河南省财政收支因果关系实证研究

2014年第1期中旬刊时代金融NO.1,2014(总第540期)T im es F inance(C um u lativetyN 0.540)河南省财政收支因果关系实证研究穆显平刘萌芽(南华大学经济管理学院,湖南衡阳421001)[摘要]本文通过采用建立在VECM(vector eror- corction model), 上的格兰杰因果关系(Granger casality)检验 ,运用了河南省1950年至2003年的年度财政收支和GDP数据来推断河南省的财政收入和财政支出之间的因果关系。实证研究表明,河南省财政收支之间存在间接的Granger 因果关系,符合传统的财政收支量入为出(tax-and-spend)假说。本文希望以河南省为例,来推导全国其它省份也是符合该[关键词]财政收入财政支出Granger 因果关系间的关系(郭庆旺等,2003)进行过许多研究,而对财政收入和财政1951年以来,河南经济经历了一个稳定高速的发展时期。在此支 出之间关系的研究很少。T sangyao Chang 和Yuan Hong Ho期间，河南省面对各种错综复杂的国内外环境,仍然能够从整体上2002)用 1977- 1999年的数据对中国的税收和支出关系进行检验，良好地控制整个国民经济的发展态势,取得令人瞩目的成绩,这其发现中国的税收 和支出之间存在双向的因果关系。但他们研究的样中也离不开河南省财政收入和财政支出的积极作用。那么,河南省本期 太短,结论缺乏可信度。程红莉和马莉霞(2004)分析了1950-财政收支之间到底存在什么样的关系?一般认为, 由于在我国传统1999 年的统计资料,认为从长期来看，建国50年以来我国财政支出的中央包干财政体制下，某个具体省份的财政收支并不是完全独立与收入之间存 在稳定的均衡关系,但没有做因果关系检验。许雄奇的，因此容易出现财政支出取决于财政收入的情况。本文拟运用河和朱 秋白(2004)对我国1950 ~200年的数据进行实证研究发现，南省1950 ~2010年的年度数据，通过建立在VECM (vector 我国财政收 支间不存在着显著的相互促进关系,但它们之间具备长error- correction m odels)上的格兰杰因果关系(G ranger causality )期均衡 的协整关系和短期动态调整机制。楼迎军和杨义群(004)通检验来推断河南省财政收入和财政支出的因果关系，并希望能通过过建 立在ECM上的格 兰杰因果关系检验，运用中国1978年到对历史资料的分析，来了解河南省政府过去财政编制的原则是以2002 年的数据证明我国财政收支之间具有间接的因果关系，但他们“量入为出”为主,还是“量入为入”为主的。本文寄望于通过以河南的研究同样 由于样本期过短而使其可信度大打折扣。回顾国内外文省为例,来了解全国各地区的财政收支之间的因果关系。为此，本献， 关于省份财政收入和财政支出之间的因果关系还从来没有人做文做出如下安排:第--部分为问题的提出;第二部分为相关文献的过相关研究。本文拟运用河南省1950~2003年的数据,对河南省财一个综述:第三部分为数据来源与研究方法的介绍:第四部分是实政收入和财政支出之间的长期关系进行实证研究，来检验河南省财证过程与分析:第五部分得出本文的主要结论并提出相对应的政政收支之间的关系,并希望以此来推导我国各个省份的财政收支间策建议。因果关系,以期为政府调整预算规模,促进经济继续健康、持续增长二、 相关文献回顾提供实证依据。财政收入和财政支出之间，应该是存在着十分密切的关系。但三、数据来源和研究方法是至于两者之间究竟是何种关系，理论界并无-一定的共识。 关于政(- )数据来源府收入和政府支出的关系，主要有四种假设。一是认为税收增长导本文运用的关于GDP、财政收入(GR )和财政支出(G E)的年度致支出增长，进而引致更多的赤字，即“税收一支出假说”数据来源 于河南省统计局主编的河南统计年鉴2001)和河南统计(Friedman,1978)。二是认为政府先确定支出然后再通过收入来保年鉴2011整理而得》,为了消除时间序列的影响，在不改变变量特证该支出，即“支出→税收假说”(Barro, 1974;A derson等, 1986)。征的前提下， 本文对三组数据均做了对数化处理，分别表示为:三是认为财政收支决策是由同- -个主体做出的，政府可能同时改变LNGDP, LNGR，LNGE.支出和税收决策，即“税收一支出相互促进假说”(M eltzer和(二)平稳性检验一单 位根检验法R ichard, 1981)。