緱小平

(寧夏財政廳　財政政策研究中心，銀川　750001)

我國財政收入與三次產(chǎn)業(yè)增加值計量關(guān)系的實證研究

緱小平

(寧夏財政廳財政政策研究中心，銀川750001)

[摘要]經(jīng)濟(jì)是財政收入的基礎(chǔ)，財政收入大部分取自于三次產(chǎn)業(yè)增加值，一小部分取自于存量資產(chǎn)。財政收入實際價值受居民消費價格指數(shù)(CPI)變化的影響，存在縮水現(xiàn)象。作者運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的協(xié)整理論，選取全國1978-2014年5組時間序列，在財政收入與三次產(chǎn)業(yè)增加值及CPI之間建立一組線性回歸模型，通過結(jié)構(gòu)分析，并采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗，揭示后者與前者之間的數(shù)量和因果關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，財政收入與第一產(chǎn)業(yè)增加值和CPI呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系(即彈性為負(fù))，與第二、三產(chǎn)業(yè)增加值呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系(即彈性為正)；財政收入對GDP的綜合彈性為1.44%；三次產(chǎn)業(yè)增加值的一期滯后對財政收入有影響，二期以上滯后沒有影響，財政收入無論幾期滯后均對三次產(chǎn)業(yè)增加值沒有影響。

[關(guān)鍵詞]財政收入; 三次產(chǎn)業(yè)增加值; 協(xié)整分析; 格蘭杰因果關(guān)系

一、引言

經(jīng)濟(jì)是財政的基礎(chǔ)。經(jīng)濟(jì)決定財政，包括三方面的含義：經(jīng)濟(jì)體制決定財政體制，經(jīng)濟(jì)規(guī)模決定財政規(guī)模，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定財政結(jié)構(gòu)。財政收入與經(jīng)濟(jì)增量有著十分密切的聯(lián)系。從取得財政收入所依據(jù)的資產(chǎn)形態(tài)上劃分，即所依據(jù)的征收對象上劃分，主要有從經(jīng)濟(jì)增量(當(dāng)年生產(chǎn)總值)取得的收入，從經(jīng)濟(jì)存量(歷年累計創(chuàng)造的財富)取得的收入和其他收入。從經(jīng)濟(jì)增量取得的收入主要有流轉(zhuǎn)額課稅、所得額課稅、政府性基金收入、國有資本經(jīng)營收益等。從經(jīng)濟(jì)存量獲得的收入主要有財產(chǎn)課稅、資源占用課稅等。其他收入主要包括行為課稅、行政事業(yè)性收費等。行政事業(yè)性收費行為一般發(fā)生在非生產(chǎn)經(jīng)營性領(lǐng)域，收費依據(jù)往往不是經(jīng)濟(jì)增加值，與經(jīng)濟(jì)增長率并不直接相關(guān)，但也受到歷年經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的影響。如果將GDP看成是稅基，那么財政收入占GDP的比重則為宏觀稅率，反映了財政與經(jīng)濟(jì)的密切關(guān)系。財政收入同時也受通貨膨脹率(即居民消費價格指數(shù)的增長率)的影響，通貨膨脹會使財政收入的實際價值縮水。本文試圖通過在財政收入與三次產(chǎn)業(yè)增加值及居民消費價格指數(shù)之間建立起一組線性回歸模型，并采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗，揭示后者與前者之間的數(shù)量和因果關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述

自2000年以來，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)作為一種有力的分析工具，在我國財政研究領(lǐng)域應(yīng)用越來越普及，國內(nèi)學(xué)者圍繞財政收入和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了有益的探索，使研究領(lǐng)域從定性分析延伸到計量分析?？偨Y(jié)近十多年來的部分文獻(xiàn)，觀察到如下特點：

