政府支出對經(jīng)濟增長的動態(tài)沖擊效應分析

陳彩虹

（內(nèi)蒙古工業(yè)大學 管理學院，呼和浩特010051）

0 引言

政府支出是政府干預經(jīng)濟活動的常用手段之一。當經(jīng)濟繁榮時，政府會適當縮減政府支出規(guī)模，以減少投資需求來防止經(jīng)濟過熱；當經(jīng)濟衰退時，政府又會相應增加政府支出規(guī)模，以帶動投資、促進消費，將經(jīng)濟拉入上升軌道。但是，對于政府支出與經(jīng)濟增長的關系，國內(nèi)外學者們并沒有達成共識。以往對政府支出與經(jīng)濟增長的關系進行了有益地探討，為我們的研究提供了理論和方法基礎。但以上研究多集中于國家層面或省級層面，對市縣鄉(xiāng)級政府支出與經(jīng)濟增長關系的研究較少。實際上市縣鄉(xiāng)級財政收支對農(nóng)民、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的影響最為直接，對歷次改革（如農(nóng)村稅費改革、鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合改革、省直管縣、鄉(xiāng)財縣管等）的反應也最為敏感。因此，考察市縣鄉(xiāng)級財政支出與地區(qū)經(jīng)濟增長的關系可能更有意義。同時，農(nóng)業(yè)稅和農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅的取消，對市縣鄉(xiāng)財政收入造成了一定沖擊；新型農(nóng)村合作醫(yī)療、養(yǎng)老保險、社會保險的實施，以及新農(nóng)村建設的開展，對市縣鄉(xiāng)財政支出也提出了更高的要求。在這樣的背景下，弄清政府支出與經(jīng)濟增長的關系，分析市縣鄉(xiāng)財政支出在地區(qū)經(jīng)濟增長中到底扮演了怎樣的角色、發(fā)揮了怎樣的效應，就成為一個有意義的話題。

1 模型構建

經(jīng)濟增長是資源、勞動、資本、技術、知識、要素投入效率、資源配置、制度創(chuàng)新等多種因素共同作用的結果，但這些影響因素并非在同一層次上并列。其中資本、勞動力和投入效率為第一層次，它們的增長直接作用于經(jīng)濟的增長；制度和技術為第二層次，它們通過影響參與生產(chǎn)的資本、勞動力及其效率水平，間接作用于經(jīng)濟增長。

我們認為政府支出既可以作為要素投入歸入第一層次，也可以作為制度因素歸入第二層次?？紤]到政府支出的這種性質(zhì)，我們決定建立兩個模型來考察政府支出對經(jīng)濟增長的動態(tài)沖擊效應。第一個是僅包括政府支出和經(jīng)濟增長兩個內(nèi)生變量的模型，以反映政府支出對經(jīng)濟增長的直接沖擊作用；第二個是考慮政府支出影響路徑的三變量模型，即在模型中引入政府支出對經(jīng)濟增長發(fā)揮作用的中介傳導機制，以反映政府支出對經(jīng)濟增長的間接作用。雖然政府支出可影響的變量較多，但由于資本存量的多少和資本形成的快慢是促進和限制經(jīng)濟增長的基本要素，因此在第二個模型中，我們將只研究政府支出通過私人投資這一中介傳導機制對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的動態(tài)沖擊效應。在模型的選擇方面，由于結構向量自回歸（SVAR）模型比向量自回歸（VAR）模型更能解釋政府支出通過對私人投資產(chǎn)生作用從而促進經(jīng)濟增長的傳導機制的存在性，因此本文決定建立SVAR模型來驗證市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟增長的動態(tài)沖擊效應。

1.1 基本模型

本文所建立的SVAR模型的基本形式如下：

如果B0可逆，則模型（1）可表示為其簡化式形式：

其中，A0=B0-1Γ0，A1=B0-1Γ1，A2=B0-1Γ2，A3=B0-1Γ3，εt= B0-1ut=（ε1tε2tε3t）′。εt稱為簡化式擾動項，是結構式擾動項ut的線性組合，代表一種復合沖擊。

