对我国财政收入和财政支出关系的研究基于EG两步法和误差修精.docx
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对我国财政收入和财政支出关系的研究基于EG两步法和误差修精
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对我国财政收入和财政支出关系的研究
——基于EG两步法和误差修正模型分析
●李海峰
本文运用EG协整检验方法对我国1953~2010年间的财政收支之间是否存在长期均衡关系进行了实
证分析,分析结果表明我国财政收入和财政支出之间存在长期均衡关系,并运用误差修正模型分析了我国
财政支出与财政收入之间的短期和长期关系。
发现当短期波动偏离长期均衡时,误差修正项将以0.423295
的力度作反向调整.将非均衡状态回复到均衡状态。
也就是说即使在短期偏离长期均衡时,也会受到一种
“引力约束”使其向长期均衡靠拢。
通过格兰杰(Granger)因果关系检验,我国财政收入和财政支出之间存
在单向因果关系,即财政收入是财政支出的格兰杰(Gr肌炉r)原因,证明了存在“收入一支出假说”。
f关键词】财政收入;财政支出;误差修正模型;EG两步法;格兰杰因果检验
【中图分类号]F810.4【文献标识码]A【文章编号]l006一169x(2011)06—0036—05
李海峰(1982一),男,河北承德人,西南财经大学博士研究生,研究方向为资本市场与公司金融。
(四川成都610074)
一、引言数形式上升。
财政收入与财政支出基本以相同的趋一周的财政收入和财政支出之间的关系对于如势增加,但从1953年至2010年共计58年间,财政何调整财政失衡是非常重要的。
基于两者之间的关支出超过财政收入的为40个年份,财政支出低于系产生几种假说.一种是财政收入与财政支出之间财政收入的仅为18个年份。
可见,在我国财政收支存在双向的因果关系,称为“财政同步性假说”,即财平衡上经常处于财政赤字。
从1986年至2005年财政收入的变化引起财政支出的变化,同时,财政支出政支出一直高于财政收入,导致财政赤字,2006年的变化同样对财政收入的变化产生影响,财政支出和2007年财政出现盈余,分别盈余6472.37亿元和的决策不能脱离于财政收入而单独制定。
如果仅从1.109235万亿元.以后的2008年至2010年又出现财政收入到财政支出单向存在因果关系,则称之为了财政支出超过财政收入,再次出现财政赤字。
赤“收入一支出假说”,支出会随着收入而进行调整。
如字额分别为1110.13亿元、7397.00亿元和6495.00果存在“支出~收入假说”,则表明支出的调整会导亿元(图1所示)。
财政收入和财政支出占GDP的比致收入的相应调整。
重也在不断地发生变化,1986年以前所占比重占
随着我国经济不断发展。
财政收人和财政支出GDP的四分之一以上,1987年至2007年这段时间也不断增加,财政收入从1953年的213.24亿元增占GDP比重一直不超过五分之一,2007年以后,收加到20lO年的8.308万亿,财政支出也从1953年入和支出占GDP的比重又逐渐增加(图2所示)。
的219-21亿增加到2010年的8.9575万亿。
特别是由于财政收支经常失衡必将导致一系列严重从1985年开始我国财政收入和财政支出快速以指经济后果。
基于此,本文对我国财政收入和财政支万方数据
出在长期是否具有均衡关系进行实证研究,以及变量在本期的变动,是否会根据上期偏差的情况做出
调整,使其向长期均衡关系靠拢。
更重要的是,通过
研究发现我国财政收入是否存在上面所论述的三
种假说。
图1
我国财政收入与支出情况
资料来源:
根据锐思金融数据库(http:
,,www2.resset.cn)所提供数据绘制而得
图2财政收入(CS)与财政支出(Cz)占GDP的比重
资料来源:
根据锐思金融数据库(http:
,佃nr2.resset.cn)所提供数据绘制而得
二、文献综述