四是认为“税收和支出之间不存在显著的相互促进Dickey and Fullr (1979)针对 A R ()的时间序列形式提出所效应”，因为政府的征税和分配职能是分离的(Baghestani和 谓的 D ickey- Fu ler0) F)单位根检验法,检验序列是否存在非平稳M cnow n, 1994)。的单位根现象。由于D ickey- FullerDF )单位根检验法是假设为误从实证研究来看,大部分国外文献都是采用协整检验来确定财差项,然而回归残差项常会有显著的自相关现象,此现象将会影响政收支之间是否存在长期均衡关系,再根据G ranger因果关系检验检验的效果。 因此D ickey and Fuller(1981)在 考虑残差项序列相关确定影响的方向，如对美国的财政收入和财政支出因果关系的研究之后 ,就以AR 6)的形式进行单位根检验,称为修正后的DF检验V on FurstenburgG reen和Jeong 1995A derson.W alaco和W armer, lugmented D ickey- Fuller test,ADF)。 DF检验其实是ADF检1986;R am , 1988 :M anage和M arbw , 1986);对0ECD16个国家的验的一 -个特例。当假设检验成立时，表示变量具有单位根现象,为一研究(Jou lainan和M ookerije, 1990;Baghestani和M cnown，非 平稳的时间序列资料;反之,若拒绝假设检验时,则表示变量不具1994);对G7国家的研究(0w oye, 1995);对8个拉美国家的实际研有 单位根现象,为-平稳性的时间序列。只要变量的原始序列的水究(Ben. jm in s. Cheng, 1999)等等。平项接受任何-一种形式的单位根检验的假设,本文即认定该变量属与国外逐渐兴盛的财政收支因果关系研究相对应,国内学者对于非平稳性的时间中国煤化工-次差分的单位于该领域的关注程度随着我国财政收支规模的逐步扩大也日益提根检验以确保序TYHCNMHP给出的是由.高。但是,国内学者大多是从财政收支本身的增长或财政收支增长Mackinnon改进的不是单整的，那么对经济增长的贡献(白晓丹,2004),或财政支出结构与经济增长之我们将对相关变量进行协整检验(CointegrationTesD确定之间的356 Tnes Finance长期关系。表3协整结果(三)协整检验- JJ检验法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)所提出的多变量协整检验法,利用最大似然估计检(0. 12465)(0.12719)(0. 01123)验法来检验协整的关系。这种方法以一个高斯向量自回归模型在协整等时的基础上,我们得到残差,并把其存入VECM ,残差G aussian V ector A utoregression M ode)为出发点,利用其所对应图如 下:的误差修正表现形式Error C orrection R epresenation)作为最大VECME似然估计法的基础，并以两种似然比检验L ikelihood Ratio T est)统计量来确认协整向量的个数,并使用Akailke(1973)所提出的AIC准则和SchwarzcriterionSC准则)作为最佳落差期数的判断准则,这两项数值越小越好。然后,我们再根据相关准则选出最.优模型。(四)格兰杰因果关系检验G ranger(1986)指出,若变量间具有协整现象时,在采用向量自回归(VAR)模型进行研究时,必须在向量自回归模型各方程式后再556065707580859095∞0510加上一个或数个误差修正项Brror C orrection T erm s),以形成向量误差修正模型V ector Error C orrection M odel; VECM );也就图2残差图是说，误差修正模型是建立于变量间具有长期均衡的协整关系下，我们初步判断,误差是平稳的，为了证实这一点，我们对其进行所以其分析兼具变量间隐含的长期及短期动态的信息。该模型公式单位根检验,结果发现由于ADF值远远小于1%的显著水平，很明如下:显残差是平稳的。(三)向量误差修正模型的建立向量误差修正模型(VECM)是对诸变量施加了协整约束条件在此基础上,再根据Granger所提出的因果关系检验方法，判的向 量自回归模型，它只能用于有协整关系的序列建模。我们已经断各变量之间的因果关系。