河南省財政收支因果關(guān)系實(shí)證研究

2014年第1期中旬刊時(shí)代金融NO.1,2014(總第540期)T im es F inance(C um u lativetyN 0.540)河南省財政收支因果關(guān)系實(shí)證研究穆顯平劉萌芽(南華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,湖南衡陽(yáng)421001)[摘要]本文通過(guò)采用建立在VECM(vector eror- corction model), 上的格蘭杰因果關(guān)系(Granger casality)檢驗 ,運用了河南省1950年至2003年的年度財政收支和GDP數據來(lái)推斷河南省的財政收入和財政支出之間的因果關(guān)系。實(shí)證研究表明,河南省財政收支之間存在間接的Granger 因果關(guān)系,符合傳統的財政收支量入為出(tax-and-spend)假說(shuō)。本文希望以河南省為例,來(lái)推導全國其它省份也是符合該[關(guān)鍵詞]財政收入財政支出Granger 因果關(guān)系間的關(guān)系(郭慶旺等,2003)進(jìn)行過(guò)許多研究,而對財政收入和財政1951年以來(lái),河南經(jīng)濟經(jīng)歷了一個(gè)穩定高速的發(fā)展時(shí)期。在此支 出之間關(guān)系的研究很少。T sangyao Chang 和Yuan Hong Ho期間，河南省面對各種錯綜復雜的國內外環(huán)境,仍然能夠從整體上2002)用 1977- 1999年的數據對中國的稅收和支出關(guān)系進(jìn)行檢驗，良好地控制整個(gè)國民經(jīng)濟的發(fā)展態(tài)勢,取得令人矚目的成績(jì),這其發(fā)現中國的稅收 和支出之間存在雙向的因果關(guān)系。但他們研究的樣中也離不開(kāi)河南省財政收入和財政支出的積極作用。那么,河南省本期 太短,結論缺乏可信度。程紅莉和馬莉霞(2004)分析了1950-財政收支之間到底存在什么樣的關(guān)系?一般認為, 由于在我國傳統1999 年的統計資料,認為從長(cháng)期來(lái)看，建國50年以來(lái)我國財政支出的中央包干財政體制下，某個(gè)具體省份的財政收支并不是完全獨立與收入之間存 在穩定的均衡關(guān)系,但沒(méi)有做因果關(guān)系檢驗。許雄奇的，因此容易出現財政支出取決于財政收入的情況。本文擬運用河和朱 秋白(2004)對我國1950 ~200年的數據進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現，南省1950 ~2010年的年度數據，通過(guò)建立在VECM (vector 我國財政收 支間不存在著(zhù)顯著(zhù)的相互促進(jìn)關(guān)系,但它們之間具備長(cháng)error- correction m odels)上的格蘭杰因果關(guān)系(G ranger causality )期均衡 的協(xié)整關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調整機制。樓迎軍和楊義群(004)通檢驗來(lái)推斷河南省財政收入和財政支出的因果關(guān)系，并希望能通過(guò)過(guò)建 立在ECM上的格 蘭杰因果關(guān)系檢驗，運用中國1978年到對歷史資料的分析，來(lái)了解河南省政府過(guò)去財政編制的原則是以2002 年的數據證明我國財政收支之間具有間接的因果關(guān)系，但他們“量入為出”為主,還是“量入為入”為主的。本文寄望于通過(guò)以河南的研究同樣 由于樣本期過(guò)短而使其可信度大打折扣?；仡檱鴥韧馕氖槔?來(lái)了解全國各地區的財政收支之間的因果關(guān)系。為此，本獻， 關(guān)于省份財政收入和財政支出之間的因果關(guān)系還從來(lái)沒(méi)有人做文做出如下安排:第--部分為問(wèn)題的提出;第二部分為相關(guān)文獻的過(guò)相關(guān)研究。本文擬運用河南省1950~2003年的數據,對河南省財一個(gè)綜述:第三部分為數據來(lái)源與研究方法的介紹:第四部分是實(shí)政收入和財政支出之間的長(cháng)期關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，來(lái)檢驗河南省財證過(guò)程與分析:第五部分得出本文的主要結論并提出相對應的政政收支之間的關(guān)系,并希望以此來(lái)推導我國各個(gè)省份的財政收支間策建議。