模型中的變量矩陣P和參數(shù)矩陣B，Γ可以根據(jù)需要設置。由于本文研究沒有私人投資作為傳導機制和有私人投資作為傳導機制兩種情形下的政府支出對經(jīng)濟增長的動態(tài)沖擊效應，所以分別建立二元和三元SVAR模型。各變量滯后期i的選擇依據(jù)LR和SC準則確定。

（1）二元SVAR模型中各變量和參數(shù)矩陣:

（2）三元SVAR模型各變量和參數(shù)矩陣:

,

其中，X代表經(jīng)濟增長，Y代表政府支出，Z代表私人投資。

上述模型是一種結構式經(jīng)濟模型，引入了變量之間的作用和反饋作用。其中，bij表示第j個變量的單位變化對第i個變量的即時作用；γij、λij、ηij表示第j個變量的滯后變量對第i個變量的滯后影響；ut為結構式擾動項，表示作用在各個變量上的結構式?jīng)_擊，ut～VWM（0k，Ik）。

雖然u1t、u2t、u3t是單純出現(xiàn)在經(jīng)濟增長、政府支出和私人投資中的隨機沖擊，但如果b21、b31≠0，則作用在經(jīng)濟增長上的隨機沖擊u1t通過對經(jīng)濟增長的影響，能夠及時傳到政府支出和私人投資上，這是一種間接的即時影響；同樣，如果b12、b32≠0，則作用在政府支出上的隨機沖擊u2t通過對政府支出的影響，會及時傳到經(jīng)濟增長和私人投資，對其產(chǎn)生間接的即時影響；如果b13、b23≠0，則作用在私人投資上的隨機沖擊u3t也可以對經(jīng)濟增長和政府支出產(chǎn)生間接的即時影響。

1.2 模型的識別

在經(jīng)濟模型的結構式和簡化式之間進行轉(zhuǎn)化時，會遇到模型的識別問題。對于k元p階SVAR模型，需要對結構式施加k（k-1）/2個限制條件才能估計出結構式模型的參數(shù)。二元SVAR模型中k=2，只需施加1個約束條件就能識別出結構沖擊，因此根據(jù)經(jīng)濟理論我們假設：（1）實際GDP不影響同期政府支出，即b21=0。對于三元SVAR模型k=3，需要施加3個約束條件才能識別出結構沖擊，因此我們在二元SVAR模型假設的基礎上，再作兩個假設：（2）實際GDP不影響同期私人投資，即b31=0；（3）私人投資不影響同期政府支出，即b23=0。在第一個假設成立的情況下，二元SVAR模型是恰好識別的；在三個假設都成立的情況下，三元SVAR模型也是恰好識別的。

2 實證檢驗及分析

在實證研究中，我們用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟增長，用財政支出表示政府支出，用全社會固定資產(chǎn)投資總額扣除其中的國有經(jīng)濟投資后的余額作為私人投資的代理變量。各變量均經(jīng)過GDP平減指數(shù)折算成實際值后再取對數(shù)，取對數(shù)后的序列分別表示為LGP、LGE和LPI。所用數(shù)據(jù)均來源于《改革發(fā)展跨越——揚州改革開放30年資料匯編》和《揚州市統(tǒng)計年鑒》（1998～2008），部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)相關資料進行了推算；數(shù)據(jù)期間為1978～2007年。

2.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

由于所用數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，所以在進行實證分析之前，需要檢驗時間序列的平穩(wěn)性。采用含有時間趨勢項和截距項的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗（見表1）表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGP）、政府支出（LGE）和私人投資（LPI）均為非平穩(wěn)序列，而其一階差分均為平穩(wěn)序列，因此可以用作回歸分析。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結果

對于三者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系，我們選擇含有線性趨勢和截距項的協(xié)整方程進行JJ協(xié)整檢驗，最佳滯后階數(shù)依據(jù)LR和SC準則選擇3。檢驗結果（見表2）表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值、政府支出和私人投資在5%的顯著性水平上存在1個協(xié)整關系，即三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