Granger 因果关系检验的基本原理是，证明 了LNGDP,LNGR,LNGE三个序列是协整的。在此基础上,我如果变量过去和现在的信息有助于改进变量的预测，则认为是由引们再建立向量误差修正模型(ECM)。误差修正模型反应的是LGR起的G ranger原因。G ranger因果关系检验中最主要的是最优滞后和LGP 与LGE之间的短期均衡关系。以为被解释变量，以,与期的确定，在本文中，最优滞后期的确定是按Schwarts VECCM 为解释变量。首先，我们把协整关系的误差归入变量In form ation C riterion SIC )确定的。vecm , 然后再估计下式:四、实证过程与结果分析OLGR = 0.0391+ 0.2360△LG DP+ 0.2589△LG E+ 0.6169V ECM +u,(一)平稳性检验t (1.9771) (1. 6970)(4. 0469)9. 8121)我们运用A DF检验方法进行变量的单位根检验，以确定各变R= 0.8372,R2=0. 8272量的平稳性。从图1中我们发现各变量是有时间趋势的，因此我们上面的方程反应了财政收入和GDP及财政支出之间的短期均采用含常数项与时间趋势项的模型对它们进行平稳性检验。检验结衡关系, 由上式可以看出,财政支出解释了财政收入变化的绝大部果显示，河南省的LNGDP.LNGR和LGE的原水平序列的ADF值分,而且系数非常的显著。 另外VECM的系数非常的显著，这也说都大于Mackinon临界值，而一阶差分后的ADF 值都小于明了误差修正的必要性。 误差修正项的系数位置，说明长期均衡趋M ack inon临界值(见表1),很显然，所有的数据在一阶差分之前势偏离的收 敛机制在起作用。是非平稳的，但是在-阶差分处理之后，所有的数据都出现平稳的态势。因此,LNGDP、LNGR和LNGE是I()的。根据协整关系检验结果，由于河南省的LNGDP、LNGR和表1 河南省GDP和财政收支单位根检验结果LNGE长期上具有协整关系，故可对其进行向量误差修正模型基础水平检验结果一阶差分检验结果上的G ranger因果关系检验。变量ADF值上AODP值1%下表显示了最优阶数的确定:LGOP-1.89 _ -4.13. -3.49 _-8.88 -4.13 -3.49表4格兰杰因果关系结果. LGR-1.52 -4. 12-3.49-6.69 -4.13 -3. 49京假设8F统计量_P值结论| IGE-1.-4.13-3. 49t0.0015拒跑.-(二)变量的协整检验CO ICE由于上述各变量都是单整的，因此,我们可以利用JJ检验法判断2 589810 1172按受-它们之间是否存在协整关系，并进一一步确定 相关变量之间的符号关LGR-LGEo. 0188相绝-系。显然,Johansen的协整检验对时滞的选择是十分敏感的。| LGE-LGR1. 06503fo.3066SchwartsInformationCriterion6IC)被用来去选择协整检验需要注:*.上表所得结果根据AIC和sC准则确定。的时滞。SIC显示在时滞为1时其值是最小的，因此比较适合VA R上表显示,Granger因果关系检验的结果显示:河南省的财政模型。表2显示了Johansen和Jnse lusQ990)协整检验的结果。收入是财政支出的G ranger原因，而财政支出并不是财政收入的表2 LSHOURU,LGDP,LZHICHU 的Johansen 协整检验结果G ranger原因。在与GDP的关系上,河南省的GDP是财政收入的假设的协整方程个数特征值「迹统计量[ 临界值 (5%)[ Prob.Granger原因,也是财政支出的Granger原因，而财政收入和财政没有0.301141 43. 38835| 42. 915250. 0448支出都不是GDP的G ranger原因。因此,GDP促进了河南省财政最多一0.200211 22. 9648925. 872110. 1103收入和财政支出的中国煤化工地来自于财政收最多两个0. 16430010. 2307012.517980.1171入。这种结果也显示YHCN M H G的关系总的来说从表2中我们可以发现，第一一个假设被拒绝， 因此,有一-个协整是量入为出的。等式如下:(下转第359页)Tie合的办法对内审人员进行综合评价，对不符合条件的必须坚决清控控不了 的作用。切实从合规性审计为主向风险审计与合规审计并出，同时将那些思想过硬、业务精良，作风踏实,坚持原则的同志充重转变。