因果關(guān)系,以期為政府調整預算規模,促進(jìn)經(jīng)濟繼續健康、持續增長(cháng)二、 相關(guān)文獻回顧提供實(shí)證依據。財政收入和財政支出之間，應該是存在著(zhù)十分密切的關(guān)系。但三、數據來(lái)源和研究方法是至于兩者之間究竟是何種關(guān)系，理論界并無(wú)-一定的共識。 關(guān)于政(- )數據來(lái)源府收入和政府支出的關(guān)系，主要有四種假設。一是認為稅收增長(cháng)導本文運用的關(guān)于GDP、財政收入(GR )和財政支出(G E)的年度致支出增長(cháng)，進(jìn)而引致更多的赤字，即“稅收一支出假說(shuō)”數據來(lái)源 于河南省統計局主編的河南統計年鑒2001)和河南統計(Friedman,1978)。二是認為政府先確定支出然后再通過(guò)收入來(lái)保年鑒2011整理而得》,為了消除時(shí)間序列的影響，在不改變變量特證該支出，即“支出→稅收假說(shuō)”(Barro, 1974;A derson等, 1986)。征的前提下， 本文對三組數據均做了對數化處理，分別表示為:三是認為財政收支決策是由同- -個(gè)主體做出的，政府可能同時(shí)改變LNGDP, LNGR，LNGE.支出和稅收決策，即“稅收一支出相互促進(jìn)假說(shuō)”(M eltzer和(二)平穩性檢驗一單 位根檢驗法R ichard, 1981)。四是認為“稅收和支出之間不存在顯著(zhù)的相互促進(jìn)Dickey and Fullr (1979)針對 A R ()的時(shí)間序列形式提出所效應”，因為政府的征稅和分配職能是分離的(Baghestani和 謂的 D ickey- Fu ler0) F)單位根檢驗法,檢驗序列是否存在非平穩M cnow n, 1994)。的單位根現象。由于D ickey- FullerDF )單位根檢驗法是假設為誤從實(shí)證研究來(lái)看,大部分國外文獻都是采用協(xié)整檢驗來(lái)確定財差項,然而回歸殘差項常會(huì )有顯著(zhù)的自相關(guān)現象,此現象將會(huì )影響政收支之間是否存在長(cháng)期均衡關(guān)系,再根據G ranger因果關(guān)系檢驗檢驗的效果。 因此D ickey and Fuller(1981)在 考慮殘差項序列相關(guān)確定影響的方向，如對美國的財政收入和財政支出因果關(guān)系的研究之后 ,就以AR 6)的形式進(jìn)行單位根檢驗,稱(chēng)為修正后的DF檢驗V on FurstenburgG reen和Jeong 1995A derson.W alaco和W armer, lugmented D ickey- Fuller test,ADF)。 DF檢驗其實(shí)是ADF檢1986;R am , 1988 :M anage和M arbw , 1986);對0ECD16個(gè)國家的驗的一 -個(gè)特例。當假設檢驗成立時(shí)，表示變量具有單位根現象,為一研究(Jou lainan和M ookerije, 1990;Baghestani和M cnown，非 平穩的時(shí)間序列資料;反之,若拒絕假設檢驗時(shí),則表示變量不具1994);對G7國家的研究(0w oye, 1995);對8個(gè)拉美國家的實(shí)際研有 單位根現象,為-平穩性的時(shí)間序列。只要變量的原始序列的水究(Ben. jm in s. Cheng, 1999)等等。平項接受任何-一種形式的單位根檢驗的假設,本文即認定該變量屬與國外逐漸興盛的財政收支因果關(guān)系研究相對應,國內學(xué)者對于非平穩性的時(shí)間中國煤化工-次差分的單位于該領(lǐng)域的關(guān)注程度隨著(zhù)我國財政收支規模的逐步擴大也日益提根檢驗以確保序TYHCNMHP給出的是由.高。但是,國內學(xué)者大多是從財政收支本身的增長(cháng)或財政收支增長(cháng)Mackinnon改進(jìn)的不是單整的，那么對經(jīng)濟增長(cháng)的貢獻(白曉丹,2004),或財政支出結構與經(jīng)濟增長(cháng)之我們將對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(CointegrationTesD確定之間的356 Tnes Finance長(cháng)期關(guān)系。