河北省財政支出與經濟增長關系的研究

宋寶琳

（河北大學經濟學院河北保定071002）

一、引言

河北省財政支出從1978年的32.4億元增加到2011年的3537.4億元，增長了近110倍。財政支出為河北省經濟增長提供了必要的資金支持，也為河北省各項事業(yè)發(fā)展提供了保障，改善了公共基礎設施。財政支出如此迅猛的增長，為我們提供了研究財政支出的動力。而從改革開放以來，河北省的經濟發(fā)展也呈現(xiàn)出迅猛的增長趨勢，從1978年的183.06億元增長到2011年24515.76億元，增長了近134倍。那么，財政支出和經濟增長之間到底有什么聯(lián)系，也就成為了研究的方向。

二、文獻回顧

關于財政支出對經濟增長的影響，研究可以追溯到19世紀，且研究的學者有很多。部分學者認為政府的財政支出規(guī)模、結構與經濟增長呈正相關關系。李喜平（2010）利用河南省財政支出的具體數(shù)據，通過建立柯布道格拉斯生產函數(shù)，得出了財政支出對河南省經濟增長有正的促進作用[1]。郭鳳華（2009）利用云南省1978—2006年的財政支出結構數(shù)據發(fā)現(xiàn)，云南省財政支出對經濟發(fā)展有著嚴重的影響，不同結構的支出對經濟發(fā)展的影響不同[2]。Bose等（2007）利用動態(tài)面板測度出財政支出對經濟增長有促進作用[3]。當然，也有個別學者認為政府的財政支出與經濟增長呈負相關關系。Barro，Rober J（1991）分析了政府真實消費購買支出減去教育和國防支出后占實際GDP的比率對經濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在負相關關系[4]。

鑒于目前對于財政支出對經濟的影響沒有明確的結論，因此，本文的研究目的和創(chuàng)新之處在于通過進行協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗的方法，揭示財政支出與經濟增長之間的具體關系，并以河北省的具體數(shù)據為例，進而驗證河北省財政支出對經濟增長的關系。并以此得出有針對性的研究結論和政策建議，進而為財政支出對經濟的影響問題研究提供一點新的思考。

三、模型構建與分析

（一）數(shù)據來源與處理

文章選取1978—2011年間河北省財政支出總額（用CZ表示），以及表示經濟增長的河北省歷年地區(qū)生產總值（用GDP表示），其中數(shù)據來自《河北省經濟年鑒2012》。為了消除物價因素對數(shù)據的影響，文章采用名義數(shù)據除以GDP平減指數(shù)從而得到實際數(shù)據。由于經濟年鑒中沒有測算GDP平減指數(shù)，本文采用司春林等（2002）[5]的測算方法，計算GDP平減指數(shù)。

其中：GDPDeflator（i）指的是第i年的GDP平減指數(shù)，GDPi指的是第i年的名義GDP數(shù)值，IGDPi指的是第i年的GDP指數(shù)。IGDP1978根據定義設為100。GDP1978指1978年GDP值。由此可以計算出GDP平減指數(shù)。在此基礎上，利用河北省財政支出的歷年數(shù)據除以GDP平減指數(shù)，從而消除物價因素的影響。同時，為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象，對變量進行對數(shù)變換，變換后不改變原序列的協(xié)整關系。變形后的變量表示為lnCZ、lnGDP。

（二）平穩(wěn)性檢驗

本文利用ADF方法對上述兩個變量進行單位根檢驗。ADF單位根檢驗其實就是檢驗數(shù)據序列的平穩(wěn)性。如果存在同階平穩(wěn)的話，就可以對它們進行協(xié)整檢驗。檢驗結果見表1：

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗

通過表1我們得知，取對數(shù)后的變量在進行平穩(wěn)性檢驗時均未通過，為此我們采取了一階差分的處理辦法。經過差分之后，我們對兩個變量又進行了單位根檢驗。結果表明，一階差分后的兩個變量都是一階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。

（三）協(xié)整檢驗

本文運用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整分析。先對變量lnGDP和lnCZ運用最小二乘法進行估計，得到估計方程：

模型擬合良好，調整R2高達0.971，并且估計參數(shù)全部顯著。F統(tǒng)計量的值為1136.63，唯一美中不足的是DW統(tǒng)計量為0.207，模型存在一階自相關性。下面通過引入AR模型來修正模型的一階自相關。模型調整為：

