財政學財政支出論文
市場化和公共化構成了我國財政改革及其理論變革全過程的基本線索。下面是小編為大家整理的，供大家參考。
篇一
財政收入與財政支出關係
摘要
摘要：運用時間序列經濟計量技術對1978-2010年我國財政收入和財政支出的關係進行實證研究發現：1我國的財政收支之間不存在Granger因果關係，財政收支之間不存在顯著的相互促進效應;2我國的財政收支之間具備長期均衡的協整關係;3實證結果顯示，需要充分重視我國財政收支之間的有機聯絡，在繼續研究如何增加我國財政收入的同時，研究和著手解決我國的財政支出問題，以實現我國財政收支的良性互動。
內容
關鍵字：財政收入 財政支出 協整 Granger因果關係
一、引言
1978-2010年改革開放以來，按可比價格計算我國財政收入從1132.26億元增長到了79373.44億元，年均增速為20.94%。按可比價格計算財政支出從1122.09億元增長到了93494.47億元，年均增速為21.64%。此外，財政赤字年均為3859.47億元。
關於稅收和政府支出關係，主要有4種理論假說。一是Friedman 1978的“稅收-支出假說”;二是Barro1974和Anderson等1986提出的“支出-稅收假說”;三是Meltzer和Richard 1981的“稅收-支出相互促進假說”;四是Baghestani和McNown 1994提出的“稅收和支出之間不存在顯著的相互促進效應”。關於稅收和支出關係的實證研究，如同理論上的分歧一樣，也存在許多爭議。實證研究多采用協整檢驗確定財政收支之間是否存在長期均衡關係，再根據Granger因果關係檢驗確定影響的方向。Von Fursten-berg、Green和Jeong 1985，Anderson、Wallace和Warner 1986以及Ram1988的實證研究發現，美國的財政支出是財政收入的單向Granger因;Man-age和Marlow 1986的實證研究則顯示美國的稅收是支出的單向Granger因。Joulfaian和Mookerjee 1990對OECE16國的研究支援“稅收支出相互影響假說”。Baghestani和McNown 1994運用協整檢驗和誤差修正模型的實證研究結論是稅收和支出之間不存在相關性。Owoye1995對G7國家的實證研究顯示，在日本和義大利，稅收是支出的單向Granger因，而在其他5國，稅收和支出呈現雙向因果關係。
隨著經濟的發展，我國的財政收入和財政支出規模都在不斷擴大，赤字也成為我國學者和政府部門關注的熱點問題。目前，國內學者大多關注財政收入、財政支出本身的增長或財政收入、財政支出增長對經濟增長的貢獻，進行過許多理論和實證研究，而缺乏對財政收入與財政支出之間關係的研究。Tsangyao Chang和Yuan Hong Ho2002用1977-1999年的資料對中國的稅收和支出關係進行檢驗，認為中國的稅收和支出之間存在雙向因果關係。但其研究的樣本期過短，研究結論缺乏可信度。本文擬運用Hakkio和Rush 1991所使用的經濟模型，以1950～2001年我國的財政收支資料為樣本，對我國財政收入和財政支出之間的長期關係進行實證研究，檢驗我國財政收入與財政支出之間的關係。
二、資料與模型
本文資料來源於《中國統計年鑑》和中國國家統計局網頁資料，1978年為基期，消除短期經濟因素的影響，此處本文采用1978-2010年CPI指數計算得出歷年實際財政收入和財政支出。由於資料缺失，樣本資料中不包含1979年、1981-1984年和1986-的相關資料。分別對樣本資料去自然對數，並不改變變數的特徵，Lfin、Lfex分別表示取自然對數後的財政收入和財政支出。有關計量方法模型如下：
1、變數時間序列的平穩性檢驗。單位根檢驗的方法通常有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法Augmented DF Test。由於理論和實踐上的原因，人們通常使用ADF檢驗法，其模型為
其中，{εt}為白噪聲，Δ表示變數的一階差分。原假設為H0：ρ=1，即{ yt}有一個單位根非平穩。T為時間趨勢因素。若ADF值小於Mackinnon臨界值，則序列是平穩的，否則是不平穩的。單位根檢驗最佳滯後階數按照AICAkaike Information Criterion準則確定，AIC值越小，則滯後階數越佳。由於實際經濟問題的複雜性，我們採用三種檢驗型別分別進行單位根檢驗。
2、變數的協整關係檢驗。對兩個變數的協整關係檢驗通常可採用Engle Granger最小二乘估計法。假設{ yt}和{ xt}通過單位根檢驗兩個變數均為I2，即兩個變數二階差分下是平穩的，用OLS法建立模型，進行協整分析：
協整方程全面的反應了變數之間長期均衡關係。
3、 變數的Granger因果關係檢驗。協整檢驗告訴我們變數之間存在長期均衡關係，但是否構成因果關係，還需要進一步檢驗。如果變數X有助於預測Y，即根據Y的過去值對Y進行自迴歸時，如果再加上X的過去值，能夠顯著地增強迴歸的解釋能力，則稱X是Y的Granger因，否則稱為非Granger因。其檢驗模型為：
檢驗零假設為：X是Y的非Granger因，即。由於Granger因果關係檢驗對滯後階數非常敏感，通常可以依次多滯後幾階，看結果是否具有同一性。
三、 實證研究
