經(jīng)濟(jì)貨幣化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與政府財(cái)政擴(kuò)張關(guān)系分析

郭俊杉

引言

始于2008年政府干預(yù)主義的積極財(cái)政政策和寬松的貨幣政策雖然在一定程度上使經(jīng)濟(jì)避免了短期衰退，但其長(zhǎng)期防范金融風(fēng)險(xiǎn)和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)良性增長(zhǎng)的效果業(yè)已引起廣泛爭(zhēng)議，尤其是當(dāng)前預(yù)期可見的政府直接債務(wù)和或有債務(wù)累積所形成的潛在政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)更是成為學(xué)界和坊間關(guān)注的焦點(diǎn)。實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)表明，政府債務(wù)形成基于政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在激勵(lì)所引致的積極財(cái)政行為和外部寬松的貨幣政策所營(yíng)造的充足的流動(dòng)性環(huán)境。已有的理論研究和經(jīng)驗(yàn)事實(shí)顯示，政府積極的財(cái)政行為引致的財(cái)政擴(kuò)張與宏觀經(jīng)濟(jì)要素如貨幣供給、固定投資、消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等之間的關(guān)系至今在理論經(jīng)濟(jì)學(xué)家和經(jīng)濟(jì)政策制定者之間存在顯著爭(zhēng)議。雖然已有理論研究和實(shí)證文獻(xiàn)對(duì)財(cái)政擴(kuò)張和有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間關(guān)聯(lián)進(jìn)行研究（Saleh，2003；許雄奇，2007等），但在經(jīng)濟(jì)貨幣化程度逐漸加深背景下，針對(duì)財(cái)政擴(kuò)張與宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等要素之間關(guān)系的研究依然是國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界理論研究的重點(diǎn)和難點(diǎn)。

文獻(xiàn)述評(píng)

毋庸置疑，政府財(cái)政行為作為鏈接經(jīng)濟(jì)發(fā)展與政府政策的樞紐業(yè)已受到當(dāng)前主流經(jīng)濟(jì)學(xué)派的關(guān)注和研究。圍繞財(cái)政赤字形成、影響及控制措施等問(wèn)題的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)論或是理論研究結(jié)果均沒(méi)有形成共識(shí)，其古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派對(duì)財(cái)政赤字否定態(tài)度（向長(zhǎng)風(fēng)，2005）更是和凱恩斯主義宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的支持財(cái)政赤字的理念（郭守杰，2006）鮮明對(duì)立。但無(wú)論是主流西方經(jīng)濟(jì)學(xué)相關(guān)理論或是國(guó)內(nèi)研究學(xué)者均對(duì)財(cái)政擴(kuò)張形成的財(cái)政赤字與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間關(guān)系存在諸多爭(zhēng)議。

（一）財(cái)政擴(kuò)張的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

Aschauer（1989）經(jīng)驗(yàn)研究顯示，基于政府消費(fèi)所形成的政府財(cái)政支出對(duì)于一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響效應(yīng)雖然存在但是并不顯著。但是基于政府投資的資本性支出所形成的財(cái)政擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)顯著，比如財(cái)政擴(kuò)張所形成的一國(guó)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)設(shè)施形成及引致的私人部門的生產(chǎn)性投資增加（Aschauer，1989）。Duffy Deon，Eberts（1989）進(jìn)一步驗(yàn)證這一觀點(diǎn)，其研究指出基于政府支出所形成的公共資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性為0.08，而美國(guó)20世紀(jì)中期到80年代期間公共資本的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)彈性達(dá)到0.39-0.54（Ford，Poret，1991）。這一結(jié)論給出了政府財(cái)政擴(kuò)張所形成公共資本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接量化結(jié)論。Ford，Poret（1991）針對(duì)OECD11個(gè)樣本國(guó)家20世紀(jì)60年代到80年代的政府支出形成的公共資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行研究，表明財(cái)政形成公共資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)推動(dòng)作用顯著。Kenneth N.Kuttner，Adam S. Posen（2002）通過(guò)構(gòu)建SVAR模型對(duì)日本戰(zhàn)后期間財(cái)政政策效應(yīng)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證，其研究顯示擴(kuò)張性的財(cái)政政策如減稅或增加政府財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在顯著刺激效應(yīng)。而這一結(jié)論得到張桂鴻（2006）和付文林（2006）的研究支持。然而，財(cái)政擴(kuò)張不存在抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)嗎？Grier，Tullock（1989），Barro（1991）以發(fā)達(dá)國(guó)家為樣本研究指出，政府財(cái)政擴(kuò)張行為并不能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，其財(cái)政支出的規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在較為顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系（Engen，Skinner，1992）；而Feldstein（1982），Aschauer（1985）研究指出，在政府財(cái)政中性假設(shè)條件下政府支出的增加會(huì)對(duì)私人支出增加存在等量擠出效應(yīng)，即政府支出增加會(huì)對(duì)私人消費(fèi)或投資形成擠出效應(yīng)，而這種擠出效應(yīng)的存在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成抑制效應(yīng)。而Amano，Wirjanto（1997）研究進(jìn)一步量化了這種擠出效應(yīng)，其通過(guò)對(duì)美國(guó)政府支出與居民消費(fèi)跨期替代的研究指出政府財(cái)政支出增加1單位就會(huì)擠出居民0.9單位的消費(fèi)支出。郭宏宇、呂風(fēng)勇（2006），尹恒（2005；2006）、高鐵梅等（2005）研究認(rèn)為，基于政府的財(cái)政投資支出或消費(fèi)支出所形成的財(cái)政擴(kuò)張均對(duì)私人部門投資支出和消費(fèi)支出形成一定程度上的排擠效應(yīng)，而這種排擠效應(yīng)在長(zhǎng)期層面上并不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（二）財(cái)政擴(kuò)張的貨幣效應(yīng)

