宋寶琳

（河北大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院河北保定071002）

一、引言

河北省財(cái)政支出從1978年的32.4億元增加到2011年的3537.4億元，增長(zhǎng)了近110倍。財(cái)政支出為河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了必要的資金支持，也為河北省各項(xiàng)事業(yè)發(fā)展提供了保障，改善了公共基礎(chǔ)設(shè)施。財(cái)政支出如此迅猛的增長(zhǎng)，為我們提供了研究財(cái)政支出的動(dòng)力。而從改革開放以來，河北省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也呈現(xiàn)出迅猛的增長(zhǎng)趨勢(shì)，從1978年的183.06億元增長(zhǎng)到2011年24515.76億元，增長(zhǎng)了近134倍。那么，財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間到底有什么聯(lián)系，也就成為了研究的方向。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，研究可以追溯到19世紀(jì)，且研究的學(xué)者有很多。部分學(xué)者認(rèn)為政府的財(cái)政支出規(guī)模、結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系。李喜平（2010）利用河南省財(cái)政支出的具體數(shù)據(jù)，通過建立柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，得出了財(cái)政支出對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的促進(jìn)作用[1]。郭鳳華（2009）利用云南省1978—2006年的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，云南省財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著嚴(yán)重的影響，不同結(jié)構(gòu)的支出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響不同[2]。Bose等（2007）利用動(dòng)態(tài)面板測(cè)度出財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用[3]。當(dāng)然，也有個(gè)別學(xué)者認(rèn)為政府的財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Barro，Rober J（1991）分析了政府真實(shí)消費(fèi)購(gòu)買支出減去教育和國(guó)防支出后占實(shí)際GDP的比率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系[4]。

鑒于目前對(duì)于財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響沒有明確的結(jié)論，因此，本文的研究目的和創(chuàng)新之處在于通過進(jìn)行協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法，揭示財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的具體關(guān)系，并以河北省的具體數(shù)據(jù)為例，進(jìn)而驗(yàn)證河北省財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。并以此得出有針對(duì)性的研究結(jié)論和政策建議，進(jìn)而為財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響問題研究提供一點(diǎn)新的思考。

三、模型構(gòu)建與分析

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

文章選取1978—2011年間河北省財(cái)政支出總額（用CZ表示），以及表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的河北省歷年地區(qū)生產(chǎn)總值（用GDP表示），其中數(shù)據(jù)來自《河北省經(jīng)濟(jì)年鑒2012》。為了消除物價(jià)因素對(duì)數(shù)據(jù)的影響，文章采用名義數(shù)據(jù)除以GDP平減指數(shù)從而得到實(shí)際數(shù)據(jù)。由于經(jīng)濟(jì)年鑒中沒有測(cè)算GDP平減指數(shù)，本文采用司春林等（2002）[5]的測(cè)算方法，計(jì)算GDP平減指數(shù)。

其中：GDPDeflator（i）指的是第i年的GDP平減指數(shù)，GDPi指的是第i年的名義GDP數(shù)值，IGDPi指的是第i年的GDP指數(shù)。IGDP1978根據(jù)定義設(shè)為100。GDP1978指1978年GDP值。由此可以計(jì)算出GDP平減指數(shù)。在此基礎(chǔ)上，利用河北省財(cái)政支出的歷年數(shù)據(jù)除以GDP平減指數(shù)，從而消除物價(jià)因素的影響。同時(shí)，為消除時(shí)間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對(duì)變量進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，變換后不改變?cè)蛄械膮f(xié)整關(guān)系。變形后的變量表示為lnCZ、lnGDP。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文利用ADF方法對(duì)上述兩個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。ADF單位根檢驗(yàn)其實(shí)就是檢驗(yàn)數(shù)據(jù)序列的平穩(wěn)性。如果存在同階平穩(wěn)的話，就可以對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表1：

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過表1我們得知，取對(duì)數(shù)后的變量在進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)時(shí)均未通過，為此我們采取了一階差分的處理辦法。經(jīng)過差分之后，我們對(duì)兩個(gè)變量又進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)。結(jié)果表明，一階差分后的兩個(gè)變量都是一階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

本文運(yùn)用EG（Engle-Granger）兩步法進(jìn)行協(xié)整分析。先對(duì)變量lnGDP和lnCZ運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，得到估計(jì)方程：

模型擬合良好，調(diào)整R2高達(dá)0.971，并且估計(jì)參數(shù)全部顯著。F統(tǒng)計(jì)量的值為1136.63，唯一美中不足的是DW統(tǒng)計(jì)量為0.207，模型存在一階自相關(guān)性。下面通過引入AR模型來修正模型的一階自相關(guān)。模型調(diào)整為：

