财政支出与经济增长关系的探讨.doc

1、1财政支出与经济增长关系的探讨摘 要：本文基于协整理论和误差修正模型，对 G省 1961-2014年财政支出与 GDP之间关系进行深入实证分析。分析结果显示，G 省财政支出与 GDP之间存在双向的格兰杰因果关系和长期均衡关系，财政支出的增长能够促进 GDP的增长，但存在滞后效应，GDP 的变化会引起财政支出的变化，两者之间是相互影响的。 关键词：财政支出;经济增长;关系;实证分析 中图分类号：F830.31 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2015（11）-0059-04 19 世纪 80年代德国著名经济学家瓦格纳在对许多国家公共支出资料进行实证分析的基础上得出著名的瓦格纳法则。

2、瓦格纳法则表明，随着经济社会的发展，国家职能不断扩大，财政支出的规模会不断地以更大的比例增大。20 世纪 30年代，凯恩斯提出“乘数效应”理论，认为在有效需求不足的情况下，财政支出可以通过乘数效应扩大社会总需求，促进经济增长。这些理论都表明财政支出与经济增长有一定的关系，合理量化两者之间的关系，有助于使财政资金在经济建设中发挥更大作用。 一、文献综述 关于研究财政支出与经济增长之间关系的文献有很多，Devarajan（1996）通过研究发现生产性支出对经济增长具有促进作用。Ram（1988）通过实证分析认为财政支出对经济增长有促进作用，尤其是2对于经济发展水平较低的国家，这种促进作用更加明显。

3、杨瑞平（2014）利用 1978-2011年的数据对我国改革开放以来的财政支出与 GDP关系进行实证分析，发现两者之间并不存在长期均衡关系。汤瑞丰（2011）以云南省为例，利用 1994-2010年财政支出和 GDP数据建立误差修正模型，结果表明，两者之间存在长期均衡关系。 以上研究表明，不同国家或地区的财政支出与 GDP之间的关系表现明显不同。因此，对于 G省财政支出与 GDP之间的关系如何，财政支出能否真正推动 GDP的增长，能多大程度推动 GDP增长，需要进行实证分析。本文运用协整理论和误差修正模型，对 1961-2014年 G省 GDP和财政支出时间序列数据之间的数量关系进行深入探讨。

4、 二、实证分析 本文利用 1961-2014年 G省公共财政预算支出与 GDP数据，以 1961年为基期，对名义财政支出和名义 GDP数据使用 GDP平减指数进行平减处理，得到实际财政支出和实际 GDP数据。 财政支出与 GDP都是时间序列数据，对于时间序列数据存在的最大问题是伪回归问题，即如果两列没有任何经济关系的时间序列数据表现出相同的变化趋势，对其进行回归，也可能得到较高的可决系数。Granger和 Newbold曾经提出一个良好的经验规则：当可决系数大于Durbin-Watson统计量时，所估计的回归就可能有问题。因此，在对时间序列数据做回归分析前，需要检验数据的平稳性。 （一）平稳性

5、检验 常用的检验平稳性方法是 ADF检验，ADF 检验通过对以下三个模型进3行检验而完成的： X=X+X+ （1） X=+X+X+ （2） X=+t+X+X+ （3） 在进行 ADF检验时，首先估计出上述三个模型的适当形式，然后通过 ADF临界值表检验原假设 H0：=0。首先从模型 3.3开始，然后模型3.2，最后检验模型 3.1。只要其中有一个检验结果拒绝了原假设，就认为数据是平稳的。当三个模型检验结果都不能拒绝原假设时，则认为数据是非平稳的。为了消除时间序列数据可能存在的异方差，在做平稳性检验之前，对 GDP和财政支出数据分别取对数，取对数后的变量分别为lnGDP和 lnCZZC，平稳性检

6、验结果显示，在 10%显著性水平下，lnGDP 非平稳，lnGDP 一阶差分平稳，lnGDP 是 1阶单整变量。在 10%显著性水平下，lnCZZC 非平稳，lnCZZC 一阶差分平稳，lnCZZC 是 1阶单整变量。 由于 lnGDP和 lnCZZC都是非平稳变量，不能直接建立回归模型，但两者都是 1阶单整变量，满足进行协整检验的条件，因此有必要对 lnGDP和 lnCZZC进行协整检验，检验两者之间是否存在一个长期稳定的比例关系。 （二）协整检验 协整检验有两种方法，一种是 E-G两步检验法，另一种是 Johansen检验法。前者是基于两变量的协整关系检验，后者是多变量的协整关系检验。本文

7、分析的是 lnGDP和 lnCZZC两变量的协整关系，所以采用的是E-G两步检验法。 4第一步，利用普通最小二乘法估计方程 3.4式 1nGDP=+1nCZZC+ （4） 并计算非均衡误差，得到 1nDP=+1nCZZC+ （5） e=1nGDP-1nDP （6） 第二步，检验的单整性。如果为平稳序列，则认为变量 lnGDP和lnCZZC为（1，1）阶协整;否则，认为变量 lnGDP和 lnCZZC不存在协整关系。 在 10%的显著性水平下，残差项的平稳性检验采用模型 3.1式时，残差项是平稳的，即 lnGDP和 lnCZZC协整检验通过，两者之间存在长期均衡关系。对 lnGDP和 lnCZZ

8、C进行协整回归，得如（3.7）协整方程： 1nGDP=2.94839+0.891841nCZZC （7） （三）Granger 因果关系检验 协整检验验证了 lnGDP和 lnCZZC之间存在长期均衡关系，但两者是否构成因果关系，还需要进一步进行格兰杰因果关系检验。其检验步骤为： 第一步，构建 lnGDP关于其滞后项的回归模型： 1nGDP=+1nGDP+ （8） FPE（m）= （9） 其中，T 为样本数，m 为滞后期，ESS（m）为模型 3.8的残差平方和，滞后期 m通过最小化 FPE（m）取得。 第二步，在模型基础上加入 lnCZZC的滞后项： 51nGDP=+1nGDP+1nCZZC