Laney，Willett（1983）的研究揭示，形成政府財(cái)政赤字的財(cái)政擴(kuò)張行為與經(jīng)濟(jì)體系中貨幣供給之間存在顯著正向相關(guān)關(guān)系（Akhtar，Wilford，1979；Ahking，Miller，1985等）。而這一研究觀點(diǎn)也得到后來(lái)Tanner，Devereux（1993）和Vamvoukas（1998）等人研究支持。然而，Joines（1985），Barnhart，Darrat（1988），Gulley（1994）等通過(guò)經(jīng)驗(yàn)研究指出，一國(guó)基于擴(kuò)張性財(cái)政行為所形成的財(cái)政赤字并沒(méi)有引致該經(jīng)濟(jì)體系貨幣供給的增加，但針對(duì)這一結(jié)論Vamvoukas（1998）研究認(rèn)為，這一經(jīng)驗(yàn)結(jié)果對(duì)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ偷脑O(shè)定、樣本期間選擇及相關(guān)計(jì)量方法的選取高度敏感，在一定程度上表明基于經(jīng)驗(yàn)分析得出的財(cái)政擴(kuò)張沒(méi)有引致貨幣供給增加的這一結(jié)論并不穩(wěn)健。而針對(duì)關(guān)于財(cái)政擴(kuò)張與貨幣供給之間關(guān)系的直接研究并不多見，王利民、左大培（1999）的研究較為系統(tǒng)地分析了政府財(cái)政赤字、鑄幣稅和貨幣擴(kuò)張之間的關(guān)系，并未作深入研究；張紅地（2002）和曾康霖（2002）均從理論的層面對(duì)鑄幣稅和財(cái)政赤字之間關(guān)系進(jìn)行探索，其研究也并未進(jìn)行進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)論證。謝平（1994）針對(duì)我國(guó)1986-1993年間政府從貨幣發(fā)行中獲得收入依據(jù)基礎(chǔ)貨幣增量法進(jìn)行測(cè)算，其結(jié)果表明政府的貨幣發(fā)行收入占GDP比重為5.4個(gè)百分點(diǎn)。

綜觀已有研究可以看出，雖然政府財(cái)政擴(kuò)張行為的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)研究較為成熟，但其研究結(jié)論存在諸多爭(zhēng)議。而針對(duì)經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響效應(yīng)的直接研究并不常見，同時(shí)結(jié)合當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行實(shí)際狀況，學(xué)者在研究政府財(cái)政擴(kuò)張行為命題過(guò)程中無(wú)法回避當(dāng)前經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)流動(dòng)性存在的重要影響。而這一現(xiàn)有研究的爭(zhēng)議和研究的不足正是本文研究?jī)r(jià)值所在。

研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定和變量選取的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義

相對(duì)于經(jīng)典的C-D生產(chǎn)函數(shù)和CES生產(chǎn)函數(shù)而言，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)克服了投入要素之間替代彈性為1的先驗(yàn)假定，并進(jìn)一步克服了投入要素替代彈性為常量的內(nèi)生假定。超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型允許不同經(jīng)濟(jì)樣本或不同樣本期間之間投入要素替代彈性可變性存在，更貼合經(jīng)濟(jì)體系運(yùn)行實(shí)際狀況。正是基于已有的C-D和CES生產(chǎn)函數(shù)模型的不足，Christensen，L.R.Jorgenson，D.W.和Lau，L.J.于1973年給出一般超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，其模型表達(dá)式如下：endprint

（1）

其中，Y表示產(chǎn)出要素，X為投入要素。則從（1）可以看出，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型中投入要素x1和x2的替代彈性是可變的，同時(shí)當(dāng)b11+b12=0和b12+b22=0 時(shí)，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是投入要素x1和x2的a1+a2度齊次的，尤其是當(dāng)a1+a2=1 時(shí)，以（1）式為代表的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)具有線性齊次函數(shù)的特征，其經(jīng)濟(jì)意義就是投入要素具有規(guī)模不變的性態(tài)。同時(shí)，從理論層面上而言，當(dāng)b11=b12=b22=0 成立情況下，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型退化為C-D生產(chǎn)函數(shù)，當(dāng)b11=b22=-b12時(shí)，（1）式退化為CES生產(chǎn)函數(shù)關(guān)于替代彈性等于0時(shí)的二階泰勒級(jí)數(shù)。因此，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)不僅具有C-D和CES生產(chǎn)函數(shù)模型的性態(tài)更是具有其自身獨(dú)特經(jīng)濟(jì)擬合優(yōu)勢(shì)。