表3協(xié)整結果(三)協(xié)整檢驗- JJ檢驗法L.SHOURUI 6IDPRTREND(53)本文采用Johansen (1988, 1990, and 1994) 及Johansen and| 1. 000000- 0. 084187-0. 405052 0. 037086Juselius(1990)所提出的多變量協(xié)整檢驗法,利用最大似然估計檢(0. 12465)(0.12719)(0. 01123)驗法來(lái)檢驗協(xié)整的關(guān)系。這種方法以一個(gè)高斯向量自回歸模型在協(xié)整等時(shí)的基礎上,我們得到殘差,并把其存入VECM ,殘差G aussian V ector A utoregression M ode)為出發(fā)點(diǎn),利用其所對應圖如 下:的誤差修正表現形式Error C orrection R epresenation)作為最大VECME似然估計法的基礎，并以?xún)煞N似然比檢驗L ikelihood Ratio T est)統計量來(lái)確認協(xié)整向量的個(gè)數,并使用Akailke(1973)所提出的AIC準則和SchwarzcriterionSC準則)作為最佳落差期數的判斷準則,這兩項數值越小越好。然后,我們再根據相關(guān)準則選出最.優(yōu)模型。(四)格蘭杰因果關(guān)系檢驗G ranger(1986)指出,若變量間具有協(xié)整現象時(shí),在采用向量自回歸(VAR)模型進(jìn)行研究時(shí),必須在向量自回歸模型各方程式后再556065707580859095∞0510加上一個(gè)或數個(gè)誤差修正項Brror C orrection T erm s),以形成向量誤差修正模型V ector Error C orrection M odel; VECM );也就圖2殘差圖是說(shuō)，誤差修正模型是建立于變量間具有長(cháng)期均衡的協(xié)整關(guān)系下，我們初步判斷,誤差是平穩的，為了證實(shí)這一點(diǎn)，我們對其進(jìn)行所以其分析兼具變量間隱含的長(cháng)期及短期動(dòng)態(tài)的信息。該模型公式單位根檢驗,結果發(fā)現由于A(yíng)DF值遠遠小于1%的顯著(zhù)水平，很明如下:顯殘差是平穩的。(三)向量誤差修正模型的建立向量誤差修正模型(VECM)是對諸變量施加了協(xié)整約束條件在此基礎上,再根據Granger所提出的因果關(guān)系檢驗方法，判的向 量自回歸模型，它只能用于有協(xié)整關(guān)系的序列建模。我們已經(jīng)斷各變量之間的因果關(guān)系。Granger 因果關(guān)系檢驗的基本原理是，證明 了LNGDP,LNGR,LNGE三個(gè)序列是協(xié)整的。在此基礎上,我如果變量過(guò)去和現在的信息有助于改進(jìn)變量的預測，則認為是由引們再建立向量誤差修正模型(ECM)。誤差修正模型反應的是LGR起的G ranger原因。G ranger因果關(guān)系檢驗中最主要的是最優(yōu)滯后和LGP 與LGE之間的短期均衡關(guān)系。以為被解釋變量，以,與期的確定，在本文中，最優(yōu)滯后期的確定是按Schwarts VECCM 為解釋變量。首先，我們把協(xié)整關(guān)系的誤差歸入變量In form ation C riterion SIC )確定的。vecm , 然后再估計下式:四、實(shí)證過(guò)程與結果分析OLGR = 0.0391+ 0.2360△LG DP+ 0.2589△LG E+ 0.6169V ECM +u,(一)平穩性檢驗t (1.9771) (1. 6970)(4. 0469)9. 8121)我們運用A DF檢驗方法進(jìn)行變量的單位根檢驗，以確定各變R= 0.8372,R2=0. 8272量的平穩性。從圖1中我們發(fā)現各變量是有時(shí)間趨勢的，因此我們上面的方程反應了財政收入和GDP及財政支出之間的短期均采用含常數項與時(shí)間趨勢項的模型對它們進(jìn)行平穩性檢驗。檢驗結衡關(guān)系, 由上式可以看出,財政支出解釋了財政收入變化的絕大部果顯示，河南省的LNGDP.LNGR和LGE的原水平序列的ADF值分,而且系數非常的顯著(zhù)。 另外VECM的系數非常的顯著(zhù)，這也說(shuō)都大于Mackinon臨界值，而一階差分后的ADF 值都小于明了誤差修正的必要性。 誤差修正項的系數位置，說(shuō)明長(cháng)期均衡趨M ack inon臨界值(見(jiàn)表1),很顯然，所有的數據在一階差分之前勢偏離的收 斂機制在起作用。是非平穩的，但是在-階差分處理之后，所有的數據都出現平穩的態(tài)勢。