表2 變量的協(xié)整檢驗結果

2.2 模型的檢驗

SVAR模型必須通過一定的檢驗才能保證其結果是有效的，檢驗內(nèi)容通常包括穩(wěn)定性檢驗、自相關檢驗、異方差檢驗和正態(tài)性檢驗等。模型的穩(wěn)定性檢驗結果表明，兩個模型的所有單位根的模都小于1，因此模型滿足穩(wěn)定性條件。殘差序列的自相關檢驗結果（見表3）表明，兩個模型的滯后四期的LM統(tǒng)計量的相伴概率均顯著大于0.10，故兩模型均不存在序列自相關。White異方差（無交叉項）檢驗結果（見表4）顯示，二元SVAR模型的χ2值=37.628 5，相應P值=0.663 2；三元SVAR模型的χ2值=113.049 8，相應P值=0.350 6，故兩模型均不存在異方差。聯(lián)合正態(tài)性檢驗結果（見表4）顯示，二元SVAR模型的Jarque-Bera值=5.221 1，相應P值=0.265 4；三元SVAR模型的Jarque-Bera值=21.898 2，相應P值=0.641 6，故兩模型均符合正態(tài)分布。因此，本文所建模型穩(wěn)定且不存在設定偏差，根據(jù)模型得出的因果關系和脈沖響應是穩(wěn)健、可靠的。

表3 模型的殘差序列自相關檢驗結果

表4 模型的異方差和聯(lián)合正態(tài)性檢驗結果

2.3 脈沖響應分析

由于VAR模型是一種非理論性模型，無需對變量作任何先驗性約束，所以在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，即脈沖響應函數(shù)方法（IRF）。

2.3.1 GDP對政府支出沖擊的響應

圖1和圖2中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：的時候增長0.053個百分點。這些結果表明，雖然短期內(nèi)政府支出對經(jīng)濟增長的影響是負的，但在中長期會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正影響。

比較兩個模型的脈沖響應函數(shù)可以發(fā)現(xiàn)：

第一，雖然第一期的政府支出沖擊均會對GDP產(chǎn)生負影響，但在二元SVAR模型中的負影響要大于三元SVAR模型中的負影響，說明政府支出通過私人投資機制減緩了對經(jīng)濟增長的短期不利影響。第二，考慮了私人投資的政府支出對經(jīng)濟增長的影響相對較大，最高時達到0.053；而不考慮私人投資的政府支出對經(jīng)濟增長的影響相對較小，最高時也只有-0.017。第三，考慮私人投資的政府支出對經(jīng)濟增長的影響是長期的正向影響，而不考慮私人投資的政府支出對經(jīng)濟增長的影響是短期的負向影響。因此，我們可以得出結論：政府支出的間接作用大于其直接作用，政府支出的長期有利影響勝過其短期不利影響；私人投資機制是政府支出影響經(jīng)濟增長的主要渠道之一。同時，我們還可以做出以下推論：政府支出對私人投資主要是“擠入效應”。這一點可以從私人投資對政府支出沖擊的脈沖響應函數(shù)中得到證實。

圖1 二元SVAR模型中GDP對一單位結構新息的脈沖響應函數(shù)

圖2 三元SVAR模型中GDP對一單位結構新息的脈沖響應函數(shù)

2.3.2 私人投資對政府支出沖擊的響應

圖3中橫軸仍表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示私人投資的增長率。Shock1表示私人投資對GDP沖擊的脈沖響應函數(shù)，Shock2表示私人投資對政府支出沖擊的脈沖響應函數(shù)，Shock3表示私人投資對自身沖擊的脈沖響應函數(shù)。

從圖3中可以看出，政府支出對私人投資的影響在第一期為0.113，說明政府支出增加1個百分點，可以帶動私人投資增長0.113個百分點；從第二期開始，政府支出的影響有所下降，到第三期降至最低的0.084；在第四期又迅速升至0.165，此后在0.14左右波動?？梢?，政府支出對私人投資的短期沖擊小、中長期沖擊大，且影響一直為正，說明政府支出對私人投資產(chǎn)生的是“擠入效應”。

2.4 方差分解分析

方差分解是通過分析每一個結構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

圖3 三元SVAR模型中私人投資對一單位結構新息的脈沖響應函數(shù)