在理論模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文研究思想進(jìn)一步分析變量設(shè)定的經(jīng)濟(jì)意義，本文變量選取主要依據(jù)變量自身的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義和已有的相關(guān)研究文獻(xiàn)。首先，就一般經(jīng)濟(jì)意義上而言政府財(cái)政擴(kuò)張行為體現(xiàn)為政府積極的財(cái)政支出傾向，而積極的財(cái)政支出傾向會(huì)引致政府財(cái)政赤字的產(chǎn)生（馬拴友，2001；郭慶旺等，2003等），因此本文選取政府財(cái)政赤字增長(zhǎng)率（GFB）表征政府?dāng)U張行為。而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素本文承接既有的有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究文獻(xiàn)繼續(xù)選用樣本期內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率（g）進(jìn)行測(cè)算。同時(shí)對(duì)于經(jīng)濟(jì)貨幣化程度因素本文在承接已有關(guān)于金融深化（Ronald I. Mckinnon，1973；熊鵬、王飛，2008；李文峰，2012等）研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選用廣義貨幣供給量M2增長(zhǎng)率與對(duì)應(yīng)期間GDP增長(zhǎng)率的比值表征經(jīng)濟(jì)貨幣化深化程度（DEM）。同時(shí)為了避免遺漏變量所可能引致的擬合偏誤，結(jié)合我國(guó)政府對(duì)土地財(cái)政依賴的現(xiàn)狀，本文對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)（REI）進(jìn)行控制借以捕捉房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)政府財(cái)政行為的影響。在此基礎(chǔ)上，為了反映經(jīng)濟(jì)周期因素對(duì)政府財(cái)政行為影響本文對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（MEI）進(jìn)行控制。最后結(jié)合我國(guó)政府與銀行金融機(jī)構(gòu)之間內(nèi)生關(guān)聯(lián)所引致的政府債務(wù)和銀行貸款之間的關(guān)系，本文依次對(duì)貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)增長(zhǎng)率（RGB）及金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率（RTI）在模型中進(jìn)行控制。

（二）經(jīng)驗(yàn)論證模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義

承接上文分析，給出本文經(jīng)驗(yàn)論證模型。由于本文研究思想是揭示在經(jīng)濟(jì)貨幣化深化背景下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張影響效應(yīng)，因此本文具體經(jīng)驗(yàn)論證模型如下：

（2）

其中，f（Z）表征控制變量的線性組合，Z為上文為了避免遺漏變量所引致可能的擬合偏誤而選定的控制變量，其余變量如上文解釋。則在以上經(jīng)驗(yàn)論證模型設(shè)定基礎(chǔ)上，本文依據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中比較靜態(tài)分析相關(guān)理論給出本文貨幣深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張影響效應(yīng)的比較靜態(tài)等式。首先，給出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張影響的邊際彈性效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（3）

（4）

其次，給出經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張影響的邊際彈性效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（5）

（6）

最后，為了進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)貨幣化因素和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為交叉邊際彈性影響效應(yīng)，給出交叉邊際彈性影響效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（7）

在以上分析基礎(chǔ)上，有必要對(duì)數(shù)據(jù)和樣本選取進(jìn)行說(shuō)明。文章結(jié)合對(duì)應(yīng)變量的數(shù)據(jù)可獲得性及我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際狀況，選取對(duì)應(yīng)變量2003.1-2013.7期間數(shù)據(jù)，同時(shí)為了增加樣本容量本文選取數(shù)據(jù)頻率為月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫(kù)及對(duì)應(yīng)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

實(shí)證分析

（一）單變量統(tǒng)計(jì)描述分析

承接前文分析，為了更好地捕捉我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)性態(tài)及經(jīng)濟(jì)貨幣化程度，同時(shí)也為了避免有關(guān)變量可能存在的異常值對(duì)擬合結(jié)果的杠桿作用，首先對(duì)變量序列的統(tǒng)計(jì)分布規(guī)律進(jìn)行分析，其分析如表1所示。

從表1基本統(tǒng)計(jì)分析可以看出，我國(guó)政府財(cái)政赤字增長(zhǎng)率分布波動(dòng)幅度顯著，其分布呈現(xiàn)出尖峰厚尾的分布特性，雖然均值和中位數(shù)顯示在一定程度上財(cái)政赤字呈現(xiàn)縮減傾向，但其分布并沒(méi)有給出財(cái)政非擴(kuò)張證據(jù)。同時(shí)結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及經(jīng)濟(jì)貨幣化程度分析結(jié)果看，二者均呈現(xiàn)穩(wěn)定的增長(zhǎng)和深化趨勢(shì)，其中經(jīng)濟(jì)貨幣化深化速度在平均意義上高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度并且其分布呈現(xiàn)尖峰厚尾的分布特征，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分布符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)。而我國(guó)金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率及貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)增長(zhǎng)率也呈現(xiàn)穩(wěn)定上升態(tài)勢(shì)。同時(shí)，樣本期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)分布波動(dòng)大于宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)分布波動(dòng)并呈現(xiàn)左偏分布性態(tài)，在一定程度上表明我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)體系中相關(guān)因素沖擊更為敏感。整體上看，除去經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)分布近似于正態(tài)分布之外，其余變量序列均呈現(xiàn)典型金融時(shí)間序列分布特性，基本不存在異常值對(duì)擬合結(jié)果的杠桿作用。

在基本統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)上，由于選取變量序列具有顯著時(shí)間序列特征，因此對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果摘錄如表2所示。

表2中分別給出DF-GLS和ADF兩種單位根檢驗(yàn)方法，其中DF-GLS單位根檢驗(yàn)功效高于ADF檢驗(yàn)功效，表中第2列和第4列依次給出DF-GLS單位根檢驗(yàn)Tau值和ADF檢驗(yàn)Z值，第3、5列分別給出兩種檢驗(yàn)的在5%置信水平上關(guān)鍵值。整體檢驗(yàn)結(jié)果表明，除去宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)序列在5%顯著水平上拒絕存在單位根假設(shè)之外，其余變量序列均在1%顯著水平上拒絕存在單位根假設(shè)，表明變量序列至少在5%的顯著水平上不能拒絕平穩(wěn)性分布特性。

