陳紅玲

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233000）

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)，學(xué)術(shù)界一直致力于對(duì)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性研究，但至今也沒(méi)有得出定論，給出二者之間確定的關(guān)系。盡管如此，作為政府宏觀調(diào)控重要手段之一的財(cái)政支出，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著重要的影響，這是毋庸置疑的。伴隨著我國(guó)財(cái)政體制改革的推進(jìn)，地方財(cái)政支出穩(wěn)步攀升，并在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和社會(huì)發(fā)展中發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用，也引起了越來(lái)越多的關(guān)注。2008年全球性金融危機(jī)爆發(fā)后，各地政府將財(cái)政支出作為一項(xiàng)重要的拉升經(jīng)濟(jì)起穩(wěn)回升的手段，發(fā)揮了重要的作用。從理論上講，地方財(cái)政支出不僅可以通過(guò)對(duì)公共儲(chǔ)蓄資金進(jìn)行重點(diǎn)配置來(lái)解決經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)問(wèn)題，而且還能間接地起到示范效應(yīng)，從而引導(dǎo)社會(huì)資源的合理流向。

2010年1月12日，國(guó)務(wù)院正式批復(fù)《皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)規(guī)劃》，安徽沿江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)建設(shè)納入國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略。這是迄今全國(guó)唯一以產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為主題的區(qū)域發(fā)展規(guī)劃，是促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的重大舉措，為推進(jìn)安徽參與泛長(zhǎng)三角區(qū)域發(fā)展分工，探索中西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移新模式，也為中部地區(qū)加速崛起點(diǎn)燃了助推器。對(duì)于國(guó)家來(lái)說(shuō)，示范區(qū)肩負(fù)著促進(jìn)中部地區(qū)崛起和探索中西部地區(qū)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的新途徑和新模式；對(duì)安徽省來(lái)說(shuō)，推動(dòng)安徽又好又快發(fā)展的現(xiàn)實(shí)要求。因此本文以安徽省皖江城市帶為樣本，采用8個(gè)地市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從區(qū)域內(nèi)部角度深挖地方財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，以尋求優(yōu)化安徽省財(cái)政支出、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的策略。

二、國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)綜述

從理論上來(lái)講，財(cái)政支出可以通過(guò)調(diào)整短期需求，影響總供給進(jìn)而達(dá)到影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的。同時(shí)，國(guó)內(nèi)外大部分實(shí)證分析的研究成果也表明了地方財(cái)政支出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著舉足輕重的作用，但學(xué)者們?cè)谪?cái)政支出經(jīng)濟(jì)影響效果的問(wèn)題上并沒(méi)有得出一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論，概括起來(lái)主要有以下三種觀點(diǎn)：

（一）財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)

部分學(xué)者通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，由于市場(chǎng)機(jī)制存在缺陷，政府通過(guò)提供公共產(chǎn)品可以對(duì)私人產(chǎn)權(quán)進(jìn)行有效的保護(hù)，彌補(bǔ)市場(chǎng)缺陷，有利于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。 Ram[1](1986)利用115個(gè)發(fā)展中國(guó)家1960－1980年的產(chǎn)出、投資、政府服務(wù)和人口數(shù)量等數(shù)據(jù),證明了上述觀點(diǎn)。Aschauer[2]也發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正的影響效果。

（二）財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)

與上述觀點(diǎn)相反，有些學(xué)者認(rèn)為，政府支出效率低下，因此政府活動(dòng)是會(huì)損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的。Landau[3](1986)利用65個(gè)發(fā)展中國(guó)家1960－1980年的數(shù)據(jù)研究后發(fā)現(xiàn)，政府支出特別是消費(fèi)性支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有反向作用；而Devarajan[4](1996)等在重新界定生產(chǎn)性支出的基礎(chǔ)上，對(duì)1971－1990年43個(gè)發(fā)展中國(guó)家(該樣本不包括中國(guó))的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，他們認(rèn)為傳統(tǒng)的生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)。

