安徽省社會(huì)消費(fèi)品零售總額、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入的協(xié)整分析

曹萍萍，李耀紅，高鳳偉

宿州學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，宿州，234000

1 相關(guān)研究與問(wèn)題提出

社會(huì)消費(fèi)品零售業(yè)是連接生產(chǎn)者和消費(fèi)者的紐帶，零售業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)各因素反應(yīng)的靈敏度高于其他行業(yè)，是國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的晴雨表[1]。社會(huì)消費(fèi)品零售總額是居民消費(fèi)需求量的具體反映 ，社會(huì)消費(fèi)是拉動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素，因此研究社會(huì)消費(fèi)品零售總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。地方財(cái)政收入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)，經(jīng)濟(jì)水平提高，財(cái)政收入也隨之提高，此外,財(cái)政收入能夠改善居民的生活環(huán)境、消費(fèi)環(huán)境，對(duì)擴(kuò)大社會(huì)公益事業(yè)有顯著作用。鑒于此，本文擬通過(guò)研究三者之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)機(jī)制，為促進(jìn)社會(huì)消費(fèi)提供參考。

國(guó)內(nèi)關(guān)于社會(huì)消費(fèi)品零售總額的研究，大多以預(yù)測(cè)為目的擬合統(tǒng)計(jì)模型，如:王志堅(jiān)等利用ARIMA模型對(duì)中國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額數(shù)據(jù)進(jìn)行了預(yù)測(cè)[2]；鑒于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)隨機(jī)干擾的影響，潘冬等利用灰色預(yù)測(cè)法對(duì)未來(lái)社會(huì)消費(fèi)品零售總額進(jìn)行了預(yù)測(cè)[3]；羅中德等利用指數(shù)平滑法對(duì)2011—2013年社會(huì)消費(fèi)品零售總額做了預(yù)測(cè)分析[4]；桂文林等引入貝葉斯季節(jié)調(diào)整模型，測(cè)算結(jié)果表明中國(guó)社會(huì)消費(fèi)品零售總額有指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)[5]。目前也有關(guān)于社會(huì)消費(fèi)品零售總額與經(jīng)濟(jì)變量的分析，如：楊新洪利用數(shù)據(jù)挖掘分析，發(fā)現(xiàn)了社會(huì)消費(fèi)品零售總額與商品銷售額有較強(qiáng)的相關(guān)性[6]；鄭小玲從人口因素的角度分析了人口對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響[7]。

綜上所述，學(xué)者們主要研究社會(huì)消費(fèi)品零售總額的趨勢(shì)變化，或僅考慮某一個(gè)因素與社會(huì)消費(fèi)品零售總額相關(guān)關(guān)系。鑒于當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)急須調(diào)整發(fā)展結(jié)構(gòu)，發(fā)揮消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的主導(dǎo)作用，本文立足于安徽省消費(fèi)、經(jīng)濟(jì)及財(cái)政現(xiàn)實(shí)狀況，利用協(xié)整分析、Granger因果檢驗(yàn)及誤差修正模型研究財(cái)政收入、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)消費(fèi)品零售總額三者之間的相互關(guān)系。

2 安徽省社會(huì)消費(fèi)品零售、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入的描述性分析

2.1 指標(biāo)和數(shù)據(jù)說(shuō)明

國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要宏觀指標(biāo)，因此我們采用安徽省GDP度量其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，采集社會(huì)消費(fèi)品零售(TRC)總額年度數(shù)據(jù)衡量社會(huì)總消費(fèi)水平，采集財(cái)政收入(GOV)年度數(shù)據(jù)，時(shí)間從1978—2016年，數(shù)據(jù)來(lái)源均來(lái)自《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.2 單指標(biāo)分析

以不同年份的社會(huì)消費(fèi)品零售總額除以GDP所得比重可得到圖1。2016年中國(guó)TRC占GDP比重是0.447，由圖1可以看出，與國(guó)家水平相比，安徽省TRC占GDP的比重略低，且從圖形上可以看出，1978—1995年安徽省TRC占GDP比重逐步下降，1995年后有緩慢上升的趨勢(shì)，這說(shuō)明安徽省消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的促進(jìn)作用并不明顯。

圖1 安徽省社會(huì)消費(fèi)品零售總額占GDP比重

以不同年份的財(cái)政收入除以GDP所得比重可得到圖2。從圖2可以看出，安徽省財(cái)政收入占GDP比重也是以1995年為分段點(diǎn)，1995年之前財(cái)政收入占GDP比重呈快速下降趨勢(shì)，1995年后財(cái)政收入占GDP比重逐步上升。結(jié)合圖1的分析，說(shuō)明安徽省社會(huì)消費(fèi)品零售總額與財(cái)政收入的年度數(shù)據(jù)分布趨勢(shì)有一定正相關(guān)關(guān)系。