（二）經(jīng)驗(yàn)擬合分析

承接前文分析，對(duì)本文經(jīng)驗(yàn)論證模型（2）進(jìn)行擬合回歸。關(guān)鍵回歸結(jié)果摘錄如表3所示。

表3中經(jīng)驗(yàn)擬合結(jié)果顯示，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及以宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)表征的宏觀經(jīng)濟(jì)周期因素與政府財(cái)政擴(kuò)張行為積極相關(guān)，而經(jīng)濟(jì)貨幣化程度與政府財(cái)政擴(kuò)張行為顯著負(fù)相關(guān)，在一定程度上表明經(jīng)濟(jì)貨幣化程度深化并不能直接引致政府財(cái)政擴(kuò)張而宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于政府財(cái)政擴(kuò)張具有內(nèi)生刺激效應(yīng)。但需要指出的是由于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型具有捕捉核心變量交叉因素對(duì)目標(biāo)變量的影響特征，因此交叉變量在一定程度上反映核心因素對(duì)目標(biāo)變量的影響效應(yīng)。對(duì)控制因素而言，金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率與政府財(cái)政擴(kuò)張行為積極顯著相關(guān)，其對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性達(dá)到（2.82），同時(shí)貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)在一定程度上抑制了政府財(cái)政擴(kuò)張傾向，其對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性達(dá)到（-0.71）且顯著。而房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響并不顯著。同時(shí)穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果顯示文章經(jīng)驗(yàn)論證結(jié)果是穩(wěn)健的。

進(jìn)一步結(jié)合上文所給出的比較靜態(tài)等式可知，財(cái)政擴(kuò)張之于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素邊際彈性不僅受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率因素的影響，同樣也受到經(jīng)濟(jì)貨幣化深化因素的影響，如上文比較靜態(tài)等式（3）；同樣，財(cái)政擴(kuò)張之于經(jīng)濟(jì)貨幣化程度深化因素邊際彈性不僅受到其自身影響，同時(shí)也受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的制約，如上文比較靜態(tài)等式（5）。同時(shí)結(jié)合比較靜態(tài)等式（4）、（6）及經(jīng)驗(yàn)擬合結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)于政府財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性影響呈現(xiàn)非穩(wěn)態(tài)動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)。而結(jié)合比較靜態(tài)等式（7）可知，二者交叉因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性影響呈現(xiàn)抑制性狀并且處于穩(wěn)態(tài)。進(jìn)一步結(jié)合比較靜態(tài)等式（3）和（5）可以測(cè)算出來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和貨幣深化因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張邊際彈性影響效應(yīng)趨勢(shì)圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張邊際彈性影響呈現(xiàn)顯著波動(dòng)且略微上升的趨勢(shì)，其波動(dòng)周期性較為明顯，在一定程度上揭示我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響相當(dāng)顯著并且積極。而經(jīng)濟(jì)貨幣化程度對(duì)財(cái)政擴(kuò)張行為邊際彈性影響在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)較為穩(wěn)定態(tài)勢(shì)，并且呈現(xiàn)出抑制政府財(cái)政擴(kuò)張的傾向。則從二者加總邊際彈性影響效應(yīng)（SUM）看，整個(gè)樣本期內(nèi)政府存在積極的財(cái)政擴(kuò)張行為，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素主導(dǎo)政府財(cái)政擴(kuò)張趨勢(shì)和性態(tài)。

結(jié)論

文章基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和經(jīng)濟(jì)貨幣化程度因素對(duì)我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張行為邊際彈性影響的比較靜態(tài)分析框架。經(jīng)驗(yàn)分析揭示，樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期性因素是推動(dòng)政府財(cái)政擴(kuò)張主要因素，而經(jīng)濟(jì)貨幣化在一定程度上抑制財(cái)政擴(kuò)張傾向，但是這種抑制效應(yīng)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的推動(dòng)效應(yīng)。整體上，樣本期內(nèi)我國(guó)政府財(cái)政行為呈現(xiàn)波動(dòng)擴(kuò)張性態(tài)。鑒于此，在一定程度上本文研究得出的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)揭示：我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張進(jìn)程。而這一結(jié)論也為關(guān)注政府財(cái)政行為乃至政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的學(xué)界和業(yè)界提供具有經(jīng)驗(yàn)價(jià)值的參考依據(jù)。endprint

（1）

其中，Y表示產(chǎn)出要素，X為投入要素。則從（1）可以看出，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型中投入要素x1和x2的替代彈性是可變的，同時(shí)當(dāng)b11+b12=0和b12+b22=0 時(shí)，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是投入要素x1和x2的a1+a2度齊次的，尤其是當(dāng)a1+a2=1 時(shí)，以（1）式為代表的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)具有線性齊次函數(shù)的特征，其經(jīng)濟(jì)意義就是投入要素具有規(guī)模不變的性態(tài)。同時(shí)，從理論層面上而言，當(dāng)b11=b12=b22=0 成立情況下，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型退化為C-D生產(chǎn)函數(shù)，當(dāng)b11=b22=-b12時(shí)，（1）式退化為CES生產(chǎn)函數(shù)關(guān)于替代彈性等于0時(shí)的二階泰勒級(jí)數(shù)。因此，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)不僅具有C-D和CES生產(chǎn)函數(shù)模型的性態(tài)更是具有其自身獨(dú)特經(jīng)濟(jì)擬合優(yōu)勢(shì)。

