鄭巖

摘要：目前國(guó)內(nèi)多數(shù)學(xué)者主要采用線性回歸分析方法、重點(diǎn)關(guān)注財(cái)政收入與GDP比重的研究，具有一定的局限性，基于物價(jià)水平對(duì)公共預(yù)算收入與GDP關(guān)系的總體影響，通過(guò)黑龍江省公共預(yù)算收入、GDP及物價(jià)水平的實(shí)證分析表明：雖然剔除物價(jià)因素前后的公共預(yù)算收入與GDP之間均存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，但物價(jià)水平對(duì)公共預(yù)算收入與GDP的長(zhǎng)期彈性、誤差修正比率都有重要影響。

關(guān)鍵詞：公共預(yù)算收入；GDP；物價(jià)水平；協(xié)整分析

中圖分類號(hào)：F810文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005-913X（2014）07-0114-01

一、變量數(shù)據(jù)及單位根檢驗(yàn)

選取黑龍江省1985-2012年度的名義公共預(yù)算收入和名義GDP的時(shí)間序列作為樣本，樣本容量為28，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《黑龍江省統(tǒng)計(jì)年鑒》及黑龍江省經(jīng)濟(jì)與社會(huì)統(tǒng)計(jì)公報(bào)。首先我們借鑒司春林（2002）的做法來(lái)計(jì)算第i年的GDP平減指數(shù)；然后，通過(guò)實(shí)際值=名義值/GDP平減指數(shù)，分別計(jì)算出黑龍江省1985-2012年的實(shí)際公共預(yù)算收入和實(shí)際GDP值。分別用REV1和GDP1表示黑龍江省名義公共預(yù)算收入和名義GDP（未剔除物價(jià)影響），分別用REV2和GDP2表示黑龍江省實(shí)際公共預(yù)算收入和實(shí)際GDP（剔除物價(jià)影響后）。此外，由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉?lái)的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，而且可以消除時(shí)間序列中存在的異方差，因此，分別對(duì)剔除物價(jià)影響前后的公共預(yù)算收入和GDP取自然對(duì)數(shù)，分別用LREV1、LGDP1和LREV2、LGDP2表示。

根據(jù)公共預(yù)算收入和GDP的時(shí)序圖，上述四個(gè)變量都有不斷增長(zhǎng)的趨勢(shì)，且變動(dòng)方向一致，表現(xiàn)出一種不平穩(wěn)的特性，但一階差分變換后的各變量的時(shí)間序列變得較為平穩(wěn)。為防止“偽回歸”現(xiàn)象的發(fā)生，運(yùn)用ADF方法檢驗(yàn)上述四個(gè)時(shí)間序列的原序列及其一階差分序列的穩(wěn)定性發(fā)現(xiàn)，在5%的顯著性水平上，上述四個(gè)序列都是非平穩(wěn)的，但其一階差分序列都是平穩(wěn)的，即都是I（1）序列，因此可以對(duì)四個(gè)變量分別進(jìn)行協(xié)整分析。

二、協(xié)整檢驗(yàn)與模型估計(jì)

這里采用Engle-Granger兩步法，分別對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整回歸。得到的協(xié)整方程的擬合情況中，R2和調(diào)整后的R2都較接近1，但模型整體線性回歸擬合的效果不太理想，而且兩個(gè)協(xié)整方程的DW值都太小，說(shuō)明存在自相關(guān)現(xiàn)象。為此，分別加入解釋變量和被解釋變量的滯后因素，分別重新估計(jì)上述變量之間的協(xié)整關(guān)系，根據(jù)AIC準(zhǔn)則確定各變量的滯后階數(shù)為1，這實(shí)際上屬于一階自回歸分布滯后模型ADL（1，1），根據(jù)兩個(gè)ADL（1，1）模型的擬合情況，R2和調(diào)整后的R2都比原模型提高了很多，更為接近1，顯示模型整體線性回歸擬合效果較好；另外，新模型DW值比原模型提高了很多，都接近2，表明序列基本不存在自相關(guān)性，且變量系數(shù)都較為顯著。再對(duì)新模型的殘差序列做ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)，e1和e2的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值小于顯著性水平為0.01時(shí)的臨界值-2.656915，這表明殘差序列為平穩(wěn)序列，所以e1和e2是平穩(wěn)的。