（三）財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系不確定

Barro[5](1990)通過(guò)對(duì)98個(gè)國(guó)家1970－1985年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,發(fā)現(xiàn)用于公共消費(fèi)方面的財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān),而用于生產(chǎn)服務(wù)方面的財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)。Nelson和Singh[6](1998)利用欠發(fā)達(dá)國(guó)家的數(shù)據(jù)研究表明，中央政府收入占GDP的比例對(duì)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在20世紀(jì)70年代有負(fù)影響，而在80年代這種影響卻并不顯著。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系也進(jìn)行了諸多研究,得到的結(jié)論也不盡一致。馬拴友[7](2003)利用中國(guó)1981－1997年數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國(guó)公共資本的產(chǎn)出彈性約為0.55，公共投資對(duì)市場(chǎng)化的私人部門(mén)具有很強(qiáng)的正外部性。郭慶旺[8]等(2003)通過(guò)構(gòu)建財(cái)政支出的理論和經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?研究得出財(cái)政支出總水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)，財(cái)政生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān),財(cái)政人力資本投資比物質(zhì)資本投資更能提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。鄒薇[9](2003)從“調(diào)整成本”入手,對(duì)我國(guó)財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析,認(rèn)為財(cái)政支出的調(diào)整成本急劇上升會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng),進(jìn)而削弱財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)力度。齊福全[10](2007)利用VAR模型著重分析了北京市財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出規(guī)模伴隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，但是政府支出占GDP的比例卻沒(méi)有發(fā)生顯著變化，生產(chǎn)性財(cái)政支出的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生長(zhǎng)期的抑制作用，非生產(chǎn)性財(cái)政支出的沖擊在短期內(nèi)有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在長(zhǎng)期會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

但上述研究存在著一些不足之處。首先，這些研究主要集中在國(guó)家或省級(jí)層面，對(duì)地市層面的研究較少；其次，大多數(shù)使用的是時(shí)間序列或截面數(shù)據(jù)，估計(jì)方法①過(guò)于簡(jiǎn)單，而且不能同時(shí)反映各區(qū)域間的靜態(tài)差異情況和各個(gè)區(qū)域本身的動(dòng)態(tài)變化特征，這些都會(huì)影響模型的擬合效果和估計(jì)結(jié)果的可信度。因此，本文以安徽省的皖江城市帶為樣本，采用8個(gè)地市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，從區(qū)域內(nèi)部角度深挖地方財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

三、實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

（一）模型的構(gòu)建

在研究地方財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)中，所用實(shí)證模型都是大同小異，其不同之處主要體現(xiàn)在地方財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)的選擇以及控制變量的選取上。本文在結(jié)合其他實(shí)證模型②的基礎(chǔ)上建立以下實(shí)證模型：

(1)式中Y代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出變量；G代表地方財(cái)政支出變量；i為1—8，分別表示皖江城市帶示范區(qū)中的合肥市、滁州市、馬鞍山市、蕪湖市、宣城市、銅陵市、池州市、安慶市等八市；t表示不同的年度，本文中表示2003－2012年； 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。 表示截距項(xiàng)； 表示系數(shù)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

鑒于安徽省財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)的可得性，安徽省財(cái)政支出規(guī)模選擇數(shù)據(jù)的區(qū)間為2003—2012年。本文數(shù)據(jù)來(lái)自歷年的《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》和各市的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展情況的統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。

在本研究中我們用地方生產(chǎn)總值(經(jīng)GDP平減指數(shù)平減)代表經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出變量Y，用地方財(cái)政總支出(經(jīng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)平減)代表地方財(cái)政支出變量G。為消除序列異方差，對(duì)模型進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。即

四、實(shí)證分析

（一）面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、財(cái)政支出數(shù)據(jù)從序列圖上來(lái)看具有不平穩(wěn)的特征。一般來(lái)說(shuō)，存在趨勢(shì)的面板數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，方程回歸有可能是虛假回歸或偽回歸。因此，需要對(duì)這些變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文對(duì)地方產(chǎn)出(1nY)和地方財(cái)政支出(1nG)變量分別進(jìn)行LLC、IPS、ADF—Fisher和PP—Fisher四種檢驗(yàn)對(duì)其水平值和一階差分值進(jìn)行檢驗(yàn)。具體結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，原序列除了LLC檢驗(yàn)方法外的其他方法的檢驗(yàn)結(jié)果都不符合要求（概率小于置信度0.05），則認(rèn)為接受存在單位根的原假設(shè)，原序列存在單位根。經(jīng)過(guò)一階差分后，所有變量都變得平穩(wěn)，以5%高置信度通過(guò)了單位根檢驗(yàn)，即各個(gè)地市所有的變量都是一階單整，也即I(1)，所以各個(gè)地市各個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系的可能。