1.普遍認(rèn)為財政收入與GDP密切相關(guān)，但又存在相互制約的關(guān)系。如曾五一、劉小二(2009)認(rèn)為，財政收入與GDP相互依存關(guān)系密切，經(jīng)濟(jì)規(guī)模決定財政收入[1]。熊芬(2011)認(rèn)為，財政收入與經(jīng)濟(jì)增長是互相促進(jìn)、相互制約的關(guān)系[2]。

2.在樣本選取上，有的以全國的數(shù)據(jù)為研究對象，有的是以某一個省的數(shù)據(jù)為研究對象。研究全國數(shù)據(jù)的如龐瑞芝、張志超(2002)[3]；谷永芬、安鵬、周方召(2005)[4]；韋邦榮、楊玉生(2007)[5]；歐陽燦、賀俊程(2008)[6]；劉宏杰(2008)[7]，劉美嬌(2012)[8]等。研究省級數(shù)據(jù)的有丁文斌(2003，北京)[9]，傅真晶、許能銳、段風(fēng)軍(2010，福建)[10]，熊芬(2011，廣東)，鐘艾陽、汪發(fā)元、周中林(2013，湖北)[11]，阿不力米提·克力木(2013，新疆)[12]等。

3.從建模類型上看，絕大部分文獻(xiàn)建立了以財政收入作為被解釋變量、GDP作為解釋變量的一元線性模型，通過回歸分析解釋了財政收入和GDP的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)系，同時得出財政收入的GDP彈性。鐘艾陽等(2013)對湖北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地方財政收入的影響進(jìn)行分析時，采用第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值作為解釋變量，建立多元性回歸模型，得到了財政收入對三次產(chǎn)業(yè)增加值各自的彈性，具有創(chuàng)新性。

4.絕大多數(shù)作者進(jìn)一步對數(shù)據(jù)序列進(jìn)行了協(xié)整分析，分析結(jié)果表明，財政收入和GDP的原始數(shù)據(jù)序列為不穩(wěn)定序列，但同為二階單整，或經(jīng)過自然對數(shù)變換，其自然對數(shù)序列同為一階單整，并存在協(xié)整關(guān)系，表明財政收入和GDP之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，具備建立經(jīng)典線性計量模型的條件。有一部分作者在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上建立了誤差修正模型(ECM)。

5.部分文獻(xiàn)對財政收入和GDP序列實施了格蘭杰因果關(guān)系檢驗，但檢驗結(jié)論有差異。韋邦榮、楊玉生(2007)的檢驗結(jié)論為，在滯后期為1時，中國財政收入與GDP有雙向因果關(guān)系，滯后期為2和4時，GDP是財政收入的因。傅真晶等(2010)的檢驗結(jié)果為，福建省財政收入與第一、二產(chǎn)業(yè)增加值互無因果關(guān)系，在滯后期為1時，第三產(chǎn)業(yè)增加值是財政收入的因。阿不力米提·克力木(2013)得出的檢驗結(jié)論是，GDP是地方財政收入的格蘭杰因，財政收入不是GDP的格蘭杰因。

6.所有文獻(xiàn)通過模型回歸計算出了財政收入對GDP的彈性，即GDP每增加1%，財政收入相應(yīng)增加的百分?jǐn)?shù)。因為所依據(jù)的樣本空間不同，故彈性也各不相同。就全國數(shù)據(jù)而言，彈性最低的為0.69%，最高的為1.6%。福建財政收入對第一、二、三產(chǎn)業(yè)的彈性分別為1.02%、0.61%和0.55%，廣東財政收入對GDP的彈性為0.965%，湖北財政收入對第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的彈性分別為-0.38%、1.46%和0.17%，新疆財政收入對GDP的彈性為0.78%。

三、變量和數(shù)據(jù)描述及研究方法

(一)變量選取

表1模型采用的變量及其意義

變量符號所代表的意義Y被解釋變量,代表財政總收入X1解釋變量,代表第一產(chǎn)業(yè)增加值X2解釋變量,代表第二產(chǎn)業(yè)增加值X3解釋變量,代表第三產(chǎn)業(yè)增加值CPI解釋變量,代表居民消費價格總指數(shù)

