李 佳 李成誠
【摘要】 對財政收入進行定量分析并對其作出較為準(zhǔn)確的預(yù)測可以為相關(guān)部門或者企業(yè)制定發(fā)展規(guī)劃、實施相關(guān)措施提供可靠的理論預(yù)測參考。運用時間序列方法實證分析了我國財政收入的變化過程及影響我國財政收入的兩個因素:GDP和稅收。
【關(guān)鍵詞】 財政收入;ARMA模型;協(xié)整分析
1978~2007年我國財政收入的規(guī)模隨著經(jīng)濟的不斷增長而增長,由1978 年的1132.26億元到2007年的51304.00 億元,擴大了近45倍。目前,我國財政收入增長速度遠遠高過經(jīng)濟增長,體現(xiàn)出高態(tài)位、高偏離、高離散和高依賴的特征。我們要警惕由此產(chǎn)生的負面影響,如國民和企業(yè)負擔(dān)過重,社會不平等加劇使矛盾激化等。
一、研究與分析
本文選取1990年到2007年的稅收收入和國民生產(chǎn)總值作為我國財政收入的變動因素。定義變量:Y財政收入(億元), X1稅收(億元),X2GDP(億元)。我國財政收入的有關(guān)數(shù)據(jù)(為了消除異方差,對數(shù)據(jù)做取對數(shù)處理)。
1.對序列Y的研究
(1)分布圖
(2)對序列Y的相關(guān)性和平穩(wěn)性研究
從自相關(guān)圖來看,除了延遲1階和2階的自相關(guān)系數(shù)大于兩倍標(biāo)準(zhǔn)差外,其它的都在兩倍標(biāo)準(zhǔn)差內(nèi),說明該序列具有短期相關(guān)性。各階滯后的Q統(tǒng)計量的P值都小于0.05,說明在5%的顯著性水平下,拒絕原假設(shè),序列存在序列相關(guān)。由上述結(jié)果可得出白噪聲檢驗結(jié)果:由于在各階延遲下,Q統(tǒng)計量的P值都小于0.05,所以拒絕純隨機性假設(shè),此序列不是純隨機的,序列非平穩(wěn)。
(3)對序列Y進行差分處理,根據(jù)差分表做出折線圖
(4)對序列Y進行單位根檢驗(ADF)
得到二階差分序列較平穩(wěn),從分析結(jié)果中,可知ADF統(tǒng)計量的值小于顯著性水平α=0.01,0.05和0.1時的臨界值,拒絕原假設(shè),即認為序列Y近似服從一個平穩(wěn)的二階自回歸模型。同時,二階差分的白噪聲檢驗結(jié)果:在檢驗的顯著性水平為0.05的條件下,由于6階和12階延遲的Q統(tǒng)計量的P值都大于0.05,所以該差分后的序列可以視為白噪聲序列,即二階差分后的序列幾乎提取了所有的相關(guān)信息。
(5)模型選擇
從差分序列Y2的自相關(guān)圖可以看出,自相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖均顯示出顯著的拖尾性質(zhì),所以考慮用ARMA(p,q)模型擬合二階差分后序列。根據(jù)最小信息量準(zhǔn)則(AIC準(zhǔn)則)ARMA(2,2)是最優(yōu)模型,該模型的口徑為:
S=[AR(2)=-0.067115,BACKCAST=“1990 2007”]+[MA(2)=-0.318943,BACKCAST=“1990 2007”]。
(6)模型優(yōu)化(用殘差的一階差分對模型優(yōu)化)
該優(yōu)化后的模型口徑為:
Y=-2.566325D(SER02(-1))+0.601096D(SER02(-1),2)+0.012679
可以看出,優(yōu)化后可決系數(shù)R2變大了,模型更有效。
(7)模型擬合
2.對序列Y和的協(xié)整分析
由于稅收是財政收入的主要來源,稅收與財政收入的關(guān)系是顯而易見的。本文著重分析財政收入與GDP之間的關(guān)系。
(1)協(xié)整分析
在這里我們使用Eviews3.1軟件對各變量分別進行ADF檢驗(Augmented Dickey- Fuller Test),檢驗結(jié)果見表1。由表1可見,所有變量的對數(shù)序列在5%的顯著水平上都是非平穩(wěn)的,而所有變量的對數(shù)序列的一階差分在1%的顯著水平上都是平穩(wěn)的。
根據(jù)單位根檢驗,由于LCZSR和LGDP均為一階單位根過程,可以利用“Engle Granger兩步法”來檢驗其協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系。首先對LCZSR和LGDP進行協(xié)整回歸,得到協(xié)整方程為(括號中的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量,以下同) :
LCZSRt=-0.6139+0.7388+ut(-7.30) (31.67)
R2=0.953 Adjusted-R2=0.952 F=1002.93 DW=0.381
S.E.=0.1821
對殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗, 檢驗的模型為:
△ut=-0.2579ut-1+0.344△ut-1+et(-2.82) (2.46)
殘差序列為平穩(wěn)的,因此,我國財政收入和GDP之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整模型可知,長期內(nèi),我國GDP每變動1%,財政收入將同方向變動0.739%,即從長期來說,我國的財政收入對GDP的彈性為0.739,同時也說明了我國的財政收入與GDP之間具有顯著的正相關(guān)性。根據(jù)Granger定理,如果兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系,那么一定存在誤差修正模型的形式。用ECM表示上述模型中的殘差序列,利用Eviews3.1軟件進行反復(fù)嘗試,建立如下誤差修正模型:
△LCZSRt=1.322△LGDPt-0.585△LGDPt-1+0.361△LCZSRt-1- 0.17ECMt+u2t(7.73) (-2.29) (2.41) (-1.94)
R2=0.658 Adjusted-R2=0.636 S.E.=0.095
D.W.=1.9524
根據(jù)誤差修正模型,短期內(nèi),我國財政收入與GDP之間具備顯著的正相關(guān)性。從誤差修正項的估計系數(shù)(-0.17) 來看,其值為負,調(diào)整方向符合誤差修正機制,雖然調(diào)整力度不是太大,但可以保持我國財政收入與GDP的協(xié)整關(guān)系,自動調(diào)整兩者之間的長期均衡關(guān)系。
(2)協(xié)整分析結(jié)論
第一,根據(jù)協(xié)整檢驗,盡管我國的財政收入和GDP都具有非平穩(wěn)性,但它們之間卻具有長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系,就長期而言,我國的財政收入與GDP之間具有統(tǒng)計上的高度相關(guān)性。從誤差修正模型來看,短期內(nèi)我國的財政收入與GDP之間存在動態(tài)調(diào)整機制,由于誤差項的存在,可以自動地實現(xiàn)我國的財政收入與GDP之間的長期均衡關(guān)系。
第二,從協(xié)整方程可以看出,我國的財政收入對GDP 的彈性為0.739。彈性小于1,說明財政收入的增長率小與GDP的增長率,財政收入的增長落后于經(jīng)濟的增長,因此,仍需要進一步采取措施,提高財政收入對GDP的彈性。
二、結(jié)論與建議
1.積極推進稅費改革,規(guī)范政府收入機制
各國規(guī)范的財政收入都是由稅收與收費兩部分組成,以稅收為主,收費為輔。一般稅收占90%左右,收費占5%~10%,且收費都納入預(yù)算內(nèi)管理和統(tǒng)計。稅費改革的目標(biāo)就是要徹底規(guī)范稅收與收費的范圍,理順政府的收入行為。當(dāng)前應(yīng)進一步清理整頓各種不合理收費,標(biāo)本兼治,從體制和機制上解除濫收費根源,解決各種收費對稅基的侵蝕,逐步建立“以稅收為主,少量收費為輔”的公共財政收入分配體系。
2.調(diào)整和完善現(xiàn)行稅制
進一步完善增值稅,實現(xiàn)生產(chǎn)型增值稅向消費型增值稅的轉(zhuǎn)型,解決現(xiàn)行增值稅的重復(fù)征稅問題,擴大增值稅的征收范圍。適當(dāng)調(diào)整消費稅的征收范圍和征收內(nèi)容:盡快合并內(nèi)外資企業(yè)所得稅,統(tǒng)一內(nèi)外資企業(yè)所得稅;規(guī)范所得稅稅前扣除制度,合理確定稅收負擔(dān);清理整頓稅收優(yōu)惠政策,取消按納稅人性質(zhì)、所在地區(qū)給予的優(yōu)惠;實行以產(chǎn)業(yè)政策和地區(qū)優(yōu)惠相結(jié)合,以產(chǎn)業(yè)為主的優(yōu)惠方法,并對外資在產(chǎn)業(yè)和科技含量上給予特定的優(yōu)惠。
3.健全財政秩序,規(guī)范財政分配
依法管理政府的非稅收入,依法將這部分收入納入預(yù)算管理。取消預(yù)算外分配,一切收費、罰款和基金收入,必須全額上繳國庫,實行真正意義上的收支兩條線:收入上繳、支出按預(yù)算執(zhí)行。政府要按照普通公民的意愿來決定公共財政項目,通過預(yù)算支出提供普通公民需要的公共服務(wù)和公共產(chǎn)品,使公眾享受到經(jīng)濟增長的實惠。要用高新技術(shù)和適用技術(shù)改造傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),提高工業(yè)部門的技術(shù)含量,并且要運用現(xiàn)代經(jīng)營方式和信息技術(shù)提升傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)的比重和水平,從而帶動財政收入結(jié)構(gòu)合理化。
參考文獻
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