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摘要:近年来,研究经济增长和财政收支的文章层出不穷,但大都停留在经济增长和财政收支的总量分析上。文章从另一个角度——财政支出结构中的各个单项与经济增长关系出发,以辽宁省为例,运用协整理论的实证分析方法研究了财政支出结构和经济增长的长期内在关系。最后运用格兰杰因果检验测算出了各财政支出单项和GDP的因果关系,并得出了与现实吻合较好的结论。
关键词:辽宁省;财政支出结构;GDP;协整
一、引言
某一地区经济的发展对其财政收入有着显著的影响。我国的财政支出政策从中央到地方普遍采用“量入为出”的财政支出政策。这就在一定程度上使得GDP的增长间接的成为财政支出增加的一个诱导因素,即某一地区GDP的增长间接的促使该地区财政支出的增加。由于GDP的增加所诱导的财政支出的增加可以分为两部分:一部分是为了维持GDP的继续增长所要必须支出的财政,如维持和规范市场秩序所需执法人员的雇佣支出等。另一部分则是由于地方政府财政富裕后(相对财政紧缺时)的“不节俭”支出,这部分支出的具体数字是无法得知的。财政支出的增加如果大部分用于上面提到的第一部分支出,财政支出反过来就进一步又会成为经济增长的诱导因素。本文通过协整理论分析了用于诱导GDP增长的财政支出单项和GDP的长期稳定的关系。最后通过格兰杰检验得出:财政支出结构中的某些单项支出确实是GDP增长的格兰杰原因。本文的现实意义是:测算出了辽宁省财政支出中诱导GDP增长的原因项,并且量化这些项与GDP的变化幅度。本文的创新之处是:将财政支出作了与以往不同的归类(总共归为4类);将归完类的财政支出项和GDP的关系进行了比较全面的分析,并且得出了这4项财政支出与GDP的长期稳定的关系。
二、文献综述
从20世纪80年代,关于财政支出对经济增长影响的问题就拉开了序幕。很多学者使用了不同国家的数据来检验和验证财政支出对产出国经济增长的影响。通常情况下,财政支出有以下两种划分:第一,被划分为公共生产性支出和非生产性支出。如Easterly和Rebelo(1993),Devarajan,Swaroop和Zou(1996)等就将政府财政支出划分为以上两种支出。Easterly和Rebelo(1993)认为,投资性支出比重的变化与经济增长有正相关关系,尤其是投资于交通、通讯等方面的支出与经济增长相关性很高。Devarajan、Swaroop和Zou对1970-1990年间69个发展中国家的数据进行经验分析,得出:最优状态下,生产性公共支出与非生产性支出的比值应该取决于这两项对产出的弹性之比。第二,被划分为公共消费支出和公共投资性支出。如Kormendi和Meguire(1985),Grier和Tullock(1987),Aschauer(1989),Barro(1990)以及Fisher(1993)等就将政府财政支出按照这种方式划分。并且在此基础上研究了这两种支出的绝对规模与经济增长和生产率的关系。
关于中国财政支出与经济增长问题的研究起始于90年代,研究公共支出结构对经济增长影响的成果丰硕。任宝平和钞小静(2007)对中国1978年-2004年相关的数据进行了实证研究,并得出了中国公共支出的产出弹性为正的结论。还得出了从公共支出结构上看,基础建设支出、科教文卫支出、国防支出等支出的结构产出弹性为正,行政管理支出结构的产出弹性为负的结论。再有孙长清和李辉(2007)以面板数据为工具,用北京、天津、山东等20个省(自治区,直辖市)的数据为例,对地方财政支出结构的优化方向进行了实证分析,并且得出结论:地方购买性财政支出(包括行政管理费用在内的消费性财政支出)对经济增长有负面影响。还有齐福全(2007)等都对财政支出与经济增长的关系进行过实证分析。
三、实证分析
(一)统计数据分析
改革开放以来,辽宁省的财政收入和支出随着经济的快速发展呈现快速增长的趋势。具体的说,GDP从1978年的229.2亿元增长为2008年的13400亿。于此同时,该省财政收入和支出分别从1978年的92.6亿元和31.3亿元增长到2008年的1356.1亿元和2151.9亿元。辽宁省的财政支出总量通过财政收入和GDP的增长长期内有一定的内在关系是非常肯定的,在这里就不予实证检验。2006年以前辽宁省统计年鉴没有进行单项调整以前,财政支出的单项分为:基本建设费、企业挖潜改造费、科技三项费、支援农业费、科技文卫事业费、工交商事业费、流动资金、城市维护费、抚恤和社会救济金、行政管理费以及“其他”这11项。这其中流动资金所占的比例很小甚至1995年以来一直为零,本文将其剔除。以上就是辽宁省的财政支出结构。为了更加方便地研究辽宁省财政支出结构对经济增长的影响,本文将这剩余的10项财政支出单项根据实际情况归类为以下4个单项:维持性支出(W),包括行政管理费,城市维护费;经济性支出(J),包括基本建设费,企业挖潜改造,支援农业;科教文卫事业费(K);社会性支出(S),包括工交商事业费,抚恤和社会救济金。本文通过表1显示了1978年以来辽宁省4大财政支出项目和GDP的变化情况。
