高劲 吴晨鸽

摘要：改革开放以来，我国持续高速的经济增长为政府财政收入提供了较充足的来源。经济增长的总量、速度影响了财政收入的规模、增速。财政收入通过政府影响资源配置和政府直接支出、投资，促进经济增长。本文运用时间序列分析的协整检验、格兰杰因果检验方法，对1978—2019年我国财政收入和经济增长之间的关系进行实证研究。我们发现，经济增长和财政收入同向变动，GDP每增加1%，财政收入增加0.158%。前期的财政收入对当期财政收入也具有正向的时滞效应。

关键词：财政收入 经济增长 时滞效应 协整检验 格兰杰因果检验

一、引言

政府获得财政收入，以履行公共职能、提供公共产品和服务、实施公共政策。本文的研究问题是我国财政收入与经济发展水平（以GDP度量）的关系。国家统计局发布数据显示，2019年我国国内生产总值990865亿元，接近100万亿元，按可比价格计算，比上年增长6.1%。2019年的财政收入为190382.23万亿元，相比去年增长了3.83%，低于经济增长速度。

关于财政收入与GDP两者之间的关系，近年来，国内学者做了不少研究，但研究往往限于财政收入与GDP之间的比重的探讨，研究的重点是近年我国财政收入占GDP比重下降的原因。在GDP和财政收入二者之间数量关系的研究方面，一般采用线性回归分析方法。由于财政收入和GDP的时间序列都不平稳，普通线性回归会导致伪回归问题。

针对以上问题，本文采用时间序列分析法，研究我国财政收入与GDP的关系。对样本数据作平稳性检验（单位根检验）、协整检验和格兰杰因果关系检验，建立财政收入与经济增长之间的计量经济模型，并考虑前期财政收入的时滞效应。

二、国内外文献综述

部分学者认为较高的财政收入能够促进经济增长，Capolupo（2000）的研究得出结论，税收增长不会影响经济增长。如果政府用税收收入进行明智的投资，会拉动经济增长。也有学者认为较高的财政收入抑制经济增长。Karras（2003）利用11个国家42年的数据，研究税率对GDP增长率的影响。他发现较高的税收导致经济增长幅度的下降。宏观税负增长1个百分点，先使人均真实GDP下降0.6个百分点左右，然后在之后3—4年内使其持续低于其长期趋势值。

林毅夫、刘志强（2000），贾康、白景明（2000）等学者研究发现，财政收入与GDP增长之间存在着既相互依存又相互制约的关系：经济增长创造财政收入，财政收入又反过来助力于经济增长。既通过税收的杠杆作用，又通过财政支出影响资源配置，并直接拉动需求，影响经济发展。

张晓清（2013）采用我国1978年至2010年的数据，研究指出GDP增长对财政收入的影响是，GDP上升1个百分点，财政收入增加0.22个百分点。王江宏（2013）利用面板数据分析我国18个城市经济增长与财政收入的变化趋势，得出结论，城市经济增长与财政收入增加具有协整关系。李国锋、王乃静（2016）发现我国财政收入和GDP增量增长率、GDP总量增长率同向变动，地方财政收入与经济增长也呈现正相关关系。

本文将基于1978—2019年的最新数据，运用时间序列分析方法，实证研究财政收入和经济增长的长期关系，并特别考虑财政收入的时滞效应，即前期的财政收入对当期财政收入的影响。

三、模型及分析结果的讨论

（一）数据来源

本文使用的财政收入和国内生产总值数据来自《中国统计年鉴》（2018年）和国家统计局官网，样本期为1978年至2019年。为消除物价上涨带来的影响，本文用商品零售价格指数对所有数据进行调整（以1978年为基期）。同时，为了消除时间序列的异方差性，将GDP和财政收入这两个变量进行对数化处理，用其自然对数表示。变量定义如下：

lnGDP：表示GDP的自然对数值;

lnGR：表示我国财政收入的自然对数值。

以lngr为因变量，lngdp为自变量，建立如下一元线性双对数回归模型：

首先对变量进行单位根检验以检验其时间序列的平稳性，之后再进行协整检验和格兰杰因果关系检验。

（二）平稳性检验

经济变量的时间序列可能是非平稳的，本文采用ADF检验法来检验时间序列的平稳性。检验结果如表1所示。

由表1可知，两个变量的对数序列及其一阶对数差分序列在1%的显著性水平上都是非平稳的;而两个变量的二阶对数差分序列在1%的显著性水平上都是平稳的。因此，两个变量都服从二階单整，I（2）。由于两个变量满足同阶单整，下一步就可以检验二者是否具有协整关系。

