基于ARDL模型的民族地區(qū)財政乘數(shù)的計算方法

摘要：本文克服了數(shù)據(jù)的可用性問題，在此基礎(chǔ)上對少數(shù)民族自治州的財政乘數(shù)進行研究。采用自回歸分布滯后模型計算出各自治州地方政府財政支出對區(qū)域生產(chǎn)總值的長期彈性。通過計算得出長期彈性遠小于1，自治州的財政乘數(shù)位于區(qū)間[0.61，4.93]之間，均值為1.93。結(jié)果表明，在民族自治州額外的財政支出對于增加收入和促進經(jīng)濟增長是有效的。

關(guān)鍵詞：財政乘數(shù)；民族自治州；中國；自回歸分布滯后模型

一、引言

中國有56個民族，總?cè)丝谥谐^90%的人口是漢族，其余的是少數(shù)民族。在民族聚居地區(qū)我們實行民族區(qū)域自治制度。在國家行政區(qū)劃中，這些民族自治區(qū)域被劃分為三個層次：5個自治區(qū)、30個自治州、自治縣（旗）120個（其中自治旗3個）。少數(shù)民族地區(qū)和漢族地區(qū)在收入上普遍都存在較大的差距，此外自治區(qū)與自治區(qū)之間，自治州與自治州之間，自治縣與自治縣之間在地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）和可支配收入上同樣存在不同程度的差異。研究表明，自治區(qū)之間的收入不均的程度要小于在各省的自治州和自治縣之間的。

本文關(guān)注的是少數(shù)民族自治州，它們僅占全國人口總量的4.2%，占國土總面積的24.8%。在少數(shù)民族地區(qū)，雖然有著豐富的自然資源，但經(jīng)濟和社會發(fā)展低于全國平均水平，面臨諸如貧窮，環(huán)境污染，生態(tài)失衡，教育不公平，基礎(chǔ)設(shè)施缺乏，醫(yī)療衛(wèi)生條件差等一系列嚴重的問題。因此，中央政府和省級地方政府需向這些少數(shù)民族自治州提供財政補貼，以增加他們的財政支出，促進經(jīng)濟社會的發(fā)展。為了探討這種財政補貼政策的有效性，就需要了解財政支出對當?shù)厥杖牒彤a(chǎn)出的影響。也就是說我們應(yīng)該檢驗的財政乘數(shù)的大小及其意義。

已經(jīng)有一些學(xué)者對中國的財政政策與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行過相關(guān)的研究，如Batisse 于2002年分析過國家經(jīng)濟增長和宏觀經(jīng)濟政策的關(guān)系等。在計算國家財政乘數(shù)時，胡德仁在《中國政府間財政轉(zhuǎn)移支付橫向均等化效應(yīng)分析》一文中揭示財政政策的另一面。也有一些學(xué)者對財政支出本身進行相關(guān)的研究和分析。孫群力對決定省級地方政府的規(guī)模和決定市（州）縣政府支出的因素進行相關(guān)的探討。此外中央和地方政府在決定區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施投資上的政治考量也至關(guān)重要。然而很少有學(xué)者對中央和省級政府對市縣一級的地方政府財政補貼對經(jīng)濟造成的影響進行過相關(guān)的研究。

我們的研究數(shù)據(jù)來源于30個少數(shù)民族自治州相關(guān)的統(tǒng)計部門，在此基礎(chǔ)上對每一個自治州的財政乘數(shù)進行計算。首先我們采用自回歸分布滯后模型，計算各自治州地方政府財政支出對區(qū)域生產(chǎn)總值的長期彈性的值。通過計算得出長期彈性遠小于1，各自治州的財政乘數(shù)位于區(qū)間[0.61，4.93]里面，平均值為1.93。結(jié)果表明，在增加收入和促進經(jīng)濟增長方面，額外的財政支出在各民族自治州是有效的。