因此,LNGDP、LNGR和LNGE是I()的。根據協(xié)整關(guān)系檢驗結果，由于河南省的LNGDP、LNGR和表1 河南省GDP和財政收支單位根檢驗結果LNGE長(cháng)期上具有協(xié)整關(guān)系，故可對其進(jìn)行向量誤差修正模型基礎水平檢驗結果一階差分檢驗結果上的G ranger因果關(guān)系檢驗。變量ADF值上AODP值1%下表顯示了最優(yōu)階數的確定:LGOP-1.89 _ -4.13. -3.49 _-8.88 -4.13 -3.49表4格蘭杰因果關(guān)系結果. LGR-1.52 -4. 12-3.49-6.69 -4.13 -3. 49京假設8F統計量_P值結論| IGE-1.-4.13-3. 49t0.0015拒跑.-(二)變量的協(xié)整檢驗CO ICE由于上述各變量都是單整的，因此,我們可以利用JJ檢驗法判斷2 589810 1172按受-它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一一步確定 相關(guān)變量之間的符號關(guān)LGR-LGEo. 0188相絕-系。顯然,Johansen的協(xié)整檢驗對時(shí)滯的選擇是十分敏感的。| LGE-LGR1. 06503fo.3066SchwartsInformationCriterion6IC)被用來(lái)去選擇協(xié)整檢驗需要注:*.上表所得結果根據AIC和sC準則確定。的時(shí)滯。SIC顯示在時(shí)滯為1時(shí)其值是最小的，因此比較適合VA R上表顯示,Granger因果關(guān)系檢驗的結果顯示:河南省的財政模型。表2顯示了Johansen和Jnse lusQ990)協(xié)整檢驗的結果。收入是財政支出的G ranger原因，而財政支出并不是財政收入的表2 LSHOURU,LGDP,LZHICHU 的Johansen 協(xié)整檢驗結果G ranger原因。在與GDP的關(guān)系上,河南省的GDP是財政收入的假設的協(xié)整方程個(gè)數特征值「跡統計量[ 臨界值 (5%)[ Prob.Granger原因,也是財政支出的Granger原因，而財政收入和財政沒(méi)有0.301141 43. 38835| 42. 915250. 0448支出都不是GDP的G ranger原因。因此,GDP促進(jìn)了河南省財政最多一0.200211 22. 9648925. 872110. 1103收入和財政支出的中國煤化工地來(lái)自于財政收最多兩個(gè)0. 16430010. 2307012.517980.1171入。這種結果也顯示YHCN M H G的關(guān)系總的來(lái)說(shuō)從表2中我們可以發(fā)現，第一一個(gè)假設被拒絕， 因此,有一-個(gè)協(xié)整是量入為出的。等式如下:(下轉第359頁(yè))Tie合的辦法對內審人員進(jìn)行綜合評價(jià)，對不符合條件的必須堅決清控控不了 的作用。切實(shí)從合規性審計為主向風(fēng)險審計與合規審計并出，同時(shí)將那些思想過(guò)硬、業(yè)務(wù)精良，作風(fēng)踏實(shí),堅持原則的同志充重轉變。全面推行風(fēng)險性審計方式,逐步完善以資本充足為核心的實(shí)到內審隊伍中來(lái),以全面提高內審隊伍整體素質(zhì)。五是改進(jìn)內審資產(chǎn)負債比例管理體系，建立科學(xué)的風(fēng)險評價(jià)考核體系，加強農村手段和方式,加大科技投入,提高內控技術(shù)含量。一是要實(shí)現監管資信用社管理能力的判斷和評價(jià),按照審慎會(huì )計原則識別、衡量、監測源向一線(xiàn)傾斜,根據需要配備各種設備;二是通過(guò)軟件開(kāi)發(fā),將內部和控制風(fēng)險，把農村信用社的總體風(fēng)險控制在可以承受的范圍內?？刂频囊?些規定編入程序，由軟件程序進(jìn)行控制，可以起到人控物真 正起到審計部門(mén)的“醫師”和“衛士”作用。(上接第357頁(yè))(.五)脈沖響應函數分析通過(guò)單位根的檢驗使所有數據在一-階 差分處理之后趨于穩定。由于Granger因果關(guān)系檢驗的結果顯示了浙江省的財政收入Johansen和Jnselinus(1990)協(xié)整檢驗的結果顯示了在這段時(shí)期是財政支出的Granger原因，而財政支出并不是財政收入的內,GDP 、財政收入和財政支出之間是存在著(zhù)一- 個(gè)協(xié)整向量。而建立Granger原因。