1、單位根檢驗。單位根檢驗結果顯示，我國的Lfin和Lfex的原水平和一階差分水平下序列的ADF值大於Mackinnon臨界值，而二階差分以後ADF值小於Mackinnon臨界值，因此Lfin、Lfex是非平穩的，且是I2，即二階平穩。
由檢驗結果可知，變數Lfin、Lfex是二階平穩的，兩變數之間存在協整關係。
2、 協整檢驗。根據上述單位根檢驗結果顯示，兩變數Lfin、Lfex均為二階單位根過程，可以由“Engle-Granger兩步法”協整檢驗考察其協整關係或長期均衡關係。對Lfin、Lfex進行協整迴歸，結果如下： 由上述結果可知，協整方程如下：
模型6的迴歸係數比較顯著。因此，我國財政收入和財政支出之間存在長期均衡的協整關係。根據協整模型6。長期內其他條件不變的情況下，我國財政支出每變動一個百分點財政收入將同方向變動1.020個百分點。我國的財政收入增長和財政支出增長之間有著顯著的正相關性。
3、Granger因果關係檢驗。根據協整關係檢驗結果，由於我國的Lfin、Lfex均為I2過程並具有協整關係，故可進行Granger因果關係檢驗。檢驗結果如下：
Granger因果關係檢驗結果顯示，財政收入是財政支出的非Granger因，財政支出是財政收入的非Granger因。我國的財政支出不是財政收入的決定因素，財政支出增長不顯著影響財政收入增長;財政收入不是財政支出的決定因素，財政收入增長也不顯著影響財政支出增長。
四、 結論與政策
本文對1978-2010年我國財政支出和財政收入的研究結果表明：第一，我國財政支出與財政收入均不具備穩定性，但兩者之間存在長期的協整關係，長期而言，我國的財政收入和財政支出之間具有統計上的高度相關性;第二，我國財政支出與財政收入之間不存在互為Granger因果關係，說明我國的財政收入和財政支出之間不存在顯著的相互促進效應。
根據研究結果對我國的財政支出與財政收入現狀提出以下建議：首先，提高我國財政支出的效率，在財政支出總量上升的同時，提高投資質量，避免投資結構失衡與盲目建設;其次，疏導現行財政支出管理體系，使之能與市場相互配合，改善財政支出與財政收入之間的關係;最後，重視我國財政收入和財政支出之間的長期協整關係，在肯定我國財政政策的實施效果的同時，進一步採取措施以充分發揮我國財政收支政策的積極作用。
文獻
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[5]Anderson，W·M·Wallace，J·Warner. Government spending and taxation： what causes what [J]. Southern Economic Journal，January，1986： 630-639.
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篇二
財政分權、財政支出與碳排放
摘要
摘要：利用1999～2010年省級面板資料，實證分析了財政分權、財政支出與二氧化碳排放的關係。研究發現，財政分權與碳排放存在正相關關係。同時，財政分權還會對碳排放產生間接的影響。這種間接影響主要通過政府財政支出而實現。隨著財政支出水平的提高，財政分權對碳排放的增加作用會逐漸減弱。而且，財政分權對碳排放的影響存在顯著的區域差異，高排放地區財政分權對碳排放的增加作用最大，中排放地區次之，低排放地區最弱。
內容
關鍵詞：財政分權;財政支出;二氧化碳排放
中圖分類號：F124.5 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409201404-0021-04
Abstract： Using provincial panel data from 1999 to 2010， analyzed the relationship between fiscal decentralization， fiscal expenditure and carbon dioxide emissions. Result found that fiscal decentralization has a positive significant effect on carbon emission. It also has an indirect impact on carbon emissions. This indirect impact is achieved by the financial expenditure. When financial expenditure increases， the acceleration of fiscal decentralization on carbon emissions will be waning. Moreover， the impact of fiscal decentralization on carbon emissions has regional differences： fiscal decentralization in highemissionregion has the biggest effect， the midregion followed by， and the low region weakest.
