财政收入与国民经济之关系要点.docx

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财政收入与国民经济之关系要点

呼和浩特市财政支出与经济增长的关系研究

—基于协整理论的实证分析

内容摘要

财政支出作为政府宏观调控的重要手段,其与经济增长的关系制约着政策的有效实施。

对于二者之间的相互关系现有的文献并无确定性的结论，促进论、促退论以及无关论均在不同国家的实证检验中获得了支持。

本文主要利用协整理论对1997～2012年呼和浩特市的财政支出与GDP之间关系进行实证研究。

研究结果表明:

财政支出与GDP之间存在协整关系，即存在长期的经济均衡关系。

但是根据格兰杰因果关系分析结果显示呼和浩特市的财政支出对经济增长不存在长期稳定的促进作用。

这对当前呼和浩特市的财政支出安排有着重要的启示。

关键词:

财政支出经济增长单位根检验协整

一、关于财政支出理论的文献综述

自1978年改革开放以来，中国经历了一个持续高速增长的时期，GDP的年均增长率达到9%以上，中国经济如此持续高速增长的现象被世界誉为“中国奇迹”。

同时呼和浩特市的经济增长也在飞速的增长着，从1987年的16.8834亿增长到2012年的2458.7441亿。

作为政府影响社会经济生活主要手段之一的财政支出，它同经济增长之间到底有着怎样的联系?

财政支出在呼和浩特市的高速增长期间又起着何种作用?

这些成为本文研究的主要问题。

关于财政支出与经济增长（以GDP为衡量指标）两者之间的关系，国内外学者做了大量的研究，并获得了许多有益的成果。

（一）国外学者的研究综述

国外在财政支出与经济增长关系方面的研究起步较早,研究成果也很丰厚。

但由于国外学者处于不同的时代背景,采用的研究对象存在差异,运用的研究手段和方法也不尽相同,进而得出的结论也大相径庭。

以时间顺序将国外的研究结论加以综述。

阿罗和库尔兹（Arrow,KurZ,1970）最先将政府支出纳入了生产函数中。

他们得出结论是外生的政府支出的变化仅影响经济转移动态,其对经济的增长率影响甚微。

格默尔（Gemmell,1983）在对27个较不发达国家和发达国家的政府部门的增长对经济的影响程度的分析后,得出其内部关系无法确定的结论.塞米尔（1983）则认为非市场部门的增长对宏观经济的增长存在不利影响,但其在不同的国家又有不同的表现.拉姆（Ram,1986）通过对115个国家1960年至1980年的产出、投资、政府服务、人口数量和经济增长等数据的研究,发现政府支出规模对经济增长具有正的影响,而且这种正效应在低收入国家更强。

兰多（Landau,1986）针对发展中国家的经济数据进行研究,他认为政府支出中的消费性支出与经济增长间存在反向关系。

兰姆（Ram,1987）和罗宾逊（Rubinson,1977）提出政府规模的扩大对经济增长有着积极作用。

康特和达伦（conteandDarrat,1988）财政支出的增加或减少对经济增长不存在任何影响。

格罗斯曼（Grossman,1988、1990）认为财政支出对经济增长同时存在积极的和消极的作用,但是净作用似乎是否定的。

阿沙沃尔（Aschauer,1989）发现财政支出对经济增长具有积极的正向作用。

巴罗（Barro,1990）以内生经济增长理论与模型为研究手段,总结出政府支出会显著影响经济的稳定及其增长率.当政府增加消费性支出后,GDP增长率和储蓄率会下降；当政府增加生产性支出后,GDP增长率和储蓄率初期会略有上升,后期转为下降。

分析了政府真实消费购买支出减去教育和国防支出后占实际GDP的比率对经济增长的有负向作用。

布兰姆（Bairam,1990）认为财政支出在一些国家起到积极作用,而其在另一些国家中则有消极作用。

纳尔逊和辛（Nelson,Singh,1994）从不发达国家的数据入手,得出中央政府收入占GDP的比例对国家的经济增长在20世纪70年代有显著的负面影响,而其在80年代的作用则不明显。