調(diào)整后的模型DW 統(tǒng)計(jì)量為1.87，查表可知，模型不存在一階自相關(guān)問題。調(diào)整R2高達(dá)0.971，說明模型擬合良好。從自變量的回歸系數(shù)估計(jì)情況來看，待估參數(shù)均在1%的水平上通過檢驗(yàn)。財(cái)政支出的長(zhǎng)期均衡彈性系數(shù)等于1.106，即GDP每增加1%，財(cái)政支出平均增加1.106%。接下來，對(duì)擬合方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果通過檢驗(yàn)，則說明變量lnCZ、lnGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，反之，則不存在協(xié)整關(guān)系。在進(jìn)行殘差項(xiàng)ADF檢驗(yàn)時(shí)，選擇不含常數(shù)和時(shí)間趨勢(shì)，由SIC最小準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2：

表2 調(diào)整模型殘差項(xiàng)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表2可知，殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。這就說明，財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整，兩者之間有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（四）格蘭杰因果檢驗(yàn)

通過格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否構(gòu)成長(zhǎng)期的因果關(guān)系。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則確定各變量滯后階數(shù)為2，利用lnCZ與lnGDP表示長(zhǎng)期關(guān)系，△lnCZ與△lnGDP表示短期關(guān)系[6]，并對(duì)它們進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

從長(zhǎng)期來看，河北省財(cái)政支出不是河北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)促進(jìn)河北省財(cái)政的支出。這與短期的驗(yàn)證結(jié)果相同。即財(cái)政支出在長(zhǎng)期或者短期內(nèi)都不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期或者短期內(nèi)都是財(cái)政支出的格蘭杰原因。

四、結(jié)論

通過對(duì)河北省1978-2011年間的財(cái)政支出和地區(qū)生產(chǎn)總值進(jìn)行的分析，我們得知，財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期均衡的聯(lián)系。無論是長(zhǎng)期還是短期內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠促進(jìn)財(cái)政支出增加。但是，財(cái)政支出在長(zhǎng)期或者短期內(nèi)都不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)能夠促進(jìn)財(cái)政支出的增加，是因?yàn)楫?dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平時(shí)，用于財(cái)政支出的資源就會(huì)增加。財(cái)政支出并不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因，可能是因?yàn)樨?cái)政支出的優(yōu)缺點(diǎn)相互抵消。即財(cái)政支出能夠彌補(bǔ)市場(chǎng)缺陷，帶動(dòng)民間資本的投資規(guī)模，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但是它也會(huì)擠占民間等其他資本。加上可能出現(xiàn)的支出效率較低，會(huì)使得財(cái)政支出的擴(kuò)大阻礙經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)?；蛘呤且?yàn)楹颖笔∷幱诘慕?jīng)濟(jì)發(fā)展階段導(dǎo)致的財(cái)政支出不能成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因。

我們對(duì)于財(cái)政支出的理解應(yīng)該定義為調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，即當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)出現(xiàn)波動(dòng)后，政府通過財(cái)政支出手段進(jìn)行宏觀調(diào)控，達(dá)到加速或抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。因此，河北省在提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，絕不能依靠財(cái)政支出的增加，應(yīng)該緊緊依靠資本、勞動(dòng)力、消費(fèi)等資源。我們發(fā)展好經(jīng)濟(jì)，就會(huì)儲(chǔ)備更多的財(cái)政資源，這樣在經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)波動(dòng)時(shí)，運(yùn)用財(cái)政支出調(diào)整，從而使得地區(qū)經(jīng)濟(jì)又好又快的健康持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng)。

[1] 李喜平.財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究——以河南省為例[J].生產(chǎn)力研究，2010；（9）.

[2] 郭鳳花.云南省財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)分析[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2009；（1）.

[3] Haque M.Emranul, Denise R. Osborn. Public expenditure and economic growth: A disaggregated analysis for developing countries[J]. The Manchester School,2007;75(5).

[4] Barro Rober J. Economic Growth in a Cross Section of Countries [J]. Quarterly Journal of Economics, 1991;(02).

[5] 司春林，王安宇，袁慶豐.中國(guó)IS-LM 模型及其政策含義[J].管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2002；（1）.

[6] 王鵬.廣東省經(jīng)濟(jì)開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡效應(yīng)研究[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2007；（04）.

[7] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews 應(yīng)用[M].中國(guó)人民大學(xué)出版社，2008.