在理論模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文研究思想進(jìn)一步分析變量設(shè)定的經(jīng)濟(jì)意義，本文變量選取主要依據(jù)變量自身的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義和已有的相關(guān)研究文獻(xiàn)。首先，就一般經(jīng)濟(jì)意義上而言政府財(cái)政擴(kuò)張行為體現(xiàn)為政府積極的財(cái)政支出傾向，而積極的財(cái)政支出傾向會(huì)引致政府財(cái)政赤字的產(chǎn)生（馬拴友，2001；郭慶旺等，2003等），因此本文選取政府財(cái)政赤字增長(zhǎng)率（GFB）表征政府?dāng)U張行為。而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素本文承接既有的有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究文獻(xiàn)繼續(xù)選用樣本期內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率（g）進(jìn)行測(cè)算。同時(shí)對(duì)于經(jīng)濟(jì)貨幣化程度因素本文在承接已有關(guān)于金融深化（Ronald I. Mckinnon，1973；熊鵬、王飛，2008；李文峰，2012等）研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選用廣義貨幣供給量M2增長(zhǎng)率與對(duì)應(yīng)期間GDP增長(zhǎng)率的比值表征經(jīng)濟(jì)貨幣化深化程度（DEM）。同時(shí)為了避免遺漏變量所可能引致的擬合偏誤，結(jié)合我國(guó)政府對(duì)土地財(cái)政依賴的現(xiàn)狀，本文對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)（REI）進(jìn)行控制借以捕捉房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)政府財(cái)政行為的影響。在此基礎(chǔ)上，為了反映經(jīng)濟(jì)周期因素對(duì)政府財(cái)政行為影響本文對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（MEI）進(jìn)行控制。最后結(jié)合我國(guó)政府與銀行金融機(jī)構(gòu)之間內(nèi)生關(guān)聯(lián)所引致的政府債務(wù)和銀行貸款之間的關(guān)系，本文依次對(duì)貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)增長(zhǎng)率（RGB）及金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率（RTI）在模型中進(jìn)行控制。

（二）經(jīng)驗(yàn)論證模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義

承接上文分析，給出本文經(jīng)驗(yàn)論證模型。由于本文研究思想是揭示在經(jīng)濟(jì)貨幣化深化背景下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張影響效應(yīng)，因此本文具體經(jīng)驗(yàn)論證模型如下：

（2）

其中，f（Z）表征控制變量的線性組合，Z為上文為了避免遺漏變量所引致可能的擬合偏誤而選定的控制變量，其余變量如上文解釋。則在以上經(jīng)驗(yàn)論證模型設(shè)定基礎(chǔ)上，本文依據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中比較靜態(tài)分析相關(guān)理論給出本文貨幣深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張影響效應(yīng)的比較靜態(tài)等式。首先，給出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張影響的邊際彈性效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（3）

（4）

其次，給出經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張影響的邊際彈性效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（5）

（6）

最后，為了進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)貨幣化因素和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為交叉邊際彈性影響效應(yīng)，給出交叉邊際彈性影響效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（7）

在以上分析基礎(chǔ)上，有必要對(duì)數(shù)據(jù)和樣本選取進(jìn)行說(shuō)明。文章結(jié)合對(duì)應(yīng)變量的數(shù)據(jù)可獲得性及我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際狀況，選取對(duì)應(yīng)變量2003.1-2013.7期間數(shù)據(jù)，同時(shí)為了增加樣本容量本文選取數(shù)據(jù)頻率為月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫(kù)及對(duì)應(yīng)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

實(shí)證分析

（一）單變量統(tǒng)計(jì)描述分析

承接前文分析，為了更好地捕捉我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)性態(tài)及經(jīng)濟(jì)貨幣化程度，同時(shí)也為了避免有關(guān)變量可能存在的異常值對(duì)擬合結(jié)果的杠桿作用，首先對(duì)變量序列的統(tǒng)計(jì)分布規(guī)律進(jìn)行分析，其分析如表1所示。

從表1基本統(tǒng)計(jì)分析可以看出，我國(guó)政府財(cái)政赤字增長(zhǎng)率分布波動(dòng)幅度顯著，其分布呈現(xiàn)出尖峰厚尾的分布特性，雖然均值和中位數(shù)顯示在一定程度上財(cái)政赤字呈現(xiàn)縮減傾向，但其分布并沒(méi)有給出財(cái)政非擴(kuò)張證據(jù)。同時(shí)結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及經(jīng)濟(jì)貨幣化程度分析結(jié)果看，二者均呈現(xiàn)穩(wěn)定的增長(zhǎng)和深化趨勢(shì)，其中經(jīng)濟(jì)貨幣化深化速度在平均意義上高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度并且其分布呈現(xiàn)尖峰厚尾的分布特征，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分布符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)。而我國(guó)金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率及貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)增長(zhǎng)率也呈現(xiàn)穩(wěn)定上升態(tài)勢(shì)。同時(shí)，樣本期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)分布波動(dòng)大于宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)分布波動(dòng)并呈現(xiàn)左偏分布性態(tài)，在一定程度上表明我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)體系中相關(guān)因素沖擊更為敏感。整體上看，除去經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)分布近似于正態(tài)分布之外，其余變量序列均呈現(xiàn)典型金融時(shí)間序列分布特性，基本不存在異常值對(duì)擬合結(jié)果的杠桿作用。

在基本統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)上，由于選取變量序列具有顯著時(shí)間序列特征，因此對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果摘錄如表2所示。

表2中分別給出DF-GLS和ADF兩種單位根檢驗(yàn)方法，其中DF-GLS單位根檢驗(yàn)功效高于ADF檢驗(yàn)功效，表中第2列和第4列依次給出DF-GLS單位根檢驗(yàn)Tau值和ADF檢驗(yàn)Z值，第3、5列分別給出兩種檢驗(yàn)的在5%置信水平上關(guān)鍵值。整體檢驗(yàn)結(jié)果表明，除去宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)序列在5%顯著水平上拒絕存在單位根假設(shè)之外，其余變量序列均在1%顯著水平上拒絕存在單位根假設(shè)，表明變量序列至少在5%的顯著水平上不能拒絕平穩(wěn)性分布特性。