從本文第一部分的分析中可知，財政收入與GDP密切相關(guān)。因為本文的目的是要通過建立模型，分析第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值各自對財政收入的貢獻(xiàn)度，故財政收入必然成為被解釋變量Y，第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值(現(xiàn)值)依次作為解釋變量。另外，三次產(chǎn)業(yè)增加值與財政收入的實際值同時受居民消費價格指數(shù)(CPI)的影響，故將CPI作為解釋變量之一。選取的變量及其所代表的意義列表如表1。

(二)數(shù)據(jù)描述和來源

為了滿足回歸模型所需數(shù)據(jù)，筆者采集了全國1978-2014年共37年5組時間序列數(shù)據(jù)(見表2)185個，包括財政收入(Y)、第一產(chǎn)業(yè)增加值(X1)、第二產(chǎn)業(yè)增加值(X2)、第三產(chǎn)業(yè)增加值(X3)和居民消費價格總指數(shù)(CPI)。之所以選取37個年份的數(shù)據(jù)，是因為樣本空間越豐富，統(tǒng)計性質(zhì)越優(yōu)良，模型估計也越精確。

表2　我國三次產(chǎn)業(yè)增加值、財政收入和CPI數(shù)據(jù)

注：1. 財政收入為一般公共預(yù)算收入，摘自《中國統(tǒng)計年鑒2015》。

2. 三次產(chǎn)業(yè)增加值均為當(dāng)年值，未經(jīng)價格調(diào)整，摘自《中國統(tǒng)計年鑒2015》。

3. 居民消費價格指數(shù)為以1978年價格為100的定基指數(shù)。1978-1994年摘自國家統(tǒng)計局編、中國統(tǒng)計出版社出版的《新中國六十五年》；1995-2014年摘自《中國統(tǒng)計年鑒2015》。

(三)研究方法

計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的主要功能包括政策評價、預(yù)測和結(jié)構(gòu)分析。本文建立一組包括三次產(chǎn)業(yè)增加值在內(nèi)的多元線性回歸模型，通過結(jié)構(gòu)分析揭示三次產(chǎn)業(yè)增加值對財政收入的綜合影響。構(gòu)建模型的總體思路運(yùn)用了計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的協(xié)整理論。首先對5個時間序列的原始數(shù)據(jù)分別進(jìn)行單位根檢驗，然后對5個時間序列的自然對數(shù)值分別進(jìn)行單位根檢驗，證明它們同為一階單整序列。第二步構(gòu)建模型并對運(yùn)算結(jié)果進(jìn)行統(tǒng)計檢驗。第三步進(jìn)行協(xié)整檢驗。第四步進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

四、單位根檢驗和模型構(gòu)建

(一)單位根檢驗

此檢驗可以判斷時間序列的平穩(wěn)性。根據(jù)協(xié)整理論，經(jīng)濟(jì)時間序列往往是不平穩(wěn)的，不能直接用經(jīng)典計量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法建立回歸模型，否則會出現(xiàn)“偽回歸”。但若干不平穩(wěn)變量的某種線性組合呈現(xiàn)出平穩(wěn)性質(zhì)，就意味著這若干個變量有著長期的均衡關(guān)系，這種狀態(tài)被稱為協(xié)整，而這種線性組合正是表達(dá)這種均衡關(guān)系的方程式。應(yīng)用EViews軟件分別對Y，X1，X2， X3，CPI五組時間序列做單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)其原始時間序列存在單位根，即它們均為非平穩(wěn)時間序列。但分別對這5個時間序列進(jìn)行自然對數(shù)變換后，再進(jìn)行單位根檢驗(限于篇幅，單位根檢驗的過程略去)，結(jié)果表明，它們同為一階單整序列，即lnY,lnX1,lnX2,lnX3,lnCPI～I(xiàn)(1)。只有同階單整序列才有可能存在協(xié)整關(guān)系。如果這些同階單整變量的某種線性組合呈現(xiàn)平穩(wěn)性，即其模型的殘差序列無單位根(μi～I(xiàn)(0))，則協(xié)整關(guān)系成立?？梢韵葮?gòu)建回歸模型，實施運(yùn)算，再進(jìn)行協(xié)整檢驗。