Key words： fiscal decentralization; financial expenditure; carbon dioxide emissions
改革開放以來，中國經濟取得快速發展的同時，也帶來了二氧化碳排放的急劇增加。2009年，中國政府提出2020年單位GDP碳排放要在2005年的基礎上下降40%～45%的目標。中國為解決環境汙染問題面臨著巨大的減排壓力。蔡昉指出，中國的環境問題是由粗放式發展模式導致的，而這種發展模式又源於“中國式分權”下的政府行為[1]。在財政分權體制下，地方政府的行為對二氧化碳排放起到至關重要的作用。財政分權可以通過兩條途徑影響二氧化碳排放：一是財政分權本身可能直接影響碳排放，即“財政分權——二氧化碳排放”;二是財政分權通過決定地方政府的財政支出行為，進而間接影響碳排放，即“財政分權——政府財政支出——二氧化碳排放”。這種間接效應的方向是不確定的，其取決於財政分權和政府財政支出的綜合作用。具體到我國的情況，財政分權伴隨著政治和經濟集權。以GDP為導向的激勵機制會促使地方政府快速發展經濟，並且可能會以犧牲環境為代價。那麼，中國財政分權、政府財政支出對二氧化碳排放的綜合效應是什麼?財政分權制度究竟是激勵還是限制地方政府實施碳減排政策?
1文獻綜述
關於財政分權、政府財政支出與環境質量的研究主要分為兩類：一類是直接研究財政分權對環境質量的影響。在理論研究方面，Tiebout利用“用腳投票”理論解釋了較高的財政分權體制可以激勵地方政府提供更多的公共服務來滿足居民的需求，從而吸引更多的居民來該轄區內居住，其中就包括提供較低的環境汙染程度[2]。錢穎等則認為政府官員也可能從自身利益出發，做出與轄區居民願望想違背的決策[3]。就環境質量來說，如果缺乏有效的激勵相容機制，地方政府官員可能會為了自身利益而放鬆對高汙染產業的管制，導致環境質量的下降。對此，國內很多學者結合了中國財政分權的具體情況，進行了實證研究。楊瑞龍等首次實證檢驗了中國的財政分權對環境質量的影響，得出財政分權度越高，環境質量越差的結論[4]。張克中等研究發現中國式財政分權與碳排放存在正相關關係，分權度的提高不利於碳排放量的減少[5]。閆文娟等指出中國式財政分權確實增加了汙染物的排放強度[6]。
另一類研究主要集中在政府財政支出對環境質量的影響。李猛實證檢驗了中國的環境汙染程度與人均地方財政支出之間呈現顯著的倒U型關係[7]。盛麗穎通過實證分析，發現我國支出角度的財政政策的碳減排效應要優於收入角度[8]。Ramon等認為在政府支出中，增加社會福利和公共物品支出所佔的比重會減少汙染物排放量;但在不改變支出結構的前提下，增加政府支出總量並不能減少汙染物排放量[9]。
上述研究有利於人們理解財政分權、政府支出和環境質量的關係，但是大多數文獻將三者的關聯割裂成兩方面單獨討論，一類文獻集中於研究財政分權對環境質量的影響，另一類文獻則集中於研究政府財政支出對環境質量的影響。本文的主要貢獻是將這兩方面內容納入到統一的框架中進行綜合分析，著力於建立財政分權、政府財政支出與二氧化碳排放的內在影響機制，並運用中國1999～2010年省級面板資料做實證檢驗。
Dec：目前財政分權存在多種度量方法。由於本文研究的是財政分權體制下政府支出行為對碳排放的影響，因此財政支出是作者的立足點。而且，從支出方面來度量也是中國研究財政分權文獻中常見的做法，如殷德生、周業安和章泉等。所以，本文用支出分權度來衡量我國的財政分權，即人均實際各地區本級財政支出占人均實際各地區本級財政支出與人均中央本級財政支出之和的比重，其中分子和分母都按相應的CPI進行平減。各地區的財政支出資料來自歷年《中國財政年鑑》。 Fiscal：財政支出用各地區的人均實際財政支出表示。各地區的人均實際支出水平是以該地區消費價格指數進行平減的、並以1999年為基期的人均實際財政支出，單位為元/人。
4實證結果分析
4.1財政分權、政府財政支出與碳排放
本文使用了穩健型的一階差分GMM估計全國層面上財政分權、政府財政支出對人均二氧化碳排放的影響。通過對錶1中4個模型進行二階序列相關AR2檢驗，結果均顯示接受估計方程的誤差項不存在二階序列相關的假設。同時，Sargan過度識別檢驗的結果也都顯示，不能拒絕工具變數有效性的零假設p值均顯著大於0.1。這說明作者模型設定的合理性和工具變數的有效性。