（二）經(jīng)驗(yàn)擬合分析

承接前文分析，對(duì)本文經(jīng)驗(yàn)論證模型（2）進(jìn)行擬合回歸。關(guān)鍵回歸結(jié)果摘錄如表3所示。

表3中經(jīng)驗(yàn)擬合結(jié)果顯示，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及以宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)表征的宏觀經(jīng)濟(jì)周期因素與政府財(cái)政擴(kuò)張行為積極相關(guān)，而經(jīng)濟(jì)貨幣化程度與政府財(cái)政擴(kuò)張行為顯著負(fù)相關(guān)，在一定程度上表明經(jīng)濟(jì)貨幣化程度深化并不能直接引致政府財(cái)政擴(kuò)張而宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于政府財(cái)政擴(kuò)張具有內(nèi)生刺激效應(yīng)。但需要指出的是由于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型具有捕捉核心變量交叉因素對(duì)目標(biāo)變量的影響特征，因此交叉變量在一定程度上反映核心因素對(duì)目標(biāo)變量的影響效應(yīng)。對(duì)控制因素而言，金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率與政府財(cái)政擴(kuò)張行為積極顯著相關(guān)，其對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性達(dá)到（2.82），同時(shí)貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)在一定程度上抑制了政府財(cái)政擴(kuò)張傾向，其對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性達(dá)到（-0.71）且顯著。而房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響并不顯著。同時(shí)穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果顯示文章經(jīng)驗(yàn)論證結(jié)果是穩(wěn)健的。

進(jìn)一步結(jié)合上文所給出的比較靜態(tài)等式可知，財(cái)政擴(kuò)張之于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素邊際彈性不僅受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率因素的影響，同樣也受到經(jīng)濟(jì)貨幣化深化因素的影響，如上文比較靜態(tài)等式（3）；同樣，財(cái)政擴(kuò)張之于經(jīng)濟(jì)貨幣化程度深化因素邊際彈性不僅受到其自身影響，同時(shí)也受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的制約，如上文比較靜態(tài)等式（5）。同時(shí)結(jié)合比較靜態(tài)等式（4）、（6）及經(jīng)驗(yàn)擬合結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)于政府財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性影響呈現(xiàn)非穩(wěn)態(tài)動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)。而結(jié)合比較靜態(tài)等式（7）可知，二者交叉因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性影響呈現(xiàn)抑制性狀并且處于穩(wěn)態(tài)。進(jìn)一步結(jié)合比較靜態(tài)等式（3）和（5）可以測(cè)算出來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和貨幣深化因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張邊際彈性影響效應(yīng)趨勢(shì)圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張邊際彈性影響呈現(xiàn)顯著波動(dòng)且略微上升的趨勢(shì)，其波動(dòng)周期性較為明顯，在一定程度上揭示我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響相當(dāng)顯著并且積極。而經(jīng)濟(jì)貨幣化程度對(duì)財(cái)政擴(kuò)張行為邊際彈性影響在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)較為穩(wěn)定態(tài)勢(shì)，并且呈現(xiàn)出抑制政府財(cái)政擴(kuò)張的傾向。則從二者加總邊際彈性影響效應(yīng)（SUM）看，整個(gè)樣本期內(nèi)政府存在積極的財(cái)政擴(kuò)張行為，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素主導(dǎo)政府財(cái)政擴(kuò)張趨勢(shì)和性態(tài)。

結(jié)論

文章基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和經(jīng)濟(jì)貨幣化程度因素對(duì)我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張行為邊際彈性影響的比較靜態(tài)分析框架。經(jīng)驗(yàn)分析揭示，樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期性因素是推動(dòng)政府財(cái)政擴(kuò)張主要因素，而經(jīng)濟(jì)貨幣化在一定程度上抑制財(cái)政擴(kuò)張傾向，但是這種抑制效應(yīng)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的推動(dòng)效應(yīng)。整體上，樣本期內(nèi)我國(guó)政府財(cái)政行為呈現(xiàn)波動(dòng)擴(kuò)張性態(tài)。鑒于此，在一定程度上本文研究得出的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)揭示：我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張進(jìn)程。而這一結(jié)論也為關(guān)注政府財(cái)政行為乃至政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的學(xué)界和業(yè)界提供具有經(jīng)驗(yàn)價(jià)值的參考依據(jù)。endprint

（1）

其中，Y表示產(chǎn)出要素，X為投入要素。則從（1）可以看出，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型中投入要素x1和x2的替代彈性是可變的，同時(shí)當(dāng)b11+b12=0和b12+b22=0 時(shí)，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是投入要素x1和x2的a1+a2度齊次的，尤其是當(dāng)a1+a2=1 時(shí)，以（1）式為代表的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)具有線性齊次函數(shù)的特征，其經(jīng)濟(jì)意義就是投入要素具有規(guī)模不變的性態(tài)。同時(shí)，從理論層面上而言，當(dāng)b11=b12=b22=0 成立情況下，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型退化為C-D生產(chǎn)函數(shù)，當(dāng)b11=b22=-b12時(shí)，（1）式退化為CES生產(chǎn)函數(shù)關(guān)于替代彈性等于0時(shí)的二階泰勒級(jí)數(shù)。因此，超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)不僅具有C-D和CES生產(chǎn)函數(shù)模型的性態(tài)更是具有其自身獨(dú)特經(jīng)濟(jì)擬合優(yōu)勢(shì)。