（二）面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn),傳統(tǒng)方法主要有Engle-Grangle兩步法和Johansens的似然比方法。由于在小樣本的面板數(shù)據(jù)中檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系,Johansen檢驗(yàn)的功效可能會(huì)失真。因此，在檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)是否存在協(xié)整關(guān)系時(shí),為了得到穩(wěn)健的結(jié)論,本文采用Pedroni(1999)提出的7個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量判斷變量lnY與lnG之間是否存在協(xié)整關(guān)系。結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)Pedroni(1999)的證明,在小樣本中panel vstat、group rho-stat的檢驗(yàn)效果最差,panel adf-stat、group adf-stat的檢驗(yàn)效果最好,其他檢驗(yàn)處于中間。當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果不一致時(shí),以panel adf-stat、group adf-stat檢驗(yàn)為準(zhǔn)。因此,通過(guò)表2面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí),LnY與LnG變量之間確實(shí)存在面板協(xié)整關(guān)系,即皖江城市帶的8個(gè)地市的地方財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（三）面板模型的選擇與估計(jì)

面板數(shù)據(jù)的模型根據(jù)常數(shù)項(xiàng)和系數(shù)項(xiàng)是否為常數(shù)，可分為三種類(lèi)型：混合估計(jì)模型（都為常數(shù)）、變截距模型（系數(shù)項(xiàng)為常數(shù)）、變系數(shù)模型（皆非常數(shù)）。

要判斷一個(gè)面板數(shù)據(jù)究竟屬于哪種模型，可以用F統(tǒng)計(jì)量：

主要檢驗(yàn)兩個(gè)假設(shè)：

如果計(jì)算得到的統(tǒng)計(jì)量F2的值小于給定顯著性水平下的相應(yīng)臨界值，則接受假設(shè)H2，用混合模型來(lái)擬合樣本；反之，則用來(lái)進(jìn)一步眼見(jiàn)假設(shè)H1，如果計(jì)算得到的F1小于給定顯著性水平下的相應(yīng)臨界值，則認(rèn)為接受假設(shè)H1，用變截距模型來(lái)擬合樣本，否則用變系數(shù)模型來(lái)擬合。

文章中，我們采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)來(lái)分析該使用哪種模型，其結(jié)果如表3。

表3 面板數(shù)據(jù)的協(xié)方差分析檢驗(yàn)結(jié)果

表3協(xié)方差分析檢驗(yàn)結(jié)果顯示,應(yīng)該選用變系數(shù)模型。根據(jù)個(gè)體影響的不同形式，變系數(shù)模型又可分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)。為了證明到底采用哪種形式,我們采用Hausman檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證。Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)是固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)系數(shù)沒(méi)有系統(tǒng)性差別,接受原假設(shè)模型應(yīng)為隨機(jī)效應(yīng)模型,否則為固定效應(yīng)模型,而對(duì)Hausman檢驗(yàn)無(wú)法判斷的模型應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)模型。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4 全部樣本數(shù)據(jù)的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

從表4豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果看,在5%的顯著性水平下應(yīng)該拒絕原假設(shè)，接受固定效應(yīng)模型。最終的固定效應(yīng)的變系數(shù)模型的估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 面板數(shù)據(jù)回歸估計(jì)結(jié)果

回歸結(jié)果表明,皖江城市帶的地方財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān),其中，馬鞍山市的財(cái)政支出彈性最大,滁州市最小。例如，長(zhǎng)期內(nèi),馬鞍山市財(cái)政支出增長(zhǎng)速度每提高10%,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度平均就提高7.75%。說(shuō)明從長(zhǎng)期上看，財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有相當(dāng)程度的促進(jìn)作用，可以說(shuō)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)主要因素。另外，由值可以看出，長(zhǎng)期均衡模型中影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有地區(qū)效應(yīng)，各個(gè)地市與整體水平存在不同程度的偏離，其中，合肥、宣城和滁州三市具有正向偏離，其他五市具有負(fù)向偏離。