目前许多学者对我国财政收入和支出之间的关系从不同角度,运用不同的实证方法进行了研究分析,得出一些具有价值的结论,邓子基(20021以我国财政是“以收定支”还是“以支定收”的角度出发进行分析,认为从我国国情出发.我国仍须主要坚持“以
收定支”的原则,同时也应适当借鉴“以支定收”的精
神,实行“以收定支”为主,“以支定收”为辅的预算原则。
许雄奇,朱秋白(2004)运用时间序列经济计量技术对1950~2001年我国财政收入和财政支出的关系进行实证研究,发现:
(1)我国的财政收支之间不存在Granger因果关系,财政收支之间不存在显著的
万方数据
对我国财政收入和财政支出关系的研究
相互促进效应;(2)我国的财政收支之间具备长期均
衡的协整关系和短期动态调整机制。
程红莉、马利霞(2004),方娜,蔡风景(2009),分别对我国财政收
入和财政支出的因果关系进行了实证研究.结果都发现.我国财政收支之间不存在短期的显著因果关
系,两者间短期没有明显的相互促进作用.但财政
收支之间存在长期均衡的协整关系。
何秋仙,楼迎
军(2005)以我国1978~2003年的财政收入和支出时间序列为样本,结合我国实际GDP时间序列,在单
位根检验和协整检验的基础上,利用条件线性回归方法来定量分析我国财政收支的因果关系。
研究结果表明,我国的财政运行机制的财政同步特性最为
明显.一定程度上的“量人为出“的财政因果关系得
到了实证证据的支持。
段炳德(2007)对我国财政收
入与支出的时序变量建立协整与误差修正模型,实证研究我国的财政收支关系中到底是以支定收还
是以收定支.结果表明我国的财政收支具有长期的
均衡关系,并且财政收入单方向引起财政支出,说
明我国传统的财政观念还是以收定支。
张虎,赵慧
芳(2004)运用时序变量的单整、协整检验及误差修
正模型的技术,对我国的财政收入和财政支出之间
是否存在均衡关系进行了实证检验。
认为尽管20
世纪80年代中期以来,我国财政连续出现赤字,而
且赤字规模越来越大.但是财政收入和财政支出之间仍存在着协整关系,即它们之间的长期均衡关系
仍然存在。
周茂荣,骆传朋(2007)运用1952~2006年数据的时间序列对我国财政收入和支出的关系
进行了研究分析,检验结果显示,我国财政在l%的
显著性水平是可持续的。
这一结果表明,我国财政不仅是可持续的,而且可持续的显著性水平较高。
但是同时也应该注意到当前我国累积债务高速增长的这种趋势。
认为我国应加强对累积债务的管理,使其保持在一个合理的范围之内,以确保我国财政
的可持续性。
三实证分析
(一)变量与数据的选取
文章选取我国财政收入和财政支出作为分析的变量,以CS表示财政收入,CZ表示财政支出。
为
了消除可能存在的异方差问题,对变量采取对数的
形式,即lnc8,lncz。
因此。
本文就是以取对数后的数
据为样本进行分析。
文中进行实证分析的原始数据来自锐思金融数据库(http:
/,、,M^r2.resset.cn)。
分别选
金融与经济2lD".D6
取了1953年至2010年共计58年的财政收入和财政支出数据。
(二)平稳一单位根检验
图3
hIcs和bcz随时间变化趋势图
从原始序列变量图,可直观看出其不平稳的态势,故首先对各变量进行单位根检验以确定其是否为I(1)过程。
单位根检验采用ADF检验法,单位根检验最佳滞后阶数按照AIC准则确定,AIC值越小,则滞后阶数越佳。
单位根检验结果如表1所示。
表l单位根检验结果
水平检验结果
一阶差分检验结果临界标准
变量隆验形式
检验形式
l%
5%
ADF值P值
ADF值
P值
(C,T.K)
(C。
T。
K)
临界值临界值
lnc矗
(O,O.1)4.58931.00伽(0。
o,I)一8.1579“O.0000一2.6077—1.9469lnc&
(1,0,1)3.8187I.000c(1,0,1)一8.8816幸+O.0000一3,5654—2.9200
注:
检验形式(C,T,L)中,C、T、L分别代表常数项、时间趋势和滞后阶数。
奉幸表示在1%显著水平上拒绝零假设。
根据单位根检验结果,和是非平稳的,服从I(1)过程,而和是平稳的,服从I(o)过程(见图4)。
I三==呈!