在理論模型設(shè)定的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文研究思想進(jìn)一步分析變量設(shè)定的經(jīng)濟(jì)意義，本文變量選取主要依據(jù)變量自身的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義和已有的相關(guān)研究文獻(xiàn)。首先，就一般經(jīng)濟(jì)意義上而言政府財(cái)政擴(kuò)張行為體現(xiàn)為政府積極的財(cái)政支出傾向，而積極的財(cái)政支出傾向會(huì)引致政府財(cái)政赤字的產(chǎn)生（馬拴友，2001；郭慶旺等，2003等），因此本文選取政府財(cái)政赤字增長(zhǎng)率（GFB）表征政府?dāng)U張行為。而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素本文承接既有的有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究文獻(xiàn)繼續(xù)選用樣本期內(nèi)的GDP增長(zhǎng)率（g）進(jìn)行測(cè)算。同時(shí)對(duì)于經(jīng)濟(jì)貨幣化程度因素本文在承接已有關(guān)于金融深化（Ronald I. Mckinnon，1973；熊鵬、王飛，2008；李文峰，2012等）研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選用廣義貨幣供給量M2增長(zhǎng)率與對(duì)應(yīng)期間GDP增長(zhǎng)率的比值表征經(jīng)濟(jì)貨幣化深化程度（DEM）。同時(shí)為了避免遺漏變量所可能引致的擬合偏誤，結(jié)合我國(guó)政府對(duì)土地財(cái)政依賴的現(xiàn)狀，本文對(duì)房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)（REI）進(jìn)行控制借以捕捉房地產(chǎn)市場(chǎng)發(fā)展對(duì)政府財(cái)政行為的影響。在此基礎(chǔ)上，為了反映經(jīng)濟(jì)周期因素對(duì)政府財(cái)政行為影響本文對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（MEI）進(jìn)行控制。最后結(jié)合我國(guó)政府與銀行金融機(jī)構(gòu)之間內(nèi)生關(guān)聯(lián)所引致的政府債務(wù)和銀行貸款之間的關(guān)系，本文依次對(duì)貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)增長(zhǎng)率（RGB）及金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率（RTI）在模型中進(jìn)行控制。

（二）經(jīng)驗(yàn)論證模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義

承接上文分析，給出本文經(jīng)驗(yàn)論證模型。由于本文研究思想是揭示在經(jīng)濟(jì)貨幣化深化背景下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張影響效應(yīng)，因此本文具體經(jīng)驗(yàn)論證模型如下：

（2）

其中，f（Z）表征控制變量的線性組合，Z為上文為了避免遺漏變量所引致可能的擬合偏誤而選定的控制變量，其余變量如上文解釋。則在以上經(jīng)驗(yàn)論證模型設(shè)定基礎(chǔ)上，本文依據(jù)微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論中比較靜態(tài)分析相關(guān)理論給出本文貨幣深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張影響效應(yīng)的比較靜態(tài)等式。首先，給出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張影響的邊際彈性效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（3）

（4）

其次，給出經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張影響的邊際彈性效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（5）

（6）

最后，為了進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)貨幣化因素和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為交叉邊際彈性影響效應(yīng)，給出交叉邊際彈性影響效應(yīng)比較靜態(tài)等式：

（7）

在以上分析基礎(chǔ)上，有必要對(duì)數(shù)據(jù)和樣本選取進(jìn)行說(shuō)明。文章結(jié)合對(duì)應(yīng)變量的數(shù)據(jù)可獲得性及我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際狀況，選取對(duì)應(yīng)變量2003.1-2013.7期間數(shù)據(jù)，同時(shí)為了增加樣本容量本文選取數(shù)據(jù)頻率為月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來(lái)自于中經(jīng)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)、CSMAR系列研究數(shù)據(jù)庫(kù)及對(duì)應(yīng)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

實(shí)證分析

（一）單變量統(tǒng)計(jì)描述分析

承接前文分析，為了更好地捕捉我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)性態(tài)及經(jīng)濟(jì)貨幣化程度，同時(shí)也為了避免有關(guān)變量可能存在的異常值對(duì)擬合結(jié)果的杠桿作用，首先對(duì)變量序列的統(tǒng)計(jì)分布規(guī)律進(jìn)行分析，其分析如表1所示。

從表1基本統(tǒng)計(jì)分析可以看出，我國(guó)政府財(cái)政赤字增長(zhǎng)率分布波動(dòng)幅度顯著，其分布呈現(xiàn)出尖峰厚尾的分布特性，雖然均值和中位數(shù)顯示在一定程度上財(cái)政赤字呈現(xiàn)縮減傾向，但其分布并沒(méi)有給出財(cái)政非擴(kuò)張證據(jù)。同時(shí)結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及經(jīng)濟(jì)貨幣化程度分析結(jié)果看，二者均呈現(xiàn)穩(wěn)定的增長(zhǎng)和深化趨勢(shì)，其中經(jīng)濟(jì)貨幣化深化速度在平均意義上高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度并且其分布呈現(xiàn)尖峰厚尾的分布特征，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分布符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行態(tài)勢(shì)。而我國(guó)金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率及貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)增長(zhǎng)率也呈現(xiàn)穩(wěn)定上升態(tài)勢(shì)。同時(shí)，樣本期內(nèi)房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)分布波動(dòng)大于宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)分布波動(dòng)并呈現(xiàn)左偏分布性態(tài)，在一定程度上表明我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)體系中相關(guān)因素沖擊更為敏感。整體上看，除去經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)分布近似于正態(tài)分布之外，其余變量序列均呈現(xiàn)典型金融時(shí)間序列分布特性，基本不存在異常值對(duì)擬合結(jié)果的杠桿作用。