二、財政乘數(shù)估算模型

大多數(shù)關(guān)于財政乘數(shù)的計算方法都是基于時間序列的，如向量自回歸模型（VAR），結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）和脈沖響應(yīng)函數(shù)等。例如門多薩 2013年對44個國家使用了結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，計算出它們的影響因子和累積乘數(shù)。他們的研究成果表明工業(yè)國家的財政乘數(shù)比發(fā)展中國家要大。唐穎 在《東盟五國財政投資與經(jīng)濟增長關(guān)系研究》一文中，對東盟五國使用基于時間變化的向量自回歸模型，計算發(fā)現(xiàn)稅收收入和GDP之間有著明顯的因果關(guān)系，而政府財政支出和GDP之間的因果關(guān)系反而不太明顯。尼茨坎普在2004年通過元分析發(fā)現(xiàn)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資乘數(shù)要比政府消費乘數(shù)重要得多。

在中國，計算財政乘數(shù)時還沒有人用到簡單向量自回歸模型和結(jié)構(gòu)向量自回歸模型中的任何一種模型，而是采用其他一些方法，朱軍在計算國家中短期財政乘數(shù)時用到了投入產(chǎn)出表和動態(tài)隨機一般均衡模型（DSGE），他們計算出的短期乘數(shù)位于區(qū)間[0.80，0.84]中，中期乘數(shù)大約為1。胡愛華2012年用凱恩斯模型計算出全國和各省的財政乘數(shù)，結(jié)果位于區(qū)間[1.53，5.15]中。

本文關(guān)注的是中國民族自治州的財政乘數(shù)，使用的數(shù)據(jù)來自30個民族自治州2005～2010年各自治州政府相關(guān)統(tǒng)計部門官方公布的關(guān)于政府財政支出和名義地區(qū)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)。其中缺少四川甘孜藏族自治州2005年政府財政支出，青海黃南藏族自治州2005～2008年的政府財政支出和地區(qū)生產(chǎn)總值等數(shù)據(jù)。為了判斷財政支出對地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）的影響，我們假定財政支出是決定地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）的外生變量（政策性變量或解釋變量），因此我們收集了30個少數(shù)民族自治州的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，用自回歸分布滯后模型（ARDL）進行計算，使用一個虛擬變量來控制各自治州之間的差異。

首先，我們建立下面的ARDL模型，其中下標表示單個自治州，下標代表時間

lnYit=α+∑Ks=1βslnYi，t-s+∑Ks=0γslnGi，t-s+∑Ks=0δslnflt-s+εit

其中Y代表地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP），G代表單個民族自治州的財政支出，lnfl代表全國通貨膨脹率，這是從2012年中國統(tǒng)計年鑒中的消費者價格指數(shù)計算得出的。本文我們只使用了過去6年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，將最大滯后長度K的值設(shè)為K=2，選擇的模型可以使許瓦茲（Schwarz）貝葉斯信息準則（SBIC）最小化。在計算時，我們對模型進行變形，目的是評估自回歸參數(shù)的長期效應(yīng)的大小，并得出如下分布滯后模型

lnYit=α+β*lnYi，t-s+βsΔlnYi，t-s+γ*lnGi，t-s+γlnGi，t-s+δslnflt-s+εit

這里的ΔlnYi，t-s=lnYi，t-s-lnYi，t-s-1，ΔlnGi，t-s=lnGi，t-s-lnGi，t-s-1

在該模型中，由于沒有必要去計算長期效應(yīng)的大小所以沒對進行變換。原始模型的系數(shù)和變化后模型的系數(shù)之間的關(guān)系如下：

β*=∑Ks=1βs，βs+=-∑KK=sβk

這個變化在計算財政支出（ε）對地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）的長期彈性時同樣有效。計算公式如下：

ε=γ*/（1-β*）

當然其它一些經(jīng)濟變量也可以成為候選的外生變量，如國際貿(mào)易的流量變量。龐塞特2003年對中國的貿(mào)易流進行過相關(guān)的調(diào)查。對國家和地方而言，開放程度對于全要素生產(chǎn)率（TFP）增長雖然十分重要，但我們并不能夠獲取到相關(guān)數(shù)據(jù)，再者各自治州參與國際貿(mào)易的活動相對較少，因而我們不打算將TFP的增長率列為一個外生變量。