德瓦拉简、斯瓦卢普和邹（Devarajan、swaroopandzou,1996）通过对43个发展中国家七十年代至九十年代数据的研究,得到政府支出占国民生产总值的比重对人均GDP的影响范围为五年,经常性支出占财政支出的比重对经济增长有正效应。

埃文斯（Evans,1997）也认为政府消费支出占总产出的比重与人均GDP的关联度不高。

高斯（Jamess.Guseh,1997）认为政府规模的增长对经济增长有负的作用。

（二）国内研究现状

国内的一些学者也很关注财政支出与经济增长的关系,对此进行了研究。

从财政支出与全国经济增长关系角度出发的文献主要有:

郭杰在《内生经济增长与我国政府支出结构的调整》中通过对我国政府的财政支出水平、投资规模和方向及教育投入的具体研究发现,我国财政支出中既有促进内生经济增长的因素又有阻碍经济增长的因素。

郭庆旺等在《财政支出结构与经济增长》中通过分析财政支出结构与经济增长间的关系,得出财政支出总水平与经济增长负相关,财政生产性支出与经济增长正相关,财政用于科学研究的支出经济效益更为显著,人力资本投资比物质资本投资更能提高经济增长率的结论。

庄子银和邹微在《公共支出能否促进经济增长:

中国的经验分析》一文中通过对公共支出的时间序列和截面分析,得出了存在大量调整成本,使预算内财政投资对经济增长的效应很小,甚至为负,但各省的财政收入对经济增长具有显著的正相关关系。

娄洪在《长期经济增长中的公共投资政策）包含一般拥挤性公共基础设施资本存量的动态经济增长模型》一文中,通过构建包含外生公共基础设施资本的动态模型和包含由公共投资形成的内生公共基础设施资本的动态模型得到的结论是,包含外生公共基础设施资本的动态模型中,无论是纯公共性还是拥挤性的外生公共基础设施资本,都能够提高长期经济增长率；包含由公共投资形成的内生公共基础设施资本的动态模型假定公共基础设施资本由政府通过征税而进行公共投资形成,结论是如果基础设施资本为纯公共性质,就能产生恒定的内生增长,如果基础设施资本为拥挤性质,虽然不能产生恒定的内生增长,但能减缓增长率的递减。

张清研究了我国财政支出与经济景气指标之间的关系:

财政支出与经济增长之间有着长期的动态均衡关系,财政支出对经济增长有着重要的拉动作用,财政支出对GDP的产出弹性系数为0.324。

曾娟红、赵福军的实证分析指出行政管理支出与经济增长之间呈负相关关系,社会文教支出和国防支出与经济增长之间呈现正相关关系。

张明喜和陈志勇也发现中国的公共支出对经济增长存在正相关关系,财政支出的边际生产力显著大于1。

付文林和沈坤荣却认为,政府预算内支出的GDP占比与经济增长呈负相关关系经济建设性支出与GDP增长率正相关。

刘卓诺和于长革在验证公共投资与产出正相关后,提出了中国政府支出的最优规模,即公共投资占GDP的比重为4.5%。

从财政支出角度研究其与地方经济增一长关系的主要有:

齐福全在《地方政府财政支出与经济增长关系的实证分析）以北京市为例》中着重分析了改革开放后北京市政府财政支出与经济增长的关系,根据各项支出对经济增长的影响,划分出生产性支出和非生产性支出两大类别,并利用VAR模型和IRF检验了生产性财政支出冲击与非生产性财政支出冲击对经济增长的影响。

发现经济增长促进了政府财政支出规模的扩张。

李泽楷通过对广东省1978一2007年历年GDP和财政支出总量之间关系的研究表明:

广东省GDP和财政支出总量之间有着正向的关系,并且它们之间有着长期稳定的均衡关系,统计结果说明,经济增长是财政支出增长的格兰杰原因,而不是相反。

罗金花在《广东省财政支出与经济增长关系的实证研究》中通过对包含政府支出的C一D生产函数进行OLS回归,先将财政支出划分为生产性支出和非生产性支出两大类别,然后利用VAR模型和脉冲响应函数检验了生产性财政支出冲击与非生产性财政支出冲击对经济增长的影响,得出生产性财政支出冲击的加大促进经济增长,而非生产性财政支出冲击的加大在一定时期内会抑制经济的增长的结论。

王曙光,金向鑫在《黑龙江省地方财政收支与经济增长关系研究》运用计量经济学的方法,通过黑龙江省地方财政收支对经济增长影响的实证分析,得出黑龙江省地方财政收支与经济增长呈正相关,且应当进一步加大地方财政收支的规模的结论。

国内学者在研究财政支出与经济增长的关系方面,多以理论分析为主,模型实证分析较为缺乏。

二、财政支出与经济增长一般关系理论

（一）财政支出的涵义

财政支出亦称为预算支出,是财政分配活动的重要环节,是财政收入的具体运用。

具体的说,财政支出是指政府将财政收入集中起来的资金通过预算、安排有计划地分配和使用于经济建设、国防、行政管理及改善人民生活等履行政府职能的各个方面的过程。

财政支出能够满足社会公共的需要,实现政府的职能,保障社会再生产活动能够有序地进行。

它是以政府为主体所进行的一种资金分配活动,体现了政府对资金的使用,反映了政府为实现其职能和满足社会的公共需要的费用金额。

财政支出的数量和规模集中反映了政府活动的方式及政府导向,同时也规定出了政府活动的范围和方向。

（二）经济增长

经济增长作为衡量一国或地区经济实力和居民生活水平的重要指标,保持经济的长期、稳定、持续和高速的增长,是一国或地区追求的目标。

对经济增长的定义西方较为推崇库茨涅兹的说法:

一国的经济增长可以定义为居民提供的种类日益增多的经济产品的能力长期上升,这种不断增长的能力是建立在先进技术以及所需要的指导和思想意识之相应的基础上的。

他较为注重经济增长能力、先进技术和制度以及思想观念基础几个方面。

萨缪尔森则认为经济增长代表的是一国潜在GDP或国民产出的增加,与之密切相关的是人均产出增长率的提高,它决定一国生活水平提高的速度。

他将经济增长的能力归结为潜在GDP的增长。

我国则认为经济增长是指一个国家或一个地区在一定时期内的总产出即国民收入与前期相比所实现的增长。

总产出或国民收入通常用国内生产总值（GDP）来衡量。

对一国经济增长速度的度量通常用经济增长率来表示。

（三）财政支出与经济增长关系理论

1．瓦格纳法则的产生与发展

阿道夫·瓦格纳是19世纪80年代德国著名的经济学家。

他以经验性数据为依据,通过对许多欧洲国家、日本和美国的公共支出的对比、分析研究之后得出财政支出是随着人均收入的提高而增加的,当国民收入增长时,财政支出会以更大比例增长。

随着人均收入水平的提高,政府支出占CNP的比重将会提高这一结论,即瓦格纳法则。

瓦格纳法则可以理解为财政支出因经济增长而增加,前者被动的受经济发展的影响,其中的财政支出可以认为是财政支出绝对规模的增加,即财政支出总额的增加。

由于以上特点,瓦格纳法则也称为公共支出不断增长法则。

皮科克和威斯曼对瓦格纳法则的重新理解是基于对英国1890年至1955年公共部门成长情况的研究,提出导致财政支出增长的内在因素与外在因素,并认为外在因素是说明财政支出增长速度超过GDP增长速度的主要原因。