(二)模型建立
通过散点图可以看出财政支出各个单项K、J、S、W和GDP的关系为对数线性关系:
LNGDPt=β0+β1LNKt+β2LNJt+β3LNSt+β4LNWt+μt
其中,μt为随机误差项。然而,这5个变量都是时间序列,通过图形可以明显的看出,这些变量都是不平稳的,不能直接回归。在这种情况下,我们要通过协整检验来确定变量之间是否存在长期稳定的关系。
(三)协整分析
1、单位根检验
本文利用辽宁省1978-2006年的数据进行检验。对LNGDP、LNK、LNJ、LNS、LNW用ADF检验法进行Unit Root Test检验,结果见表2、表3、表4、表5、表6。
2、EG检验
表2、表3、表4、表5、表6结果可以看出以上5个变量都是一阶单整的。因此,我们可以进一步通过EG两步法检验这些变量之间的协整关系。
第一步:以LNGDP为内生变量,以LNK、LNJ、LNS、LNW为外生变量用最小二乘法进行回归:
LNGDP=2.70+1.36LNK+0.22LNJ-0.43LNS-0.09LNW+μt①
(21.89) (11.09)(5.15)
(-7.38) (-2.8)
(0.0000) (0.0000) (0.0000)
(0.0000)(0.0347)
R-squared=0.997726S.E of regression=0.061633Durbin-Watson stat=1.505477
(注:上式第一行括号内数据为t统计量,第二行括号内数据为P值)
第二步:对①式中所对应的残差序列进行单位根检验。结果见表7。
从7可以看出,μt对应的ADF检验统计量小于显著性水平为1%的零界值,表明残差不存在单位根,各变量之间存在协整关系。协整向量为[1.360.22-0.44-0.09],变量之间长期均衡协整方程为:
LNGDP=2.70+1.36LNK+0.22LNJ-0.43LNS-0.09LNW②
②式说明辽宁省GDP和该省财政支出结构中的各个单项:K、J、S、W之间的长期稳定的弹性关系。
3、Granger因果检验
Granger因果检验的结果见表8。
在GDP和以上财政支出4项存在协整关系的情况下,由Granger因果检验的结果可以得出:LNK既是LNGDP的Granger原因,又和LNGDP、LNS、LNW一起构成了LNJ的Granger原因。
四、结论
对辽宁省GDP和财政支出结构的协整分析表明,GDP和财政支出各项间存在长期的均衡关系,即科教文卫支出(K)和经济性支出(J)在长期内对GDP的产出弹性为正;与此同时,社会性支出(S)和维持性支出(W)长期内对GDP的产出弹性为负。另外,Granger检验还表明:科技文卫支出(K)既是GDP的诱导因素,同时它又通过GDP和社会性支出(S)以及维持性支出(W)一起对经济性支出产生诱导。它们之间的具体数量关系有协整向量[1.36 0.22 -0.44 -0.09]给出。
参考文献:
1、Kormendi,Meguire,Philip.G.Macroeconomic determinants of growth:Cross-country evidence[J].Journal of Monetary Economics,1985(16).
2、Hamid Davoodi,Heng-Fu Zou.Fiscal decentralization and economic growtn:Across courtry study[J].Journal of Urban Econonics,1998(43).
3、钞小静,任宝平.中国公共支出结构对经济增长影响的实证分析:1978-2004年[J].经济评论,2007(5).
4、中南财经政法大学编委.中国地方财政发展研究报告——地方财政支出结构优化研究[M].经济科学出版社,2007-2008.