(二) 模型構(gòu)建

采用選取的變量，以財政收入的自然對數(shù)值為被解釋變量，三次產(chǎn)業(yè)增加值和居民消費價格指數(shù)的自然對數(shù)值為解釋變量，構(gòu)建如下多元線性回歸模型：

lnY=β0+β1lnX1+β2lnX2+β3lnX3+β4lnCPI+μi

(1)

其中β0,β1,β2,β3,β4為待估參數(shù)，β0為截距項，β1,β2,β3,β4為斜率項；μi為隨機(jī)干擾項，又稱為殘差，代表了解釋變量所沒有包含的影響因素，比如政策因素、數(shù)據(jù)統(tǒng)計誤差等。

對原始數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，不僅可以使原始時間序列轉(zhuǎn)換為一階單整序列，以滿足協(xié)整條件，還可以減緩模型的多重共線性和異方差性，從而提高模型的有效性。其次，方程(1)是一種雙對數(shù)模型(即對數(shù)——對數(shù)模型)，其結(jié)果用于測度模型中被解釋變量對于解釋變量的彈性關(guān)系，即Xi變化1%所引起Y的百分比變化率。

五、模型估計及檢驗

(一)模型估計結(jié)果

對模型估計采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法中的最小二乘法，運(yùn)用EViews計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件包進(jìn)行運(yùn)算。因為構(gòu)建的是協(xié)整模型，故采用軟件包中的協(xié)整回歸功能選項下的“動態(tài)普通最小二乘法”對待估參數(shù)進(jìn)行估算，能得到更加準(zhǔn)確的結(jié)果。將方程(1)錄入軟件包中的方程估計功能模塊，得到如下運(yùn)算結(jié)果：

表3　協(xié)整模型回歸結(jié)果

(二)模型擬合優(yōu)度和有效性檢驗

從以上列表可以看到，模型的擬合優(yōu)度R2為0.999，表明方程擬合優(yōu)良。換句話說，對于財政收入的變化，方程右邊的解釋變量能夠解釋其中的99.9%。方程(1)等式右邊的系數(shù)的估值分別為3.907435，-0.339541，1.514539，0.273683和-1.676632。所有系數(shù)估值所對應(yīng)的t統(tǒng)計量的絕對值均大于2，P值均小于5%，表明這些系數(shù)在統(tǒng)計上是顯著的，系數(shù)的有效性以此得到驗證。從模型整體看，德賓-沃森(D.W.)統(tǒng)計量為1.534，據(jù)此查明模型在1%的顯著性水平上不存在序列相關(guān)，有效性得以增強(qiáng)。

(三)協(xié)整檢驗

用EViews軟件包對模型的殘差序列(E)進(jìn)行ADF單位根檢驗，輸出結(jié)果如下：

調(diào)查問卷分為《校企合作問卷調(diào)查表（學(xué)生用卷）》和《校企合作問卷調(diào)查表（企業(yè)用卷）》兩種。其中學(xué)生用卷主要調(diào)查內(nèi)容為：15道客觀選擇題和1道主觀題（作為大學(xué)生，您希望在校開展哪些與專業(yè)相關(guān)的英語課程？） 通過學(xué)生用卷，主要了解到大學(xué)生更傾向于哪種大學(xué)英語教學(xué)模式、對于增設(shè)專業(yè)英語課程的看法、校企合作對于英語學(xué)習(xí)的啟示以及校企合作下是否有助于大學(xué)英語教學(xué)改革等方面。企業(yè)問卷主要調(diào)查內(nèi)容為：12道客觀選擇題和1道主觀題（貴企業(yè)希望大學(xué)生加強(qiáng)哪些英語能力的培養(yǎng)？）通過企業(yè)用卷，調(diào)查企業(yè)期待的畢業(yè)生應(yīng)具備哪些英語能力、英語在企業(yè)中的重要性和校企合作下的大學(xué)英語教學(xué)存在的主要問題等方面。