马斯格雷夫和罗斯托则将经济发展分为的早期阶段、中期阶段和经济发展的成熟阶段进而利用经济发展阶段论来解释公共支出增长的原因。

早期阶段中,政府投资在社会总投资中占较高的比重。

发展中期,政府投资逐渐转为对私人投资的补充。

成熟阶段中公共支出将从基础设施支出转向不断增加的教育、保健与福利服务的支出,其增长速度将大于GDP的增长速度。

2.凯恩斯45°线模型理论

凯恩斯的《就业、利息和货币通论》在1936年发表之后,财政支出对于经济增长具有积极的促进作用在主流理论界开始逐渐接受。

该理论被称为凯恩斯理论。

凯恩斯的45°线模型理论是宏观经济学中第一个总量分析模型,可以形象的表述凯恩斯理论的精髓。

Z

GDP

在上图中横坐标为GDP总产出,纵坐标为Z代表总需求.Z=GDP代表总需求等于总产出,其将坐标平面平均分成两半,线上的任意一点到横、纵轴的距离相等,代表均衡国民收入即总支出与总产出相等的均衡国民收入。

Sl与S2代表不同的需求曲线,El与E2为需求线与平分线的交点。

sl需求曲线为需求受约束时的曲线,以总需求等于总产出为依据,此时的总产出GDP水平较低。

政府为满足有效需求,采取积极的财政政策,加大财政支出的力度,需求曲线由Sl移动到S2.显然,交点E2对应的总产出要高于El点的水平.由此,凯恩斯的宏观经济思想很清晰表露出来,在有效需求理论即需求约束的前提下,调整政府的财政支出,可以提高国民收入,促进经济增长。

政府支出政策能有效的影响均衡国民收入（GDP）的水平。

政府作为宏观调控的机构其主要通过增加或减少政府支出和增加或减少税收几种手段来调整经济。

它主要包含政府购买和政府转移支付两大部分,政府购买即政府部门向私人部门包括企业部门和家庭部门购买商品、服务和生产要素,政府转移支付是政府将征收上来的税以各种方式如农业补贴、社会福利保险、贫困救济等再转移给企业部门和家庭部门等方面的支出"通过增加政府的公共支出就可以达到扩大社会总需求,进而改善需求不足的状况,减少失业,从促进经济增长和稳定。

凯恩斯还认为公共支出的增加会对私人部门的资金产生挤出效应,即在社会总财富一定的情况下,政府支出增加,会使私人部门可占用资金减少,公共部门的支出代替私人部门的支出,抑制了私人消费和投资,减弱了财政政策的效果。

3.萨缪尔森的AS一AD模型

萨缪尔森的AS一AD模型,即总供给和总需求模型。

该模型是在滞涨情况下,由经济学家们提出的,意图通过他分析一般价格水平与总产出的关系,进而对滞涨现象作出合理的解释。

AD为总需求曲线,As为产出曲线,P为价格指数水平,Q为总产出。

初期需求曲线ADI对应的总产出为Ql,价格水平为Pl。

政府实行扩展的财政政策后,总需求曲线移动到ADZ的位置总需求增加,物价上涨为PZ。

但此时的总产出却没有变化,这就解释了滞涨的原因,增加财政支出对总产出没有影响,财政政策无效。

三、财政支出与GDP总量关系实证分析

为了更为深入全面的研究呼和浩特市财政支出与经济增长的关系,本文从财政支出的规模与经济增长总量的角度进行研究。

（一）样本数据的收集与处理

本文所使用的数据来源于2013年《呼和浩市特统计年鉴》，样本中财政支出和GDP的数据都为1987～2012年的当年名义价格数据，为了消除时间数据中可能存在的异方差，对各变量分别取自然对数，取对数后的变量分别为LnX和LnY，二者的变化趋势见图1。