型曼!
=呈坐曼三l
?
图4
hlcs和Lncz一阶差分后的变化趋势图
(三)基于回归方程残差的协整检验(EG检验)如果变量和之间存在协整关系,则由(1)式
lnczL=B1+p2lncst+8.
(1)
所体现的回归不是“伪回归”,回归系数的最小
万方数据
二乘估计毛是协整向量的一致估计。
残差估计为I(0)过程。
但若变量和之间不存在协整,所得的残差估计三。
将为I(1)过程,则模型(1)是“伪回归”。
因此,随}是否含有单位根反映了变量和之间是
否存在协整关系。
这样,对变量间的协整检验就等价于检验最是否存在单位根。
1.最小二乘法估计协整回归
R-s口uared
Og98
83MeandeDendemVar
1227360
^dIustedR-squa怕d099850S.D
deDendent
var1
70107日
SE0frearesslon007365
AI伯ikeinf0cmerfon
-2.35e334SUmsauared陀sid
0
9972
SchwarzcrItenon-2.287285
Loa
fikeIih00d
7
2I
3
70Hannan.Quinn
crIter
-2
3306Sg
F-statISlIc
3XM04
Durbln.Watson
8tat
0864449
Prob(F.statIsnc)
000g班0
71}000
图5协整回归结果
B。
的t统计量不显著,因此和的长期均衡关系为
lnc墨=1.008327lncst
(2)
t=(175.3740)
R,毫0.998183
DW=O.8&川9
㈣碧溅=竺删c.…㈤f
2.对残差序列e进行单位根检验
Exoaenous‘None
LagLen口th
3‘阳JtomaEc
based
on^Ic.MAⅪ^B=5)
图6残差序列单位根检验
由图6知,残差序列e无单位根,为白噪音,表明lncst和lnczI之间存在长期均衡关系。
(四)建立误差修正模型(ECMl
由图5得到lncsl和lnczI的长期均衡关系为
lnc
zl=1.008327lncsl,经AIC准则以及显著性检验等
综合考虑,建立如下的误差修正模型
dlncz|=BldlncsI+-yle卜1+Et
(3)
因此,误差修正模型为
dlncz【=1.042307dlnc8。
一O.423295e卜1+£t
(4)
t=(16.99409)(一3.747729)
R2=0.858906
DW=1.637970
估计出来的误差项修正系数为一0.423295。
统计
0858906MeandeDendentvar00
853680SD
deDendenI
var
0~~~~~~~
0
061152AkaIbinf0cnterion2
0
201939Schwa|zcmerion
2
79
94149
Hannan-0ulnn
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1643613DurbIr卜W甜son
stat
21
懈㈣咖锄嘟吲枷嘲Ⅲ曼!
言:
砉;0
000000
图7误差修正模型回归
意义上非常显著,表明系统存在误差修正机制,通过
该模型可以看到。
将短期财政支出的波动可以分解成两部分。
一部分是短期财政收入的波动,一部分是偏离长期财政收入的影响,显然。
误差修正模型更全
面反映了财政支出与财政收入之间的短期和长期关
系。
误差修正项的系数反映了对偏离长期均衡的调
整力度。
即当短期波动偏离长期均衡时,误差修正项将以0.423295的力度作反向调整。
将非均衡状态回
复到均衡状态。
(五)格兰杰(G啪
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