三、實驗結(jié)果

在實驗中觀察對象有173個實際使用115個，在模型中我們將最大滯后長度值設(shè)為2。所有數(shù)據(jù)都來源于2005～2012年中國統(tǒng)計年鑒，除通貨膨脹率外，其余數(shù)據(jù)都受中國農(nóng)村居民消費價格指數(shù)影響而有所降低。如果本地價格指數(shù)可用的話，我們會關(guān)注本地價格差價并且用這些指數(shù)對名義數(shù)據(jù)進行降低處理。然而我們無法獲取到相關(guān)數(shù)據(jù)，從而無法構(gòu)建每一地區(qū)的價格指數(shù)，因此我們用中國農(nóng)村居民消費價格指數(shù)替代本地價格指數(shù)，還有一個原因是絕大多數(shù)民族自治州都位于農(nóng)村地區(qū)。在計算時我們集中所有的觀察對象，使用虛擬變量最小二乘法（LSDV），這是一個針對面板數(shù)據(jù)的估算方法，即使假定隨機效應(yīng)模型的估計值有效但不一致的情況下，估計值都是一致的。

在對許瓦茲（Schwarz）貝葉斯信息準則（SBIC）進行最小化時，我們應(yīng)用了虛擬變量最小二乘法（LSDV）。我們把模型選擇之前的模型稱為“全模型”，把SBIC選擇之后的模型稱為“SBIC選擇模型”。在被選模型中，可以忽略變量和它的滯后值，而且只有滯后的GRP以及瞬時財政支出才被視為外生變量，此外地區(qū)虛擬變量也被視為一種外生變量。使用二次和三次擬合值作為外生變量，通過計算被選模型的判定系數(shù)高達0.9958，。接下我們利用這個模型就可以研究財政政策效應(yīng)了。

通過計算得出的地區(qū)生產(chǎn)總值GRP對政府財政支出的彈性為0.497，這意味著若政府財政支出增加1%的話，地區(qū)生產(chǎn)總值將會增加大約0.5個百分點。使用這個彈性，我們可以計算出財政乘數(shù)，從而可以了衡量政府財政支出對GRP的影響。

我們可以將每個民族自治州的財政乘數(shù)近似為：

m=ε·

利用每一個自治州GRP對財政支出的比率的平均值就可以計算出每個自治州的平均財政乘數(shù)，如表1所示。通過計算可知GRP對財政職稱的長期彈性遠遠地小于1，每個民族自治州的財政乘數(shù)在0.61和4.93之間，平均值為1.93。除甘南、臨夏、果洛、克孜勒蘇、甘孜和阿壩六個自治州外，其余24個自治州的財政乘數(shù)都大于1，這個計算結(jié)果意味著在大多數(shù)民族自治州GRP增加的幅度超過相關(guān)的財政支出。計算得出的財政乘數(shù)與之前的研究相比，比何東的大比葉文輝的略小。

四、結(jié)論

基于面板數(shù)據(jù)我們使用ARDL模型計算出我國少數(shù)民族自治州長期財政乘數(shù)，政府財政支出對區(qū)域生產(chǎn)總值的長期彈性小于1，民族自治州的財政乘數(shù)位于區(qū)間[0.61，4.93]之間，此外有6個自治州的財政乘數(shù)小于1。這個結(jié)果表明，對絕大多數(shù)自治州而言，增加政府財政支出對于增加地區(qū)生產(chǎn)總值（GRP）和促進經(jīng)濟增長是有效的。這個研究結(jié)果在重新審視中央政府和各省地方政府對自治州的財政補貼政策時是很有益的。

最后本文的研究也存在一些不足。首先對30個民族自治州而言，該模型的系數(shù)是一個常量，這個假設(shè)是一個限制條件，因為這30個自治州可能面臨不同的自然和經(jīng)濟環(huán)境，而且它們的GRP對政府財政支出的彈性會有所不同，這種情況下應(yīng)該為每個自治州單獨建立一個模型；其次本文僅僅使用了6年的數(shù)據(jù)，因此計算時只能應(yīng)用LSDV模型，將來如果能獲取到更多有用數(shù)據(jù)的話，計算時也應(yīng)該為每個自治州單獨建立一個模型從而得出他們各自的財政乘數(shù)；此外還應(yīng)該通過橫向比較計算出各自治州財政乘數(shù)的大??；最好考慮到民族地區(qū)財政補貼的一般情況，我們關(guān)注的焦點不應(yīng)該僅僅局限于經(jīng)濟發(fā)展，還應(yīng)該關(guān)注社會的發(fā)展，文化的進步以及居民的幸福程度等。

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（作者單位：阿壩師范高等?？茖W(xué)校）