調整后的模型DW 統(tǒng)計量為1.87，查表可知，模型不存在一階自相關問題。調整R2高達0.971，說明模型擬合良好。從自變量的回歸系數(shù)估計情況來看，待估參數(shù)均在1%的水平上通過檢驗。財政支出的長期均衡彈性系數(shù)等于1.106，即GDP每增加1%，財政支出平均增加1.106%。接下來，對擬合方程的殘差項進行平穩(wěn)性檢驗，如果通過檢驗，則說明變量lnCZ、lnGDP之間存在協(xié)整關系，反之，則不存在協(xié)整關系。在進行殘差項ADF檢驗時，選擇不含常數(shù)和時間趨勢，由SIC最小準則確定滯后階數(shù)，檢驗結果見表2：

表2 調整模型殘差項平穩(wěn)性檢驗

由表2可知，殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。這就說明，財政支出與經濟增長之間存在協(xié)整，兩者之間有長期均衡關系。

（四）格蘭杰因果檢驗

通過格蘭杰因果檢驗，檢驗財政支出與經濟增長之間是否構成長期的因果關系。根據赤池信息準則確定各變量滯后階數(shù)為2，利用lnCZ與lnGDP表示長期關系，△lnCZ與△lnGDP表示短期關系[6]，并對它們進行格蘭杰因果檢驗，檢驗結果見表3。

表3 格蘭杰因果關系檢驗

從長期來看，河北省財政支出不是河北省經濟增長的格蘭杰原因，而經濟的增長會促進河北省財政的支出。這與短期的驗證結果相同。即財政支出在長期或者短期內都不是經濟增長的格蘭杰原因，而經濟增長在長期或者短期內都是財政支出的格蘭杰原因。

四、結論

通過對河北省1978-2011年間的財政支出和地區(qū)生產總值進行的分析，我們得知，財政支出與經濟增長之間存在長期均衡的聯(lián)系。無論是長期還是短期內，經濟增長能夠促進財政支出增加。但是，財政支出在長期或者短期內都不是經濟增長的格蘭杰原因。經濟增長能夠促進財政支出的增加，是因為當經濟發(fā)展到一定水平時，用于財政支出的資源就會增加。財政支出并不是經濟增長的原因，可能是因為財政支出的優(yōu)缺點相互抵消。即財政支出能夠彌補市場缺陷，帶動民間資本的投資規(guī)模，從而促進了經濟的發(fā)展，但是它也會擠占民間等其他資本。加上可能出現(xiàn)的支出效率較低，會使得財政支出的擴大阻礙經濟的增長。或者是因為河北省所處于的經濟發(fā)展階段導致的財政支出不能成為經濟增長的原因。

我們對于財政支出的理解應該定義為調節(jié)經濟，即當經濟增長出現(xiàn)波動后，政府通過財政支出手段進行宏觀調控，達到加速或抑制經濟增長的目的。因此，河北省在提高經濟增長的同時，絕不能依靠財政支出的增加，應該緊緊依靠資本、勞動力、消費等資源。我們發(fā)展好經濟，就會儲備更多的財政資源，這樣在經濟出現(xiàn)波動時，運用財政支出調整，從而使得地區(qū)經濟又好又快的健康持續(xù)穩(wěn)定的增長。

[1] 李喜平.財政支出結構與經濟增長關系的實證研究——以河南省為例[J].生產力研究，2010；（9）.

[2] 郭鳳花.云南省財政支出與經濟增長效應分析[J].經濟問題探索，2009；（1）.

[3] Haque M.Emranul, Denise R. Osborn. Public expenditure and economic growth: A disaggregated analysis for developing countries[J]. The Manchester School,2007;75(5).

[4] Barro Rober J. Economic Growth in a Cross Section of Countries [J]. Quarterly Journal of Economics, 1991;(02).

[5] 司春林，王安宇，袁慶豐.中國IS-LM 模型及其政策含義[J].管理科學學報，2002；（1）.

[6] 王鵬.廣東省經濟開放度對經濟增長的長期均衡效應研究[J].當代財經，2007；（04）.

[7] 易丹輝.數(shù)據分析與Eviews 應用[M].中國人民大學出版社，2008.