告在表4中。

格蘭杰因果檢驗表明，在5%的顯著性水平下，滯后一期的GDP是財政收入的格蘭杰原因，而滯后一期的財政收入也是GDP增長的格蘭杰原因，即兩者之間存在雙向因果關系。這是因為：（1）財政收入的增加，使政府能夠提供更多的公共產品、基礎設施，為經濟發展奠定堅實的基礎，促進經濟增長;（2）財政稅收改善國民收入分配，財政收支影響資源配置，可以彌補市場失靈，刺激經濟發展;（3）來自稅收的財政支出，會拉動內需、經濟增長。

當滯后兩期時，GDP仍然是財政收入的格蘭杰原因，但財政收入不再是GDP的格蘭杰原因，即前兩期的經濟增長會增加財政收入，但前兩期的財政收入不會顯著地提升經濟增長。當滯后三期時，經濟增長不是財政收入的格蘭杰原因，財政收入也不是經濟增長的格蘭杰原因，它們之間不存在因果關系。

四、結論及政策建議

本文對我國財政收入和GDP增長之間的關系進行了實證研究，得出以下主要結論：

第一，我國財政收入與經濟增長同向變動，這種正向效應在統計意義上高度顯著。財政收入對GDP增長的彈性為0.158，即GDP每增加1個百分點，財政收入增加0.158個百分點;第二，雖然我國財政收入和GDP都是非平穩的，但它們卻具有長期穩定的協整關系。我國的財政收入與GDP之間存在動態調整機制，可以實現財政收入與GDP的長期均衡關系;第三，格蘭杰因果關系檢驗表明，滯后一期時，我國財政收入和GDP增長具有穩定的雙向因果關系。

根據上述結論，我們認為，要穩定財政收入的增長速度，應重點做好以下兩個方面的工作：

第一，以供給側結構性改革為主線，以擴大內需為戰略基點，促進經濟結構調整。增加財政收入的著眼點應該是廣開財源，從此角度來考慮產業結構調整和升級，提升產業鏈水平，培育和發展新的產業集群;第二，建立財源建設新機制。要穩定財政收入的增長速度，就必須建立與社會主義市場經濟相配套的財源建設新機制。要充分發揮市場在資源配置中的基礎作用，政府要強化高效的服務和監管機制，為市場更好地發揮作用提供良好的條件和環境。同時，政府應實施積極有為的財政政策，建立投資引導機制，促進技術創新和產業升級，促進經濟可持續發展。

參考文獻：

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作者單位：上海海事大學經濟管理學院