由此,我們可以利用sins(1980)所提出的向量自回在誤差修正模型上的格蘭杰因果關(guān)系的結果則顯示了河南省財政歸(VAR)技術(shù)進(jìn)行脈沖響應(im pulse- response) 分析,以進(jìn)一步細收 支之間的間接因果關(guān)系。實(shí)證研究的結果顯示了政府財政收入的化探索二者之間的關(guān)系。為了防止VAR模型因變量順序變化給脈增 加和減少都會(huì )影響到政府財政支出的變化，同時(shí)也表明了河南省沖反應函數帶來(lái)的敏感性，我們采取檢驗兩個(gè)變量間關(guān)系的一般沖的 GDP的增長(cháng)會(huì )影響到財政收支的大小，而財政收支的增長(cháng)對擊反應作為回避反應變量順序依賴(lài)性的方法，分別對LNGDP和GDP幾乎無(wú)多大的作用，這也反映出財政收支并不是經(jīng)濟增長(cháng)的LNGE、LNGDP和LNGR、LNGE和LNGR進(jìn)行分析。從圖3中我主要原因。 本文最后認為河南省54年以來(lái)財政收入與支出之間的們可以看出:一-是LNGDP的正向自沖擊有利于自身的改善,LNGE關(guān)系總的來(lái)說(shuō)是量入為出的，這也為政府在今后編制預算時(shí)提供了的正向自沖擊在前6期是有利于自身改善的，但是滯后7期后這種經(jīng)驗證據。正向效應轉為負向效應,而LNGR的正向自沖擊短期內使其自身8根據我們的實(shí)證結果，河南省財政收支之間具備長(cháng)期均衡的協(xié)優(yōu)化，在第2期達到頂峰，滯后5期后這種沖擊使其自身惡化;二是整關(guān)系和短期的動(dòng)態(tài)調整機制，但不存在直接的Granger因果關(guān)LNGDP的正向沖擊會(huì )使LNGE長(cháng)期處于惡化狀態(tài)，而LNGDP系，這表明河南省的財政收支并不存在顯著(zhù)的相互促進(jìn)效應。同時(shí)，的正向沖擊也會(huì )使LNGR長(cháng)期處于惡化狀態(tài)，而且這種狀態(tài)在后這 個(gè)結果應用在全國其他地區也是如此。因此，我們需要在繼續研期更加惡化;三是LNGE對LNGDP的正向沖擊使LNGDP長(cháng)期處究如何增 加財政收支的同時(shí),開(kāi)始著(zhù)手于研究如何解決財政支出的于優(yōu)化狀態(tài)，這種狀況對于LNGR對LNGDP的沖擊也是如此;四問(wèn)題,如在嚴格控制財政支出的前提下，需要對政府的支出結構進(jìn)是LNGE對LNGR的正向沖擊在滯后2期后達到頂峰，達到行合理的調整，壓縮一般性的投資,而把更多的資金投向基礎產(chǎn)業(yè)、0.071,滯后4期以后轉為負向沖擊,而LNGR對LNGE的正向沖高新 科技、國防以及環(huán)保等部門(mén);進(jìn)一- 步精簡(jiǎn)政府機構部門(mén)和人員，擊在第1期達到0.08以后就逐漸下降，滯后5期以后轉為負向沖減少政府的財政負擔;增加對科學(xué)研究和人力資本投資的力度等擊效應。VAR分析的結果充分說(shuō)明了GDP的增長(cháng)促進(jìn)了財政收入等。 通過(guò)實(shí)施這些措施,以此來(lái)實(shí)現我國和財政支出的增加，同時(shí)也證明了而財政收入和財政支出都不是區域間甚至全國范圍內財政收支間的良性互動(dòng),為區域以及我GDP的G ranger原因。國經(jīng)濟的繼續快速、健康發(fā)展提供經(jīng)驗支持和理論指導。注釋.①對數據:如感興趣,可向作者索取。參考文獻.[1]白曉丹.我國財政支出與GDP的誤差修正模型研究].云南財貿學(xué)院學(xué)報2004.(6).[2]程紅莉,馬莉霞我國財政支出與收入關(guān)系的協(xié)整研究D].統計與信息論壇2004,(1).[3]樓迎軍，楊義群.1978- 2002年我國財政收支原則的實(shí)證研究0].河南社會(huì )科學(xué)204.(6):57-59.[4]河南統計年鑒2011.[5]河南統計年鑒2001.[6]杰弗里.M伍德里奇著(zhù),費劍平譯:計量經(jīng)濟學(xué)[M].北京:高等教育出版社.作者簡(jiǎn)介:穆顯平(1987-),男,漢族,南華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院研五、結論及政策含義究生;劉萌芽(1987-),男,漢族,南華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授。中國煤化工YHCNMH GTines Finance 359