地方税收、经济增长的实证检验—基于省级面板数据
李龙
   

一、引言
近年来，各级地方债务风险问题引起了社会高度关注。如何增加地方财力成为当前要解决的重大课题。已有文献研究我国各省市税收与经济增长之间的关系由于研究角度、研究方法的不同, 得出的结论也不尽相同。本文选取的方法与以往研究不同,利用中国2017年31个省区市的面板数据, 运用面板协整及面板格兰杰因果检验模型研究地方税收、GDP的相互依赖关系。采用面板数据的优点在于传统时间序列协整检验方法自由度更大,修正普通最小二乘法由于内生性问题导致的有偏估计。
二、实证研究
根据Engle和Granger(1987)提出的观点，要验证存在协整关系, 首先要对面板数据进行单位根检验。在得出变量之间长期是协整关系的情况下, 然后对其进行面板因果关系检验, 从而判定变量之间因果关系的方向。
由于篇幅限制，单位根检验表略去，只给出检验结果。当对地方税收、经济增长取对数一阶差分进行检验时，检验结果表明可以拒绝“存在单位根”原假设；一阶差分是不存在单位根的, 面板数据为一阶单整的。为了研究的需要，这里主要应用Pedroni(1999)的面板协整检验的方法对变量之间检验是否存在协整关系。Pedroni(1999)检验方法以协整方程的回归残差为基础构造出7个统计量, 以检验面板变量之间的协整关系, 检验中拒绝原假设则意味着变量之间存在着协整关系。7个统计检验量中,分别包括Panel 统计量、Panel p统计量、Panel PP统计量和Panel ADF统计量; Group p统计量、Group PP统计量和Group ADF统计量。Pedroni(1997) 的蒙特卡洛模拟实验的结果显示, 对于大于100 的样本来说, 所有的7 个统计量的检验效力都很好并且很稳定。但是对于T<20的小样本来说, Group ADF统计量是最有效力的, 其次是Panel V统计量和Panel Rho统计量。因此, 在本文的实证研究过程中将重点考虑这三个统计量显示的结果。面板协整检验检验结果如下：
表1                    东中西部税收和经济增长的协整关系检验
           地区

统计量 东部       中部       西部
 Statistic prob Statistic Prob Statistic Prob
Panel v -1.3776 0.0004 -1.0255 0.0082 -1.6349 0.0000
Panel Rho 0.5938 0.0002 0.7635 0.0002 0.5651 0.0000
Panel PP -3.3481 0.9158 -2.4016 0.8474 -4.8751 0.9490
Panel ADF -3.5543 0.7237 -3.5275 0.7774 -4.6062 0.7140
Group Rho 2.1265 0.9833 2.3597 0.9909 2.2635 0.9882
Group PP -5.0758 0.0000 -5.7174 0.0000 -8.3066 0.0000
Group ADF -4.1867 0.0000 -4.6816 0.0000 -6.3055 0.0000
检验结果来看，除了Panel v-stat为右单端检验之外，其余的统计量均为左单端检验。东中西部的统计量在1%，5%，10%显著性水平下可以拒绝“不存在协整关系”原假设，因此可以认为非平稳序列取对数后的地方税收和经济增长之间存在着协整关系。
格兰杰（Granger）指出，如果两个非平稳变量之间有协整关系，那么至少存在一个方向上的格兰杰因果关系，但不知道因果关系的方向, 因此有必要对变量之间进行因果关系检验。面板格兰杰因果关系检验借鉴王岳龙、武鹏（2009）
表2                     面板格兰杰因果关系检验
 因变量
 因变量

自变量 东部 中部 西部 自变量 东部 中部 西部
c -0.011
(0.817) 0.016
(0.575) -0.032
(0.558) c -0.014
(0.793) 0.008
(0.799) -0.014
(0.803)
 
-0.376
(0.317) 0.374
(0.226) -0.888
(0.132) 
0.069
(0.853) 0.226
(0.224) -0.241
(0.383)
 
-0.328
(0.367) 0.487
(0.094) -0.806
(0.164) 
-0.196
(0.593) 0.131
(0.473) 0.225
(0.412)
 
0.720
(0.045) 2.733
(0.000) 2.156
(0.000) 
0.653
(0.074) 1.263
(0.000) 1.426
(0.000)
 
0.315
(0.440) -0.219
(0.456) 0.859
(0.156) 
-0.133
(0.654) -0.170
(0.235) 0.159
(0.551)
 
0.243
(0.539) -0.409
(0.148) 0.795
(0.182) 
0.063
(0.828) -0.151
(0.287) -0.299
(0.262)
 
-0.849
(0.031) -2.710
(0.000) -2.257
(0.003) 
-0.541
(0.062) -1.003
(0.000) -1.463
(0.000)
ECM(-1) 0.345
(0.033) -0.951
(0.000) 0.542
(0.073) ECM(-1) 0.161
(0.048) -0.861
(0.002) 0.169
(0.619)
系统联合显著性Wald检验 3.009
(0.053) 31.355
(0.000) 11.850
(0.000) 系统联合显著性Wald检验 1.322
(0.270) 12.863
(0.000) 11.624
(0.000)
调整
0.72 0.56 0.22 调整
0.500 0.350 0.26
DW值 1.98 1.76 1.87 DW值 2.05 1.97 2.13
注：Wald检验中，上面报告的是对应的F统计量的值，括号内是对应的概率。(-1)表示滞后1期，（-2）表示滞后2期，（-3）表示滞后3期。ECM表示误差修正项。
从表2可知，对于东部地区，得出的结果在5%的显著水平下都是显著的，因此东部地区地方税收和GDP之间都存在因果关系。对于中部地区，得出的结果在5%显著水平下都很显著，因此，无论短期或者长期中部地区的地方税收和GDP、有很强的因果关系。对于西部地区来说，在5%显著水平下，地方税收和GDP之间只有短期的因果关系，如果放松假定，在10%显著水平下，西部地区地方税收和GDP之间也有很明显的长期因果关系。
最后对有协整关系的面板数据进行最小二乘法估计。由于面板数据的非平稳性, 直接应用普通最小二乘法进行回归会导致虚假回归,因此运用Pedroni提出的完全修正普通最小二乘法方法(FMOLS)进行估计，进而分析理论模型的长期关系。估计结果：在东部地区，地方税收对GDP弹性系数排前五位的是上海、福建、河北、江苏和天津；其中上海地方税收对GDP的弹性系数为1.2979,说明在其他因素不变的情况下，经济增长每增加1%，其税收收入增加约1.3%；在中部地区，地方税收对GDP弹性系数除湖北外，都非常显著；在西部地区，地方税收对GDP弹性系数在1%显著水平下都非常显著。从面板结果来看，中西部的地方税收对GDP弹性系数要高于东部地区。这也表明我国区域经济结构的差异性，因此加大西部经济结构调整是至关重要的。
三、政策建议
 第一、经济增长对地方税收有积极促进作用，且各地区经济增长的效应还呈现出显著的地域差异，其中西部地区经济增长对地方税收的促进作用是最大的，其次是中部地区。因此，加大西部地区经济结构调整，基础设施建设是至关重要的，同时有利于促进区域之间协调发展。
 第二、西部地区应加快水利、交通、通信、电网及城市基础设施建设，突出抓好开发水资源等一批具有战略意义的重点工程。加强生态环境保护，保护天然林资源，推进防沙治沙和草原保护，发挥生态的自我修复能力，巩固和加强西部地区的农业基础，发展有特色的农牧业、绿色食品、旅游、中草药及生物制药等，加快资源优势向经济优势的转化，增加地方财力。

（作者单位：中国人民大学统计学院）