從表1模型1的迴歸結果可看出，滯後一期人均碳排放量的估計係數在1%水平下顯著且為正。上一期的人均二氧化碳排放量增加1%，當期的排放量會增加0.603%。即使後面加入其他控制變數後，該符號依然顯著為正。這說明上一期的碳排放量與當期量存在正相關關係。我國的二氧化碳排放是一個連續、動態累積調整的過程。因為我國的工業資本投入、能源消費習慣和相關的巨集觀調控具有時滯性，上一期的碳排放量越多，則這一期的排放量也隨之增加。財政分權指標的估計係數為正，並且在5%的統計水平下顯著。財政分權度增加1%，人均二氧化碳排放量則增加3.377%，驗證了假設1。即財政分權度越高，人均二氧化碳排放量越大。自從中央政府實施“分稅制”改革後，地方政府能從經濟增長中獲得更多的收益。地方經濟的快速發展能夠增加當地政府的稅收收入，從而改善政府部門的福利和增加官員的晉升機會。因此，地方政府自然會將經濟發展作為工作的重點，而碳減排等環境保護政策則淪為其次。再加上碳排放本身具有負的外部性，而努力減排具有正的外部性。所以很多地方政府在碳減排問題上會採取“搭便車的行為”，從而導致二氧化碳排放不斷增加。
人均財政支出的估計係數為正且顯著。即人均財政支出增加1%，人均二氧化碳排放量增加0.816%。這也驗證了作者的假設2，政府財政支出越多，二氧化碳排放量越大。由於地方政府官員的任期一般比較短，所以決策者會將財政支出投入到能儘快出政績的經濟建設領域。而環境保護領域由於具有投資大、見效期限長和短期內政績體現不明顯的特點，往往不受到青睞。因此，很多地方政府會將經濟建設作為財政支出的重點。通過大力建設基礎設施、減免稅費和降低環境監管等方式吸引企業到當地投資設廠。地方政府對招商引資的狂熱追求，不僅弱化了當地的環境質量標準，也間接縱容了企業排放二氧化碳。
在模型1的基礎上，本文分別引入了其他控制變數，從表1的估計結果可得，3個核心變數的符號和估計結果是非常穩健的。模型2中加入了第二產業比重，估計係數顯著為正。這說明我國的第二產業與二氧化碳排放之間顯著正相關。目前第二產業在國民經濟中仍居於主導地位，並且處於高耗能的狀態。因此，第二產業佔GDP的比重增加，會提高二氧化碳的排放量。模型3中加入了城鎮居民的消費性支出，其估計係數顯著為正。隨著城鎮居民生活水平的提高，人們對生活的物質追求逐漸多樣化。私家車的使用、旅遊出行、大型家用電器的使用和居住條件的改善，造成了居民消費的碳排放增加。模型4中加入了貿易開放度的指標，其估計係數顯著為正。我國加入世界貿易組織後，進出口貿易額逐漸上升。發達國家將汙染和能源密集型企業向我國轉移，使我國更多地從事高碳產業。
4.2區域差異分析
我國各地區人均二氧化碳排放量相差較大，碳排放量比較大的省份主要集中在煤炭資源豐富、人口較多和經濟發達的地區。而我國目前東中西部區域劃分標準並不適合對各省的碳排放量進行區域差異分析。因此，本文按照1999～2010年各省人均二氧化碳排放量的大小重新劃分碳排放區域高排放區包括內蒙古、山西、寧夏、上海、天津、遼寧、河北、北京、山東和新疆;中排放區包括吉林、浙江、江蘇、青海、黑龍江、貴州、湖北、河南、陝西和廣東;低排放區包括福建、甘肅、安徽、雲南、湖南、海南、江西、重慶、廣西和四川。 。從圖2可以看出，我國的人均碳排放呈現出不均衡分佈的態勢。但是，高排放區所包含的省份在地域上具有一定的集聚性，主要位於我國的中北部和環渤海地區。這是由於環境汙染在空間上具有關聯性，鄰近地區在資源稟賦和能源消耗結構上具有一定的相似性。
第二，由區域差異分析看出，財政分權對高排放區的人均碳排放量影響最大，中排放區次之，低排放區最小。並且，中高排放區所包含的省份在地域上有一定的集聚性，主要集中在我國的東北、西北和京津唐地區。這是由於環境汙染在空間上具有關聯性，很多地方政府想通過“搭便車的行為”來規避減排責任。因此，鄰近的地方應該加強區域合作，打破行政關係的壁壘，共同治理碳排放問題。
文獻
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