9、（10） FPE（m，k）=（3.10） （11） 其中，T 为样本数，m 为滞后期，ESS（m，k）为模型 3.10的残差平方和，滞后期 m通过最小化 FPE（m）确定，滞后期 k通过最小化FPE（m，k）获得。 第三步，构造原假设 H0：21=22= 2k=0，构建检验统计量： F= （12） 当原假设为真时，F 统计量服从 F（m，T-（m+k+1） ）分布，给定显著性水平 ，若 FF（m，T-（m+k+1） ） ，则拒绝原假设，认为 中至少有一个显著不为零，lnCZZC 是 lnGDP的格兰杰原因。此步骤用于检验 lnCZZC是否是 lnGDP的格兰杰原因，同理，若要检验 lnGDP是

10、否是lnCZZC的格兰杰原因，只需在以上三步中调换 lnGDP和 lnCZZC的位置。 表在 5%显著性水平下，同时拒绝 lnCZZC不是 lnGDP的格兰杰原因和lnGDP不是 lnCZZC的格兰杰原因两个原假设，即 lnCZZC和 lnGDP存在双向的格兰杰因果关系。 （四）误差修正模型的建立 误差修正模型的基本思想是：若变量之间存在协整关系，则表明这些变量间存在着长期均衡的关系，而这种长期均衡关系是在短期波动过程中不断调整而实现的;通过误差修正机制，在一定期间的失衡可以在以后期间得到纠正，通过短期调整行为，达到变量之间长期均衡关系。 第二小节进行的协整检验表明，lnGDP 和 lnCZZ

11、C之间存在协整关系，即长期均衡关系，以这种关系构成误差修正项。将误差修正项看作一个6解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立短期模型 1nGDP=0.4061nCZZC-0.152（1nGDP-2.948-0.8921nCZZC） （13） 误差修正模型估计得到的参数均显著，同时误差修正项的系数为负，调整方向符合误差修正机制。模型结果表明 lnGDP的变化不仅受当前lnCZZC变化的影响，还受到两者前一时期的非均衡程度的影响。滞后一期的非均衡误差 ecm的系数为-0.15，表明上一年度的非均衡误差以 15%的比率对本年度的 lnGDP做出反向修正。GDP 关于财政支出的长期弹性为0.

12、892，短期弹性为 0.406。 三、结论 从平稳性检验结果可知，1961-2014 年间 G省财政支出和 GDP数据非平稳，两者取对数后都是一阶单整变量，且具有长期稳定的协整关系。通过协整方程可知，G 省 GDP关于财政支出的长期弹性为 0.892，从长期看，财政支出每增长 1个百分点，GDP 将增加 0.892个百分点。汤瑞丰以云南省为例，计算出云南省 GDP关于财政支出的长期弹性为 0.803，这说明，G 省的财政支出对 GDP的促进作用要优于云南省。 从格兰杰因果关系检验结果可知，GDP 与财政支出存在双向格兰杰因果关系，这说明财政支出是 GDP的“Granger 因” ，财政支出的增

13、长能够促进 GDP的增长;同样，GDP 也是财政支出的“Granger 因” ，GDP 的变化会引起财政支出的变化，两者之间是相互影响的。 从误差修正模型结果可知，本年度的财政支出变动一个百分点，将使本年度的 GDP同方向变动 0.406个百分点，即 GDP对财政支出的短期7弹性为 0.406，短期弹性明显小于长期弹性，其原因可能是财政支出对经济增长存在滞后效应，当期的财政支出效应并不能完全体现在 GDP的增长上。上一年度的非均衡误差以 15.2%的比率对本年度的 GDP的增量做出修正，此修正机制能够保证 GDP与财政支出的长期均衡关系的成立。 参考文献 1Devarajan， Shantay

14、anan， Vinya Swaroo Pand Heng-fu Zou. The composition of Public expenditure and economic growthJ. Journal of Monetary Economies， 1996. 2Ram， Rati. Government Size and Economic Growth： A New Framework and Some Evidence from Cross-section and Time-series DataJ. The American Economic Review， 1986，76（1）：

15、191-203. 3杨瑞平，敖小波.财政支出与经济增长的关系研究J.经济问题，2014， （10）：21-24. 4汤瑞丰.财政支出规模与经济增长的关系研究J.经济问题探索，2011， （12）：57-63. 5宋军，张宗新.金融计量学：基于 SAS的金融实证研究M.北京大学出版社，2009. 6李子奈，潘文卿.计量经济学M.高等教育出版社，1998. The Discussion on the Relationship between the Fiscal Expenditure and the Economic Growth Based on the Empirical Analysis

16、of Co-integration 8Theory and the Error Correction Model QIAO Yong CAO Lidong SUN Jun XU Peng LI Guangzheng （Wuwei Municipal Sub-branch PBC， Wuwei Gansu 733000） Abstract： Based on the co-integration theory and the error correction model， the paper makes a deep empirical analysis on the relationship

17、between the fiscal expenditure and GDP of G province from 1961 to 2014. The analysis results show that there exist the two-way granger causality and a long-term equilibrium between G provinces fiscal spending and GDP， and the increase of the fiscal expenditure can promote the growth of GDP. But there is a lag effect， and the change of GDP will cause the change of the fiscal expenditure， and they influence each other. Keywords： fiscal expenditure; economic growth; relationship; empirical analysis 责任编辑、校对：党海丽