圖2 安徽省財(cái)政收入占GDP比重

2.3 指標(biāo)間的相關(guān)性研究

為了消除異方差性的影響，對(duì)安徽省GDP、TRC和GOV三個(gè)序列取對(duì)數(shù)，分別記為lnX、lnY和lnZ，并運(yùn)用SPSS軟件作出散點(diǎn)圖矩陣(見(jiàn)圖3)。由圖3可知，安徽省社會(huì)消費(fèi)品零售總額、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入兩兩之間存在很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，下面將對(duì)三者進(jìn)行實(shí)證分析。

圖3 LTRC、LGDP和LGOV的散點(diǎn)圖矩陣

3 協(xié)整分析的實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)用來(lái)檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的異方差性，對(duì)原始變量取對(duì)數(shù)，然后對(duì)取對(duì)數(shù)的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。假定任意AR(p)過(guò)程，檢驗(yàn)方程為：xt=ρxt-1+β1xt-1+…+βp-1xt-p+1+εt

若ρ=0，則序列xt非平穩(wěn)。利用Eviews 6.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1中DlnX、DlnY和DlnZ是序列l(wèi)nX、lnY和lnZ做一階差分后的序列，從表1可以看出，在5%的顯著性水平下，序列DlnX、DlnY和DlnZ為平穩(wěn)序列，即安徽社會(huì)消費(fèi)品零售總額、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入都是一階單整序列。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)序列之間是否存在長(zhǎng)期關(guān)系，可以采用EG檢驗(yàn)法。協(xié)整分析由Engle和Granger于1987年提出，當(dāng)變量之間存在波動(dòng)的情況下，可能存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系[8]。假定自變量為x1,x2…,xk,因變量為y，則可建立回歸模型：

表1 ADF檢驗(yàn)

如果殘差序列{εt}是平穩(wěn)序列，則稱自變量序列與因變量序列之間存在協(xié)整關(guān)系[8]。協(xié)整分析可以很好地體現(xiàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

這里，以LTRC為因變量，LGDP和LGOV為自變量建立回歸方程，回歸結(jié)果如表2。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)

由表2可知，常數(shù)項(xiàng)不顯著，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收入系數(shù)都在1%的水平下顯著，調(diào)整R2為0.998，說(shuō)明擬合效果很好，由此可建立lnX、lnY和lnZ的回歸方程：

lnYt=0.716lnXt+0.231lnZt+et

由回歸方程可知，1978—2016年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收入各增加1%單位，將引起社會(huì)消費(fèi)品零售總額分別增長(zhǎng)0.716和0.231個(gè)單位。同時(shí)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響較大。對(duì)上述回歸方程中的殘差序列做單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3可知，殘差序列在1%水平下拒絕原假設(shè)，可認(rèn)為殘差序列是{εt}平穩(wěn)序列，這說(shuō)明雖然LTRC、LGDP和LGOV是不平穩(wěn)序列，但以這三個(gè)變量做回歸的殘差序列是平穩(wěn)的，結(jié)合表2可知，LTRC、LGDP和LGOV同階單整，故可認(rèn)為在長(zhǎng)期LTRC、LGDP、和LGOV之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.3 誤差修正模型的建立

根據(jù)上面的分析，可以證明LTRC、LGDP和LGOV之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但沒(méi)有考慮到短期波動(dòng)關(guān)系。Hendry和Anderson在1997年提出誤差修正模型，作為協(xié)整分析的補(bǔ)充模型，描述變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，模型形式如下：

其中，ECMt-1是上期的誤差項(xiàng)。

dLTRC=0.063+0.470dLGDP-0.535e(-1)根據(jù)上述模型，利用Eviews 6.0軟件可得到誤差修正模型的計(jì)算結(jié)果，見(jiàn)表4。

表4 誤差修正模型

從模型的分析結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)消費(fèi)品零售總額存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，而財(cái)政收入與社會(huì)消費(fèi)品零售總額的短期關(guān)系不顯著。從系數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)當(dāng)期每增加1%，會(huì)增加0.47%的社會(huì)消費(fèi)品零售總額，誤差修正系數(shù)為負(fù)，符合負(fù)反饋的修正機(jī)制。上期的誤差對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額當(dāng)期波動(dòng)的調(diào)整幅度較大，每單位調(diào)整比例-0.535。

3.4 Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)可用于檢測(cè)序列X是不是導(dǎo)致序列Y產(chǎn)生的原因，如果序列X無(wú)助于預(yù)測(cè)另一個(gè)序列Y，則說(shuō)明X不是Y的原因。檢驗(yàn)原假設(shè)H0：X不是引起Y變化的Granger原因，即H0：β1=β2=…=βk=0