从图1可以看出，LnX（财政支出）和LnY（经济增长）两者变动方向比较一致，具有相似的增长趋势，这说明财政支出和经济增长两个变量都是非平稳的。

故对财政支出和经济增长两个变量分别进行一阶差分处理，差分后的变量分别表示为ΔLnX和ΔLnY，差分后两变量的时间序列变得较为平稳（见图2）。

表1中Y和X是1987—2012年的呼和浩特市的国民生产总值和财政支出数据，LnY和LnX是取自然对数后的呼和浩特市国民生产总值和财政支出，△lnY和△lnX是一级差分后的数据。

表1

年份

Y（万元）

X（万元）

lnY

lnX

△lnY

△lnX

1987

168834

34652

12.04

10.45

NA

NA

1988

236116

37015

12.37

10.52

0.34

0.07

1989

271744

41333

12.51

10.63

0.14

0.11

1990

306867

45213

12.63

10.72

0.12

0.09

1991

358603

49338

12.79

10.81

0.16

0.09

1992

437264

54119

12.99

10.90

0.20

0.09

1993

573852

67803

13.23

11.12

0.27

0.23

1994

792719

74971

13.58

11.23

0.32

0.10

1995

940291

82137

13.75

11.32

0.17

0.10

1996

1164757

104035

13.97

11.55

0.21

0.24

1997

1340303

127972

14.11

11.76

0.14

0.21

1998

1537446

153745

14.25

11.94

0.14

0.18

1999

1714764

171308

14.35

12.05

0.11

0.11

2000

1998711

198645

14.51

12.20

0.15

0.15

2001

2460126

276059

14.72

12.53

0.21

0.33

2002

3249735

360686

14.99

12.80

0.28

0.27

2003

4278716

482538

15.27

13.09

0.28

0.29

2004

5458920

613227

15.51

13.33

0.24

0.24

2005

7727600

721234

15.86

13.49

0.35

0.16

2006

9267900

922229

16.04

13.73

0.18

0.25

2007

11287300

1004158

16.24

13.82

0.20

0.09

2008

14036700

1331795

16.46

14.10

0.22

0.28

2009

16439926

1651684

16.62

14.32

0.16

0.22

2010

18657140

1772800

16.74

14.39

0.13

0.07

2011

21772669

2556680

16.90

14.75

0.15

0.37

2012

24587441

2753195

17.02

14.83

0.12

0.07

数据来源:

《呼和浩特市统计年鉴》（2013）

（二）经济计量方法及理论模型

由于经典回归模型估计检验的前提条件要求相关变量必须是平稳的，对于非平稳变量采用经典回归则会产生虚假回归等众多问题，所以对非平稳变量不能直接使用经典回归。

然而，在实际经济生活中众多的经济变量都是非平稳的。

1987年Engle和Granger两位学者提出协整理论，为解决非平稳时间序列的建模提供了有效方法。

1.变量时间序列的平稳性检验

变量的平稳性检验也被称作单位根检验，其具体的检验方法主要有DF检验法、PP检验法和ADF检验法。

在实际使用时，人们最常用的是ADF检验法，其回归式有三种形式:

m

∑

i

回归式Ⅰ（无常数项、无趋势项）:

Δyt=（ρ－1）yt－1+=ytΔt－1+εt

m

∑

i

回归式Ⅱ（有常数项、无趋势项）:

Δyt=β1++（ρ－1）Δyt+yiΔyt－i+εt

m

∑

i

回归式Ⅲ（有常数项、有趋势项）:

Δyt=β1+β2t（ρ－1）Δyt+yiΔyt－i+εt

其中，Δ表示变量取一阶差分；εt表示白噪声序列，即εt为零均值、同方差且序列无关；t表示时间趋势因素;原假设为H0:

ρ=1，即{yt}有一个单位根。

以上三种ADF回归式的ADF统计量均为模型式中yt－1前面参数的OLS估计量的T统计量值，ADF检验所用的临界值表与DF检验是同一个表。

如果得到的模型中ADF值大于Mackinnon临界值（Mackinnon临界值可通过直接查阅临界值表获得），则认为此时间序列是非平稳的;如果ADF值小于Mackinnon临界值，则认为是平稳的。