（三）协整检验

为了检验lngr和lngdp之间是否存在协整关系，本文釆用EG两步法（即恩格尔-格兰杰两步法）进行协整检验。即先作两个变量的回归模型估计，然后检验回归模型残差的平稳性。以lngr为被解释变量，lngdp为解释变量，用OLS回归方法估计回归模型，估计的回归模型为上文的方程（1），得到下式：

其中ut为误差项。回归估计结果在表2中。

该模型的拟合度很强，可决系数R2达到0.976，说明gdp的变化对于财政收入gr的变化有很强的解释力。

下一步检验模型残差序列的平稳性。如果残差序列是平稳的，则lnGR和lnGDP存在协整关系，否则两个变量不存在协整关系。本文对残差序列进行单位根ADF检验，检验结果表明，残差序列非平稳，说明两个变量之间不存在协整关系，即不存在长期稳定的均衡关系。

出现这种结果的主要原因是，自改革开放以来，中国经历了多次财税体制改革。1978至2019年40多年间，经历了1980年、1985年、1988年和1994年四次大的变动，期间各种小的体制调整就更多了。相关财税政策的频繁调整，导致财政收入与GDP之间难以形成长期稳定的均衡关系。

为了建立协整模型，必须考虑加入别的影响财政收入的解释变量。由于我国地方政府普遍存在财政收入增长目标制，即下一年度财政收入在上一年度财政收入的基础上保持一定速度的增长，因而当期财政收入除了受当期GDP的影响，还受到前一期财政收入的影响，因此将Lngr_01（上一期财政收入的对数值）纳入协整模型如下：

用OLS回归方法估计方程（3），得到方程：

回归估计结果在表3中。

对该协整方程的残差进行单位根ADF检验，结果显示残差项是平稳序列，说明Lngr、Lngdp、Lngrt之间存在长期稳定的协整关系。如果本期GDP增加1个百分点，则本期财政收入增加0.158个百分点。如果上期财政收入增加1个百分点，则本期财政收入增加0.851个百分点，即本期的财政收入会受上期财政收入的影响。

（四）格兰杰因果检验

因为lngdp与lngr具有协整关系，可以进行格兰杰因果关系检验。检验结果报告在表4中。

格兰杰因果检验表明，在5%的显著性水平下，滞后一期的GDP是财政收入的格兰杰原因，而滞后一期的财政收入也是GDP增长的格兰杰原因，即两者之间存在双向因果关系。这是因为：（1）财政收入的增加，使政府能够提供更多的公共产品、基础设施，为经济发展奠定坚实的基础，促进经济增长;（2）财政税收改善国民收入分配，财政收支影响资源配置，可以弥补市场失灵，刺激经济发展;（3）来自税收的财政支出，会拉动内需、经济增长。

当滞后两期时，GDP仍然是财政收入的格兰杰原因，但财政收入不再是GDP的格兰杰原因，即前两期的经济增长会增加财政收入，但前两期的财政收入不会显著地提升经济增长。当滞后三期时，经济增长不是财政收入的格兰杰原因，财政收入也不是经济增长的格兰杰原因，它们之间不存在因果关系。

四、结论及政策建议

本文對我国财政收入和GDP增长之间的关系进行了实证研究，得出以下主要结论：

第一，我国财政收入与经济增长同向变动，这种正向效应在统计意义上高度显著。财政收入对GDP增长的弹性为0.158，即GDP每增加1个百分点，财政收入增加0.158个百分点;第二，虽然我国财政收入和GDP都是非平稳的，但它们却具有长期稳定的协整关系。我国的财政收入与GDP之间存在动态调整机制，可以实现财政收入与GDP的长期均衡关系;第三，格兰杰因果关系检验表明，滞后一期时，我国财政收入和GDP增长具有稳定的双向因果关系。

根据上述结论，我们认为，要稳定财政收入的增长速度，应重点做好以下两个方面的工作：

第一，以供给侧结构性改革为主线，以扩大内需为战略基点，促进经济结构调整。增加财政收入的着眼点应该是广开财源，从此角度来考虑产业结构调整和升级，提升产业链水平，培育和发展新的产业集群;第二，建立财源建设新机制。要稳定财政收入的增长速度，就必须建立与社会主义市场经济相配套的财源建设新机制。要充分发挥市场在资源配置中的基础作用，政府要强化高效的服务和监管机制，为市场更好地发挥作用提供良好的条件和环境。同时，政府应实施积极有为的财政政策，建立投资引导机制，促进技术创新和产业升级，促进经济可持续发展。

参考文献：

[1]Capolupo，R. Output Taxation， Human Capital and Growth[J]. The Manchester School，2000，68（2）.

[2]Karras，G. The Search for Growth[J]. Federal Reserve of Kansas City Symposium Series， Policies for Long-run Economic Growth， 2003，9（4）：57-81.

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作者单位：上海海事大学经济管理学院