因此，我國(guó)財(cái)政收入與GDP之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。現(xiàn)將四個(gè)變量之間的協(xié)整方程寫成如下形式：LREVi =αi + βi LGDPi（i=1，2）。由式ADL（1，1）模型可計(jì)算出其中的回歸參數(shù)，進(jìn)而得出四者之間的長(zhǎng)期協(xié)整方程分別為。

LREV1 =-0.902 + LGDP1 （1）

LREV2 =-5.240 + 1.612 LGDP2 （2）

根據(jù)模型（1），若不剔除物價(jià)影響，黑龍江省GDP每變動(dòng)1%，公共預(yù)算收入在長(zhǎng)期內(nèi)將同方向變動(dòng)1%，即黑龍江省公共預(yù)算收入對(duì)其GDP的長(zhǎng)期彈性為1；根據(jù)模型（2），若剔除物價(jià)影響，黑龍江省GDP每變動(dòng)1%，公共預(yù)算收入在長(zhǎng)期內(nèi)將同方向變動(dòng)1.612 %，即黑龍江省公共預(yù)算收入對(duì)其GDP的長(zhǎng)期彈性為1.612。因此，物價(jià)因素削弱了長(zhǎng)期內(nèi)公共預(yù)算收入與GDP的關(guān)系，但不會(huì)改變其顯著的正相關(guān)性。

三、誤差修正模型

誤差修正模型可以分析協(xié)整關(guān)系的動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，被解釋變量的波動(dòng)可以分為短期波動(dòng)和長(zhǎng)期均衡兩部分，短期波動(dòng)由解釋變量的差分項(xiàng)來(lái)反映，長(zhǎng)期均衡部分由誤差項(xiàng)得到反映。這里分別用ecm1和ecm2表示原模型的殘差序列，建立誤差修正模型：

△LREV1t= 0.162-0.360 ecm1t-1-0.287△LGDP1t （1*）

（2.994） （-1.811）（-0.788）

△LREV2t=-0.196-0.131 ecm2t-1+3.003△LGDP2t（2*）

（-1.549）（-0.628） （2.216）

根據(jù)模型（1*）和（2*），誤差修正項(xiàng)ecm1和ecm2的系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的收斂機(jī)制在起作用，作用的幅度為：上一年度的非均衡誤差分別以36%和13.1%的比率對(duì)本年度的公共預(yù)算收入（對(duì)數(shù)）做出反向修正，一旦短期波動(dòng)偏離了長(zhǎng)期均衡關(guān)系的軌道，誤差修正機(jī)制的存在能夠糾正這種偏離，并將公共預(yù)算收入與GDP之間的關(guān)系拉回到長(zhǎng)期均衡關(guān)系的軌道。但剔除物價(jià)影響前的修正力度（-0.36）要比剔除物價(jià)影響后的修正力度（-0.131）更大一些。

四、結(jié)論與啟示

可見(jiàn)，無(wú)論是否剔除物價(jià)水平的影響，黑龍江省公共預(yù)算收入與其GDP存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，一旦GDP的短期波動(dòng)導(dǎo)致公共預(yù)算收入偏離了二者長(zhǎng)期均衡關(guān)系的軌道，誤差修正機(jī)制將公共預(yù)算收入與GDP之間的關(guān)系拉回到長(zhǎng)期均衡關(guān)系的軌道。需要特別注意的是，物價(jià)水平對(duì)公共預(yù)算收入與GDP的長(zhǎng)期彈性、誤差修正比率具有重要影響：剔除物價(jià)影響前后的長(zhǎng)期彈性分別為1和1.612，剔除物價(jià)影響前后的誤差修正比率分別為36%和13.1%。這對(duì)于多數(shù)學(xué)者不考慮物價(jià)因素直接對(duì)財(cái)政收入與GDP進(jìn)行計(jì)量分析是一個(gè)重要的啟示。

參考文獻(xiàn)：

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［責(zé)任編輯：方曉］