表4協(xié)整檢驗——單位根檢驗輸出結(jié)果

Null Hypothesis: E has a unit root

Exogenous: Constant

Lag Length: 0 (Automatic - based on SIC, maxlag=9)

t-Statistic　　　Prob.*

上表顯示，單位根檢驗的原假設(shè)(H0)為：殘差序列(E)有一個單位根。結(jié)果表明，t統(tǒng)計量所對應(yīng)的P概率值為0.07%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于5%的顯著性水平，應(yīng)拒絕原假設(shè)，轉(zhuǎn)而接受殘差序列(E)沒有單位根(μi～I(xiàn)(0))的備擇假設(shè)。這個結(jié)論告訴我們，該模型的殘差序列是平穩(wěn)的，模型的協(xié)整關(guān)系成立：財政收入與三次產(chǎn)業(yè)增加值、居民消費價格指數(shù)之間存在模型所表達(dá)的長期均衡關(guān)系。這是比較簡單和直接的一種檢驗方法，軟件包中還提供其他檢驗方法，檢驗結(jié)果都支持模型協(xié)整關(guān)系成立的假設(shè)。

六、對模型含義的解釋

將表3系數(shù)估值(保留兩位小數(shù))代入方程(1)，結(jié)果如下：

lnY=3.91-0.34lnX1+1.51lnX2+0.27lnX3-1.68lnCPI

(2)

方程(2)表示，第一產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，財政收入增加-0.34%，第二產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，財政收入增加1.51%，第三產(chǎn)業(yè)增加值每增加1%，財政收入增加0.27%。這種數(shù)量關(guān)系一般稱為財政收入對三次產(chǎn)業(yè)增加值的彈性。綜合來看，財政收入對GDP的彈性為1.44%(=-0.34%+1.51%+0.27%)，即GDP每增加1%，財政收入增加1.44%。

從方程(2)還可以觀察到，居民消費價格指數(shù)每增加1%，財政收入增加-1.67%，表明財政收入與CPI呈負(fù)相關(guān)。從經(jīng)濟(jì)意義上解釋，CPI增加即意味著通貨膨脹，通貨膨脹因素可以導(dǎo)致財政收入貶值，即CPI每增加1%，財政收入貶值1.67%。

七、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

(一)格蘭杰因果關(guān)系檢驗的意義

因協(xié)整理論獲得2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎的英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家克萊夫·格蘭杰，于1969年提出格蘭杰因果關(guān)系理論。該理論指出，對于變量X和Y的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，如果X的過去值有助于提高Y的預(yù)測水平，則稱X是Y的“格蘭杰原因(Granger Causality)”；如果Y的過去值有助于提高X的預(yù)測水平，則稱Y是X的“格蘭杰原因”；如果兩種關(guān)系同時成立，則存在雙向因果關(guān)系，如果只有其中一種關(guān)系成立，則只存在單向因果關(guān)系。此時得出的格蘭杰因果關(guān)系只是統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系，其所隱含的經(jīng)濟(jì)意義需要結(jié)合恰當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)理論給予詮釋。

第一步，對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。協(xié)整檢驗的目的是要看進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗的時間序列是否是平穩(wěn)序列。格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前是否需要協(xié)整檢驗，理論界有不同的看法，有的認(rèn)為需要進(jìn)行協(xié)整檢驗，只有平穩(wěn)時間序列進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗才有意義。另一種意見認(rèn)為不需要進(jìn)行協(xié)整檢驗。筆者支持對數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。前文已經(jīng)對財政收入、三次產(chǎn)業(yè)增加值和居民消費價格指數(shù)做過協(xié)整檢驗，證明用這些時間序列的對數(shù)值均為一階單整，其線性組合存在協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。第二步，用EViews軟件包中的相應(yīng)模塊對上述時間序列的自然對數(shù)形式(lnY, lnX1，lnX2，lnX3, lnCPI)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。一期滯后的檢驗結(jié)果輸出形式如下表所示：