五、結(jié)論與政策建議

（一）結(jié)論

通過(guò)以上分析，可以得到以下結(jié)論：

1.皖江城市帶各地市的地方財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有較大的促進(jìn)作用，說(shuō)明從長(zhǎng)期上看，財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有相當(dāng)程度的促進(jìn)作用，可以說(shuō)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)主要因素。其中，馬鞍山市的財(cái)政支出彈性最大,滁州市最小。長(zhǎng)期內(nèi),馬鞍山市財(cái)政支出增長(zhǎng)速度每提高10%,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度平均就提高7.75%。這可能是因?yàn)轳R鞍山是安徽連接長(zhǎng)三角的橋頭堡，毗鄰南京，水路、陸路交通便捷，自然資源豐富，這給馬鞍山的發(fā)展帶來(lái)了相當(dāng)大的優(yōu)勢(shì)。

2.在同一省份內(nèi)，長(zhǎng)期均衡模型中影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也具有地區(qū)效應(yīng)，即各市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)整體偏離程度差異很大。其中，合肥、宣城和滁州三市是正向偏離，其他五市則是負(fù)向偏離。

（二）政策建議

綜上，我們提出以下政策建議：

1.從長(zhǎng)期來(lái)看，皖江城市帶地方財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有相當(dāng)程度的促進(jìn)作用，財(cái)政支出作為政府宏觀調(diào)控的重要手段，是保證地方經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康增長(zhǎng)的物質(zhì)基礎(chǔ)。因此，要在考量安徽省情的基礎(chǔ)上增加財(cái)政支出規(guī)模，同時(shí)加大財(cái)政資金使用的監(jiān)管力度，確保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)持續(xù)穩(wěn)定。

范恒山指出，皖江城市帶的發(fā)展規(guī)劃是國(guó)家戰(zhàn)略，不僅僅是安徽的事。規(guī)劃提出了有關(guān)投資、財(cái)政、金融、土地和對(duì)外開(kāi)放的國(guó)家政策支持。隨著規(guī)劃的深入實(shí)施，國(guó)家還將繼續(xù)加大協(xié)調(diào)力度，采取進(jìn)一步的財(cái)政政策支持。在當(dāng)前“保增長(zhǎng)、促穩(wěn)定”的大背景下，地方財(cái)政支出政策既可以通過(guò)政府投資來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也可以通過(guò)政府消費(fèi)來(lái)帶動(dòng)內(nèi)需，擴(kuò)大消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)力。而且現(xiàn)階段我們更應(yīng)追求公正公平，縮小貧富差距，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定，因此財(cái)政支出更應(yīng)增加服務(wù)性的權(quán)重，在實(shí)現(xiàn)社會(huì)全面協(xié)調(diào)發(fā)展目標(biāo)的指導(dǎo)下，實(shí)現(xiàn)財(cái)政支出規(guī)模的增加和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

2.皖江城市帶地方財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的趨同性說(shuō)明在同個(gè)省的范圍內(nèi)，以“保增長(zhǎng)”為出發(fā)點(diǎn)的財(cái)政政策可以保持一致性，但要注意與各地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)。結(jié)合各個(gè)地市所處的地理位置和擁有的資源優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。例如，根據(jù)集中區(qū)的合理選址和建設(shè)發(fā)展，區(qū)域遠(yuǎn)景可形成蕪馬巢聯(lián)合體和安池銅聯(lián)合體。同時(shí)城市分工應(yīng)進(jìn)一步明確，城市間橫向聯(lián)系增強(qiáng)，城市功能逐步完善。

注：

①傳統(tǒng)的研究主要用最小二乘法（OLS）進(jìn)行估計(jì)。

②主要綜合了吳穎和薄勇健、毛中根和洪濤等人的實(shí)證模型。

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