单位根检验中最佳滞后阶数一般按照AIC准则来确定。

财政支出和GDP的单位根检验

接下来利用Eviews6.0统计软件中的ADF检验方法对财政支出和GDP两变量进行单位根检验，检验的结果见表1。

对序列LnY和LnX的平稳性进行ADF检验,表2的结果显示ADF检验值都大于5%的临界值,说明LnY和LnX均为非平稳系列;对两个序列做一阶差分,再进行ADF检验,下表显示经过一级差分的呼和浩特市的国民生产总值和财政支出的P值都小于临界值0.05，故为平稳序列。

可知,LnY和LnX都具有一阶单整性,即LnY

I

（1）,LnX

I

（1）。

表2国民生产总值与财政支出序列的ADF检验结果

变量

检验形式

ADF检验值

临界值（1%）

临界值（5%）

P值

结论

lnY

（C,0，5）

2.864419

-2.664853

-1.955681

0.9981

不平稳

lnX

（C,0，5）

1.692464

-3.724070

-2.986225

0.9993

不平稳

△lnY

（C,0，5）

-3.475482

-3.737853

-2.991878

0.0180

平稳

△lnX

（C,0，5）

-4.842452

-3.737853

-2.991878

0.0008

平稳

注:

（1）检验形式（C,T,L）中的C、T、L分别表示模型中的常数项、时间趋势项和滞后阶数;

（2）滞后期的选择以施瓦茨信息准则（SC）为依据。

2.变量的协整关系检验

在协整关系的时间序列变量之间的回归为虚假回归，故在作回归分析之前，对所研究的被解释变量与解释变量先作协整性检验十分必要。

对变量之间的协整检验主要有以下两种方法:

一种是EG两步法，另一种是Johansen检验法。

前一种方法适合于检验两个变量之间的协整关系，后一种方法适合于检验多个变量之间的协整关系。

由于本文研究的是财政支出与GDP这两个变量之间的关系所以采用EG两步法来检验这两个变量之间是否存在协整关系。

其检验原理如下:

首先对要作协整检验的变量进行协整回归，得到残差序列；其次对残差序列进行单位根检验，计算DF统计值（EG两步法检验的统计量及计算方法与单位根检验完全相同，所不同的只是临界值不同）；再次通过查表得到三个值φ∞、φ1、φ2，由此计算临界值，计算公式为Cα=φ∞+φ1n－1+φ2n－2（其中下标α为显著性水平，取0.05，n表示样本容量）;最后比较DF统计量与临界值，如果DF统计值小于临界值，则检验的变量（即回归变量）之间存在协整关系，如果

DF统计值大于临界值，则检验的变量之间不存在协整关系。

财政支出与GDP之间的协整检验

LnX和LnY都是一阶单整序列，符合协整检验的前提要求，所以，本文再利用Engle－Granger两步法对LnX和LnY两变量进行协整检验。

用最小二乘法建立模型，进行协整回归。

得到其回归结果为:

lnY=A+BlnX+Et

估计结果为:

lnY=1.277809+1.074098lnX

（4.07）（42.72）

R2=0.9870F=1825DW=0.37125

接下来对Et进行ADF检验，模型的协整检验结果如表2所示：

检验形式（0，0,1）ADF检验值为-3.168629，1%的临界值为-2.692358，5%的临界值为-1.960171，P值为0.0032，由于ADF的检验值小于1%和5%的临界值且P值小于显著性水平0.05，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明财政支出与经济增长之间存在协整关系进而说明财政支出与经济增长之间存在长期动态均衡关系。

表3残差的ADF值和临界值

ADF值-2.884716

临界值-2.660720

P值0.0057

结论存