5、中国统计年鉴编委会.中国统计年鉴[M].中国财经出版社,2006-2008.
(作者单位:东北财经大学研究生院)
注:本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文
关键词:辽宁省;财政支出结构;GDP;协整
一、引言
某一地区经济的发展对其财政收入有着显著的影响。我国的财政支出政策从中央到地方普遍采用“量入为出”的财政支出政策。这就在一定程度上使得GDP的增长间接的成为财政支出增加的一个诱导因素,即某一地区GDP的增长间接的促使该地区财政支出的增加。由于GDP的增加所诱导的财政支出的增加可以分为两部分:一部分是为了维持GDP的继续增长所要必须支出的财政,如维持和规范市场秩序所需执法人员的雇佣支出等。另一部分则是由于地方政府财政富裕后(相对财政紧缺时)的“不节俭”支出,这部分支出的具体数字是无法得知的。财政支出的增加如果大部分用于上面提到的第一部分支出,财政支出反过来就进一步又会成为经济增长的诱导因素。本文通过协整理论分析了用于诱导GDP增长的财政支出单项和GDP的长期稳定的关系。最后通过格兰杰检验得出:财政支出结构中的某些单项支出确实是GDP增长的格兰杰原因。本文的现实意义是:测算出了辽宁省财政支出中诱导GDP增长的原因项,并且量化这些项与GDP的变化幅度。本文的创新之处是:将财政支出作了与以往不同的归类(总共归为4类);将归完类的财政支出项和GDP的关系进行了比较全面的分析,并且得出了这4项财政支出与GDP的长期稳定的关系。
二、文献综述
从20世纪80年代,关于财政支出对经济增长影响的问题就拉开了序幕。很多学者使用了不同国家的数据来检验和验证财政支出对产出国经济增长的影响。通常情况下,财政支出有以下两种划分:第一,被划分为公共生产性支出和非生产性支出。如Easterly和Rebelo(1993),Devarajan,Swaroop和Zou(1996)等就将政府财政支出划分为以上两种支出。Easterly和Rebelo(1993)认为,投资性支出比重的变化与经济增长有正相关关系,尤其是投资于交通、通讯等方面的支出与经济增长相关性很高。Devarajan、Swaroop和Zou对1970-1990年间69个发展中国家的数据进行经验分析,得出:最优状态下,生产性公共支出与非生产性支出的比值应该取决于这两项对产出的弹性之比。第二,被划分为公共消费支出和公共投资性支出。如Kormendi和Meguire(1985),Grier和Tullock(1987),Aschauer(1989),Barro(1990)以及Fisher(1993)等就将政府财政支出按照这种方式划分。并且在此基础上研究了这两种支出的绝对规模与经济增长和生产率的关系。
关于中国财政支出与经济增长问题的研究起始于90年代,研究公共支出结构对经济增长影响的成果丰硕。任宝平和钞小静(2007)对中国1978年-2004年相关的数据进行了实证研究,并得出了中国公共支出的产出弹性为正的结论。还得出了从公共支出结构上看,基础建设支出、科教文卫支出、国防支出等支出的结构产出弹性为正,行政管理支出结构的产出弹性为负的结论。再有孙长清和李辉(2007)以面板数据为工具,用北京、天津、山东等20个省(自治区,直辖市)的数据为例,对地方财政支出结构的优化方向进行了实证分析,并且得出结论:地方购买性财政支出(包括行政管理费用在内的消费性财政支出)对经济增长有负面影响。还有齐福全(2007)等都对财政支出与经济增长的关系进行过实证分析。
三、实证分析
(一)统计数据分析
改革开放以来,辽宁省的财政收入和支出随着经济的快速发展呈现快速增长的趋势。具体的说,GDP从1978年的229.2亿元增长为2008年的13400亿。于此同时,该省财政收入和支出分别从1978年的92.6亿元和31.3亿元增长到2008年的1356.1亿元和2151.9亿元。辽宁省的财政支出总量通过财政收入和GDP的增长长期内有一定的内在关系是非常肯定的,在这里就不予实证检验。2006年以前辽宁省统计年鉴没有进行单项调整以前,财政支出的单项分为:基本建设费、企业挖潜改造费、科技三项费、支援农业费、科技文卫事业费、工交商事业费、流动资金、城市维护费、抚恤和社会救济金、行政管理费以及“其他”这11项。这其中流动资金所占的比例很小甚至1995年以来一直为零,本文将其剔除。以上就是辽宁省的财政支出结构。为了更加方便地研究辽宁省财政支出结构对经济增长的影响,本文将这剩余的10项财政支出单项根据实际情况归类为以下4个单项:维持性支出(W),包括行政管理费,城市维护费;经济性支出(J),包括基本建设费,企业挖潜改造,支援农业;科教文卫事业费(K);社会性支出(S),包括工交商事业费,抚恤和社会救济金。本文通过表1显示了1978年以来辽宁省4大财政支出项目和GDP的变化情况。