表5　財政收入與三次產(chǎn)業(yè)增加值格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果(一期滯后)

連續(xù)進(jìn)行7期滯后檢驗，整理后的檢驗結(jié)果如下表所示：

表6　財政收入與三次產(chǎn)業(yè)增加值的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果(顯著性水平=1%)

表6(續(xù))

原假設(shè)(H0)滯后期數(shù)F統(tǒng)計量P概率值決定17.142450.0116拒絕原假設(shè)居民消費價格指數(shù)不是財政收入的格蘭杰原因21.603770.2179不拒絕原假設(shè)3-7略略不拒絕原假設(shè)10.895400.3509不拒絕原假設(shè)財政收入不是居民消費價格指數(shù)的格蘭杰原因20.206660.8144拒絕原假設(shè)3-6略略拒絕原假設(shè)

(三)對檢驗結(jié)果的解讀

格蘭杰因果關(guān)系檢驗使用了數(shù)理統(tǒng)計學(xué)中的F檢驗法對選定的時間序列進(jìn)行雙向檢驗，此處顯著性水平設(shè)定為1%. 原假設(shè)(H0)為“X不是Y的格蘭杰原因”和“Y不是X的格蘭杰原因”，備擇假設(shè)(H1)為“X是Y的格蘭杰原因”和“Y是X的格蘭杰原因”。如果F統(tǒng)計量的伴隨概率值(P值)小于設(shè)定的顯著性水平，則拒絕原假設(shè)，從而接受備擇假設(shè)；如果P值大于設(shè)定的顯著性水平，則不拒絕原假設(shè)。

從檢驗結(jié)果判斷，三次產(chǎn)業(yè)增加值對財政收入有單向傳導(dǎo)的性質(zhì)。一個滯后期的三次產(chǎn)業(yè)增加值全部是財政收入的格蘭杰原因，兩個以上滯后期的三次產(chǎn)業(yè)增加值全部不是財政收入的格蘭杰原因；而無論哪個滯后期的財政收入均不是三次產(chǎn)業(yè)增加值的格蘭杰原因。換句話說，當(dāng)年的三次產(chǎn)業(yè)增加值對次年的財政收入有影響，但這種影響只維持一期，對第三年及其以后年度的財政收入沒有影響。從經(jīng)濟(jì)意義上理解，可能的原因是，“由于征管因素，稅基產(chǎn)生與稅收繳納不能完全匹配，稅法對納稅申報時間會提供多種選擇，所以實際稅基從產(chǎn)生、確認(rèn)到稅款繳納、入庫會存在一個相當(dāng)?shù)臅r滯[13]”。換言之，三次產(chǎn)業(yè)增加值有一部分沒有在當(dāng)年形成財政收入(比如欠稅、欠費)，而是遞延到第二年才形成財政收入。財政收入對任何一期的三次產(chǎn)業(yè)增加值均沒有影響。這是因為任何經(jīng)濟(jì)活動只有在產(chǎn)生增加值后才能形成財政收入，在邏輯關(guān)系上有先后之分，先有三次產(chǎn)業(yè)增加值，然后才有財政收入，即現(xiàn)在和未來不能影響過去，因此在檢驗結(jié)果上表現(xiàn)為財政收入不是三次產(chǎn)業(yè)增加值的原因。

居民消費價格指數(shù)與三次產(chǎn)業(yè)增加值對財政收入的影響是一致的，即當(dāng)年的居民消費價格指數(shù)只對次年的財政收入有影響，對第三年以后的財政收入沒有影響；財政收入對任何一期的居民消費價格指數(shù)均無影響。原因與三次產(chǎn)業(yè)增加值對財政收入的影響類同。