全面推行风险性审计方式,逐步完善以资本充足为核心的实到内审队伍中来,以全面提高内审队伍整体素质。五是改进内审资产负债比例管理体系，建立科学的风险评价考核体系，加强农村手段和方式,加大科技投入,提高内控技术含量。一是要实现监管资信用社管理能力的判断和评价,按照审慎会计原则识别、衡量、监测源向一线倾斜,根据需要配备各种设备;二是通过软件开发,将内部和控制风险，把农村信用社的总体风险控制在可以承受的范围内。控制的一-些规定编入程序，由软件程序进行控制，可以起到人控物真 正起到审计部门的“医师”和“卫士”作用。(上接第357页)(.五)脉冲响应函数分析通过单位根的检验使所有数据在一-阶 差分处理之后趋于稳定。由于Granger因果关系检验的结果显示了浙江省的财政收入Johansen和Jnselinus(1990)协整检验的结果显示了在这段时期是财政支出的Granger原因，而财政支出并不是财政收入的内,GDP 、财政收入和财政支出之间是存在着一- 个协整向量。而建立Granger原因。由此,我们可以利用sins(1980)所提出的向量自回在误差修正模型上的格兰杰因果关系的结果则显示了河南省财政归(VAR)技术进行脉冲响应(im pulse- response) 分析,以进一步细收 支之间的间接因果关系。实证研究的结果显示了政府财政收入的化探索二者之间的关系。为了防止VAR模型因变量顺序变化给脉增 加和减少都会影响到政府财政支出的变化，同时也表明了河南省冲反应函数带来的敏感性，我们采取检验两个变量间关系的一般冲的 GDP的增长会影响到财政收支的大小，而财政收支的增长对击反应作为回避反应变量顺序依赖性的方法，分别对LNGDP和GDP几乎无多大的作用，这也反映出财政收支并不是经济增长的LNGE、LNGDP和LNGR、LNGE和LNGR进行分析。从图3中我主要原因。 本文最后认为河南省54年以来财政收入与支出之间的们可以看出:一-是LNGDP的正向自冲击有利于自身的改善,LNGE关系总的来说是量入为出的，这也为政府在今后编制预算时提供了的正向自冲击在前6期是有利于自身改善的，但是滞后7期后这种经验证据。正向效应转为负向效应,而LNGR的正向自冲击短期内使其自身8根据我们的实证结果，河南省财政收支之间具备长期均衡的协优化，在第2期达到顶峰，滞后5期后这种冲击使其自身恶化;二是整关系和短期的动态调整机制，但不存在直接的Granger因果关LNGDP的正向冲击会使LNGE长期处于恶化状态，而LNGDP系，这表明河南省的财政收支并不存在显著的相互促进效应。同时，的正向冲击也会使LNGR长期处于恶化状态，而且这种状态在后这 个结果应用在全国其他地区也是如此。因此，我们需要在继续研期更加恶化;三是LNGE对LNGDP的正向冲击使LNGDP长期处究如何增 加财政收支的同时,开始着手于研究如何解决财政支出的于优化状态，这种状况对于LNGR对LNGDP的冲击也是如此;四问题,如在严格控制财政支出的前提下，需要对政府的支出结构进是LNGE对LNGR的正向冲击在滞后2期后达到顶峰，达到行合理的调整，压缩一般性的投资,而把更多的资金投向基础产业、0.071,滞后4期以后转为负向冲击,而LNGR对LNGE的正向冲高新 科技、国防以及环保等部门;进一- 步精简政府机构部门和人员，击在第1期达到0.08以后就逐渐下降，滞后5期以后转为负向冲减少政府的财政负担;增加对科学研究和人力资本投资的力度等击效应。VAR分析的结果充分说明了GDP的增长促进了财政收入等。 通过实施这些措施,以此来实现我国和财政支出的增加，同时也证明了而财政收入和财政支出都不是区域间甚至全国范围内财政收支间的良性互动,为区域以及我GDP的G ranger原因。国经济的继续快速、健康发展提供经验支持和理论指导。注释.①对数据:如感兴趣,可向作者索取。参考文献.[1]白晓丹.我国财政支出与GDP的误差修正模型研究].云南财贸学院学报2004.(6).[2]程红莉,马莉霞我国财政支出与收入关系的协整研究D].统计与信息论坛2004,(1).[3]楼迎军，杨义群.1978- 2002年我国财政收支原则的实证研究0].河南社会科学204.(6):57-59.[4]河南统计年鉴2011.[5]河南统计年鉴2001.[6]杰弗里.M伍德里奇著,费剑平译:计量经济学[M].北京:高等教育出版社.作者简介:穆显平(1987-),男,汉族,南华大学经济管理学院研五、结论及政策含义究生;刘萌芽(1987-),男,汉族,南华大学经济管理学院教授。中国煤化工YHCNMH GTines Finance 359