根據(jù)以上原理，運(yùn)用Eviews軟件對(duì)一階差分后的序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表5。

表5 Granger檢驗(yàn)

由表5可知，在5%的顯著性水平下可以拒絕DLGDP不是DLTRC的Granger因、DLTRC不是DLGOV的Granger因和DLTRC不是DLGOV的Granger因原假設(shè)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是社會(huì)消費(fèi)品零售總額的Granger因，社會(huì)消費(fèi)品零售總額是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Granger因；社會(huì)消費(fèi)品零售總額是財(cái)政收入的Granger因。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明，社會(huì)消費(fèi)品零售總額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在雙向Granger因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在上期增加會(huì)導(dǎo)致下期社會(huì)消費(fèi)品零售總額增加，社會(huì)消費(fèi)的增長(zhǎng)有助于預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；社會(huì)消費(fèi)品零售總額與政府財(cái)政收入存在單項(xiàng)Granger因果關(guān)系，社會(huì)消費(fèi)品零售總額的增加會(huì)導(dǎo)致財(cái)政收入的增加，但財(cái)政收入的上期增加對(duì)社會(huì)消費(fèi)品下期增加的促進(jìn)作用不顯著，這與上一小節(jié)誤差修正模型的結(jié)論一致，即財(cái)政收入與社會(huì)消費(fèi)品零售總額短期關(guān)系不明顯。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié) 論

本文利用1978—2016年安徽省時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過(guò)協(xié)整分析和誤差修正模型探討安徽省LTRC、LGDP和LGOV之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系，分別從長(zhǎng)期和短期兩個(gè)方面，研究三者之間的相關(guān)關(guān)系，并用Granger因果檢驗(yàn)分析三者之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，從而得到了三個(gè)經(jīng)濟(jì)變量之間的相互關(guān)系，具體結(jié)論如下：

第一，Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，安徽省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)消費(fèi)品零售總額存在相互促進(jìn)作用；中短期內(nèi)，社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)財(cái)政收入有單項(xiàng)促進(jìn)作用，但反之作用不顯著。

第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)消費(fèi)品零售總額存在短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，而財(cái)政收入與社會(huì)消費(fèi)品零售總額的短期關(guān)系不顯著。從系數(shù)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)當(dāng)期每增加1%，會(huì)增加0.47%的社會(huì)消費(fèi)品零售總額。

第三，長(zhǎng)期內(nèi)，安徽省社會(huì)消費(fèi)品零售總額、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入存在協(xié)整關(guān)系?；貧w方程結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入均對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額有顯著正影響，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收入各增加1%單位，將引起社會(huì)消費(fèi)品零售總額分別增長(zhǎng)0.716和0.231個(gè)單位，且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的影響較大。因此財(cái)政收入雖然在短期對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的作用不明顯，但在長(zhǎng)期卻有較大的促進(jìn)作用。

4.2 建 議

其一，促進(jìn)居民消費(fèi)，加大社會(huì)消費(fèi)品零售總額對(duì)財(cái)政收入的單項(xiàng)促進(jìn)作用，即提高地方政府批發(fā)和零售稅收收入水平，提高批發(fā)和零售收入在財(cái)政收入中的比重，減少地方政府對(duì)土地財(cái)政的依賴性，改善地方財(cái)政收入構(gòu)成。

其二，應(yīng)增強(qiáng)消費(fèi)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)消費(fèi)的相互促進(jìn)關(guān)系說(shuō)明消費(fèi)的增加將導(dǎo)致下期經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，居民收入提高，社會(huì)消費(fèi)隨著增加，應(yīng)利用好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與社會(huì)消費(fèi)的互反饋關(guān)系，加速地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

其三，為了發(fā)揮財(cái)政收入對(duì)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的長(zhǎng)期促進(jìn)作用，政府應(yīng)利用財(cái)政收入完善市場(chǎng)的消費(fèi)環(huán)境，提高消費(fèi)者的消費(fèi)信心；利用財(cái)政收入健全社會(huì)保障體系，提高居民防范風(fēng)險(xiǎn)能力，提高現(xiàn)期消費(fèi)水平。根據(jù)持久收入假說(shuō)理論，消費(fèi)者的消費(fèi)支出是由持久收入決定。大多中國(guó)居民儲(chǔ)蓄傾向較高，而消費(fèi)傾向較低，這主要是由于居民對(duì)未來(lái)不確定預(yù)期導(dǎo)致，政府部門長(zhǎng)期內(nèi)，應(yīng)運(yùn)用財(cái)政收入逐步健全城鄉(xiāng)居民的社會(huì)保障體系，為民生提供有力保障，進(jìn)而促進(jìn)社會(huì)消費(fèi)品零售總額的提高，提升居民的生活質(zhì)量。