八、結(jié)論

1.研究三次產(chǎn)業(yè)增加值與財政收入的計量關(guān)系，即財政收入對三次產(chǎn)業(yè)增加值的彈性和因果關(guān)系，使我們對財政收入和三次產(chǎn)業(yè)增加值之間的關(guān)系由定性感知上升為定量測度，深化了前后關(guān)系的理解，同時為依據(jù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來預(yù)測財政收入提供了可供操作的模型。

2.第二產(chǎn)業(yè)對財政收入的貢獻(xiàn)率最大，這與當(dāng)前我國制造業(yè)大國的地位是相適應(yīng)的，但隨著經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的顯現(xiàn)，這種局面不會長久維持下去。應(yīng)抓住世界經(jīng)濟(jì)格局的變化和國內(nèi)新一輪經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的機(jī)遇，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，適時調(diào)整和完善適應(yīng)新形勢和新常態(tài)的財稅政策，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與財政收入的良性互動新局面。

3.雖然第一產(chǎn)業(yè)增加值對財政收入彈性為負(fù)數(shù)，但第一產(chǎn)業(yè)的重要意義并不在于產(chǎn)生財政收入，它是二、三產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)，對于改善城鄉(xiāng)居民生活、維持社會穩(wěn)定具有重大意義，因此不能因為第一產(chǎn)業(yè)對財政收入貢獻(xiàn)小就忽視發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)，甚至減少其財政支持。

4.居民消費價格指數(shù)對財政收入有著顯著影響，呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即價格指數(shù)越高，財政收入縮水越嚴(yán)重。財政收入中包含的通貨膨脹因素會干擾人們對財政收入實際值的判斷，比如每年都會出現(xiàn)財政收入增長率高于經(jīng)濟(jì)增長率的現(xiàn)象。這種情況的出現(xiàn)是由于兩者的計算方法不同造成的。財政收入增長率直接用本年度和上年度的現(xiàn)值計算而來，沒有剔除通貨膨脹因素，而經(jīng)濟(jì)增長率使用上年度的可比價格計算本年度的生產(chǎn)總值，再與上年度的生產(chǎn)總值進(jìn)行對比，扣除了價格變動因素。兩者對比的基礎(chǔ)不同，因而存在差異。

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[責(zé)任編輯：安錦]

Empirical Study on the Econometric Relationship Between China’s Public Revenues and Products of the Three Industries

GOU Xiao-ping

(Ningxia Fiscal Research Center,Ningxia Department of Finance,Yinchuan 750001,China)

Abstract:Economy is the basis of public revenue, the majority of which is derived from domestic products of the three industries, and a small amount comes from stock assets. The real value of public revenue will be deflated by the influence of CPI fluctuation. This paper, applying cointegration theory of econometrics, and selecting five sets of time series of the national level covering a period from years 1978 to 2014, has established a linear model with public revenues, products of the three industries and CPI as variables. Both quantitative and causal relationships have been revealed by methods of structural analysis and Granger causality test. It is turned out that public revenue is negative related to products of primary industry and CPI, i.e., the elasticity is negative, at the same time, public revenue shows a positive correlation to the secondary and tertiary industry, i.e., the elasticity is positive. It is also found that the integrated elasticity of public revenue to GDP comes up to 1.44%, and one lag of the three industries has some impact on public revenue, while lags exceeding two have no impact. In the other hand, no lags of public revenue exert impact on the products of the three industries.

Key words:public revenue; products of three industries; cointegration; Granger causality test

[收稿日期]2016-03-06

[作者簡介]緱小平(1964-)，男，甘肅天水人，寧夏財政廳財政政策研究中心調(diào)研員，碩士，從事財政政策研究.

[中圖分類號]F224.9

[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

[文章編號]2095-5863(2016)03-0053-08