在基本統(tǒng)計(jì)分析基礎(chǔ)上，由于選取變量序列具有顯著時(shí)間序列特征，因此對(duì)變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果摘錄如表2所示。

表2中分別給出DF-GLS和ADF兩種單位根檢驗(yàn)方法，其中DF-GLS單位根檢驗(yàn)功效高于ADF檢驗(yàn)功效，表中第2列和第4列依次給出DF-GLS單位根檢驗(yàn)Tau值和ADF檢驗(yàn)Z值，第3、5列分別給出兩種檢驗(yàn)的在5%置信水平上關(guān)鍵值。整體檢驗(yàn)結(jié)果表明，除去宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)序列在5%顯著水平上拒絕存在單位根假設(shè)之外，其余變量序列均在1%顯著水平上拒絕存在單位根假設(shè)，表明變量序列至少在5%的顯著水平上不能拒絕平穩(wěn)性分布特性。

（二）經(jīng)驗(yàn)擬合分析

承接前文分析，對(duì)本文經(jīng)驗(yàn)論證模型（2）進(jìn)行擬合回歸。關(guān)鍵回歸結(jié)果摘錄如表3所示。

表3中經(jīng)驗(yàn)擬合結(jié)果顯示，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及以宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)表征的宏觀經(jīng)濟(jì)周期因素與政府財(cái)政擴(kuò)張行為積極相關(guān)，而經(jīng)濟(jì)貨幣化程度與政府財(cái)政擴(kuò)張行為顯著負(fù)相關(guān)，在一定程度上表明經(jīng)濟(jì)貨幣化程度深化并不能直接引致政府財(cái)政擴(kuò)張而宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)于政府財(cái)政擴(kuò)張具有內(nèi)生刺激效應(yīng)。但需要指出的是由于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型具有捕捉核心變量交叉因素對(duì)目標(biāo)變量的影響特征，因此交叉變量在一定程度上反映核心因素對(duì)目標(biāo)變量的影響效應(yīng)。對(duì)控制因素而言，金融機(jī)構(gòu)貸款總額增長(zhǎng)率與政府財(cái)政擴(kuò)張行為積極顯著相關(guān)，其對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性達(dá)到（2.82），同時(shí)貨幣當(dāng)局對(duì)政府債權(quán)在一定程度上抑制了政府財(cái)政擴(kuò)張傾向，其對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性達(dá)到（-0.71）且顯著。而房地產(chǎn)開發(fā)綜合景氣指數(shù)對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響并不顯著。同時(shí)穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果顯示文章經(jīng)驗(yàn)論證結(jié)果是穩(wěn)健的。

進(jìn)一步結(jié)合上文所給出的比較靜態(tài)等式可知，財(cái)政擴(kuò)張之于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素邊際彈性不僅受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率因素的影響，同樣也受到經(jīng)濟(jì)貨幣化深化因素的影響，如上文比較靜態(tài)等式（3）；同樣，財(cái)政擴(kuò)張之于經(jīng)濟(jì)貨幣化程度深化因素邊際彈性不僅受到其自身影響，同時(shí)也受到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的制約，如上文比較靜態(tài)等式（5）。同時(shí)結(jié)合比較靜態(tài)等式（4）、（6）及經(jīng)驗(yàn)擬合結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及經(jīng)濟(jì)貨幣化因素對(duì)于政府財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性影響呈現(xiàn)非穩(wěn)態(tài)動(dòng)態(tài)變動(dòng)趨勢(shì)。而結(jié)合比較靜態(tài)等式（7）可知，二者交叉因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的邊際彈性影響呈現(xiàn)抑制性狀并且處于穩(wěn)態(tài)。進(jìn)一步結(jié)合比較靜態(tài)等式（3）和（5）可以測(cè)算出來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和貨幣深化因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張邊際彈性影響效應(yīng)趨勢(shì)圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張邊際彈性影響呈現(xiàn)顯著波動(dòng)且略微上升的趨勢(shì)，其波動(dòng)周期性較為明顯，在一定程度上揭示我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)政府財(cái)政擴(kuò)張行為影響相當(dāng)顯著并且積極。而經(jīng)濟(jì)貨幣化程度對(duì)財(cái)政擴(kuò)張行為邊際彈性影響在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)較為穩(wěn)定態(tài)勢(shì)，并且呈現(xiàn)出抑制政府財(cái)政擴(kuò)張的傾向。則從二者加總邊際彈性影響效應(yīng)（SUM）看，整個(gè)樣本期內(nèi)政府存在積極的財(cái)政擴(kuò)張行為，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素主導(dǎo)政府財(cái)政擴(kuò)張趨勢(shì)和性態(tài)。

結(jié)論

文章基于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和經(jīng)濟(jì)貨幣化程度因素對(duì)我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張行為邊際彈性影響的比較靜態(tài)分析框架。經(jīng)驗(yàn)分析揭示，樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)周期性因素是推動(dòng)政府財(cái)政擴(kuò)張主要因素，而經(jīng)濟(jì)貨幣化在一定程度上抑制財(cái)政擴(kuò)張傾向，但是這種抑制效應(yīng)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素對(duì)財(cái)政擴(kuò)張的推動(dòng)效應(yīng)。整體上，樣本期內(nèi)我國(guó)政府財(cái)政行為呈現(xiàn)波動(dòng)擴(kuò)張性態(tài)。鑒于此，在一定程度上本文研究得出的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù)揭示：我國(guó)政府財(cái)政擴(kuò)張內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張進(jìn)程。而這一結(jié)論也為關(guān)注政府財(cái)政行為乃至政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的學(xué)界和業(yè)界提供具有經(jīng)驗(yàn)價(jià)值的參考依據(jù)。endprint