在二元SVAR模型的方差分解結果中（見表5），政府支出對GDP的貢獻在第一期為32.58%，是各期中最大的，說明政府支出對GDP的短期貢獻較大；之后逐漸下降到第四期的9.55%，從第五期開始貢獻率又逐漸上升并基本穩(wěn)定在13%左右。相對于第一期的貢獻而言，13%這一數(shù)值仍較小，說明政府支出對GDP的直接貢獻在長期中并不大。

在三元SVAR模型的方差分解結果中（見表5），政府支出對GDP的貢獻在第一期為13.59%，是三個變量中最低的；在第二期降至6.45%，是各期中最小的，說明政府支出沖擊對GDP的短期貢獻較小。但從第三期開始，政府支出的貢獻率逐漸增長：在第六期時達到29.21%，超過私人投資的貢獻率22.28%，成為對GDP貢獻第二大的因素；在第九期時達到43.14%，超過GDP自身的貢獻率39.27%，成為對GDP貢獻最大的因素。這說明政府支出對GDP的間接作用在中長期是顯著的。

比較兩個模型的方差分解結果可以發(fā)現(xiàn)，在不考慮私人投資的情況下，政府支出對GDP的貢獻率短期內(nèi)較大，長期中則較小。而在考慮私人投資的情況下，政府支出對GDP的貢獻率短期內(nèi)較小，長期中則較大。這說明政府支出對經(jīng)濟增長的直接作用是短期的，而對經(jīng)濟增長的間接作用則是長期的，并且其間接貢獻遠超過直接貢獻。

由于私人投資是政府支出影響經(jīng)濟增長的一個重要傳導機制，因此，政府支出對私人投資的貢獻與政府支出對經(jīng)濟增長的影響密切相關。從私人投資的方差分解表中看來，政府支出對私人投資的貢獻率在前三期均小于私人投資本身的貢獻率，但相差并不大，意味著政府支出對私人投資的短期影響雖不是最大但仍很重要。從第四期開始，政府支出的貢獻率達到49.74%，超過私人投資本身的貢獻率31.02%，成為對私人投資影響最大的因素。說明政府支出對私人投資的長期影響非常顯著。

表5 關于經(jīng)濟增長的方差分解結果

3 結論及對策建議

通過建立二元和三元SVAR模型，本文實證檢驗了市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟增長的動態(tài)沖擊效應，結果表明：

（1）市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟增長有明顯的動態(tài)沖擊效應，且短期內(nèi)為負、長期內(nèi)為正；考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟增長的短期負效應小于不考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟增長的短期負效應，說明私人投資作為中介傳導機制，緩解了政府支出對經(jīng)濟增長的直接的負面影響。

（2）市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟增長的間接貢獻大于直接貢獻，長期有利影響勝過短期不利影響。具體而言，考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻是長期的、正向的，不考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻是短期的、負向的；考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟增長的相對貢獻率明顯高于不考慮私人投資時的貢獻率。這說明政府支出對經(jīng)濟增長的正面影響主要是通過政府支出對私人投資的引致作用而實現(xiàn)的。

因此，各市政府應該摒棄企圖單純通過擴大政府支出規(guī)模來實現(xiàn)市區(qū)經(jīng)濟增長的思想，更不能將政府支出增加和經(jīng)濟增長劃等號，當然也不能認為政府支出與否、支出多少對市區(qū)經(jīng)濟增長沒有影響，從而不重視政府支出的科學規(guī)劃。相反，由于政府支出對私人投資存在“擠入”效應，且基于這種效應而對長期經(jīng)濟增長產(chǎn)生了正面影響，所以各市政府應該合理調(diào)整政府支出結構，著重發(fā)展那些有利于帶動私人投資的政府支出：如有助于物質(zhì)資本積累的基礎設施建設支出、有助于人力資本積累的科教文衛(wèi)支出和其他公共服務支出等等。通過這些中介傳導機制，政府支出對經(jīng)濟增長的短期負效應將逐漸減小，長期正效應將逐漸增加，市區(qū)經(jīng)濟增長的可持續(xù)性也將進一步增強。當然，任何政府支出的規(guī)模都必須適度，否則因政府支出增加而擠出私人投資，將對市區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生長遠的不利影響。

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