(二)模型建立
通过散点图可以看出财政支出各个单项K、J、S、W和GDP的关系为对数线性关系:
LNGDPt=β0+β1LNKt+β2LNJt+β3LNSt+β4LNWt+μt
其中,μt为随机误差项。然而,这5个变量都是时间序列,通过图形可以明显的看出,这些变量都是不平稳的,不能直接回归。在这种情况下,我们要通过协整检验来确定变量之间是否存在长期稳定的关系。
(三)协整分析
1、单位根检验
本文利用辽宁省1978-2006年的数据进行检验。对LNGDP、LNK、LNJ、LNS、LNW用ADF检验法进行Unit Root Test检验,结果见表2、表3、表4、表5、表6。
2、EG检验
表2、表3、表4、表5、表6结果可以看出以上5个变量都是一阶单整的。因此,我们可以进一步通过EG两步法检验这些变量之间的协整关系。
第一步:以LNGDP为内生变量,以LNK、LNJ、LNS、LNW为外生变量用最小二乘法进行回归:
LNGDP=2.70+1.36LNK+0.22LNJ-0.43LNS-0.09LNW+μt①
(21.89) (11.09)(5.15)
(-7.38) (-2.8)
(0.0000) (0.0000) (0.0000)
(0.0000)(0.0347)
R-squared=0.997726S.E of regression=0.061633Durbin-Watson stat=1.505477
(注:上式第一行括号内数据为t统计量,第二行括号内数据为P值)
第二步:对①式中所对应的残差序列进行单位根检验。结果见表7。
从7可以看出,μt对应的ADF检验统计量小于显著性水平为1%的零界值,表明残差不存在单位根,各变量之间存在协整关系。协整向量为[1.360.22-0.44-0.09],变量之间长期均衡协整方程为:
LNGDP=2.70+1.36LNK+0.22LNJ-0.43LNS-0.09LNW②
②式说明辽宁省GDP和该省财政支出结构中的各个单项:K、J、S、W之间的长期稳定的弹性关系。
3、Granger因果检验
Granger因果检验的结果见表8。
在GDP和以上财政支出4项存在协整关系的情况下,由Granger因果检验的结果可以得出:LNK既是LNGDP的Granger原因,又和LNGDP、LNS、LNW一起构成了LNJ的Granger原因。
四、结论
对辽宁省GDP和财政支出结构的协整分析表明,GDP和财政支出各项间存在长期的均衡关系,即科教文卫支出(K)和经济性支出(J)在长期内对GDP的产出弹性为正;与此同时,社会性支出(S)和维持性支出(W)长期内对GDP的产出弹性为负。另外,Granger检验还表明:科技文卫支出(K)既是GDP的诱导因素,同时它又通过GDP和社会性支出(S)以及维持性支出(W)一起对经济性支出产生诱导。它们之间的具体数量关系有协整向量[1.36 0.22 -0.44 -0.09]给出。
参考文献:
1、Kormendi,Meguire,Philip.G.Macroeconomic determinants of growth:Cross-country evidence[J].Journal of Monetary Economics,1985(16).
2、Hamid Davoodi,Heng-Fu Zou.Fiscal decentralization and economic growtn:Across courtry study[J].Journal of Urban Econonics,1998(43).
3、钞小静,任宝平.中国公共支出结构对经济增长影响的实证分析:1978-2004年[J].经济评论,2007(5).
4、中南财经政法大学编委.中国地方财政发展研究报告——地方财政支出结构优化研究[M].经济科学出版社,2007-2008.
5、中国统计年鉴编委会.中国统计年鉴[M].中国财经出版社,2006-2008.
(作者单位:东北财经大学研究生院)
注:本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文