財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)

林永欽，鄧群釗，肖麗群，仝冉冉

（南昌大學(xué)a.管理科學(xué)與工程系；b.中國(guó)中部經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展研究中心，南昌 330047）

財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)

林永欽a,b，鄧群釗a，肖麗群a，仝冉冉a

（南昌大學(xué)a.管理科學(xué)與工程系；b.中國(guó)中部經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展研究中心，南昌 330047）

文章應(yīng)用空間交叉向量自回歸模型，基于我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)造了財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的空間格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃头椒ǎ接懥素?cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系及其異質(zhì)性。研究結(jié)果表明，財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰因果關(guān)系在不同省份間具有異質(zhì)性，而且空間相關(guān)性對(duì)此產(chǎn)生了重要的影響；相對(duì)于財(cái)政支出是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，更多省份則表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是財(cái)政支出的格蘭杰原因。

空間相關(guān)性；空間格蘭杰因果檢驗(yàn)；財(cái)政支出；區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

0 引言

財(cái)政支出是政府履行職能，提供公共物品和服務(wù)的重要手段，是國(guó)家進(jìn)行宏觀調(diào)控保障經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的主要工具。隨著經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，我國(guó)財(cái)政支出規(guī)模不斷擴(kuò)大，地方財(cái)政支出穩(wěn)步攀升。同時(shí)，分權(quán)化的財(cái)政體制給予了地方政府獨(dú)立處理轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)事物的諸多管理權(quán)限，從而形成了地方發(fā)展型政府[1]。這使人們?cè)絹?lái)越關(guān)注財(cái)政支出，尤其是地方財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

目前，有關(guān)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究，主要集中于財(cái)政支出及其結(jié)構(gòu)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)方面，形成的研究結(jié)論涵蓋了財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的三種可能性：一是財(cái)政支出促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[2-5]，二是財(cái)政支出抑制了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[6-8]，三是財(cái)政支出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)明顯作用[9-11]。這些研究雖未形成一致的結(jié)論，卻恰好反映出了不同區(qū)域的財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在著差異，即財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系具有異質(zhì)性特征。此外，財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身還表現(xiàn)出顯著的空間相關(guān)性特征[12，13]。因此，研究財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，需要考慮所存在的異質(zhì)性、空間相關(guān)性特征，同時(shí)還需首先探討財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系及其作用方向。而關(guān)于變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，現(xiàn)有文獻(xiàn)很少考慮變量空間相關(guān)性所產(chǎn)生的影響。為此，本文運(yùn)用空間交叉向量自回歸模型[14]，把空間相關(guān)性和面板數(shù)據(jù)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)相結(jié)合，提出我國(guó)省際財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，分析?cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系及其異質(zhì)性，以及空間相關(guān)性對(duì)此所產(chǎn)生的影響。

1 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ团c方法

為考慮變量空間溢出效應(yīng)對(duì)格蘭杰因果關(guān)系的影響，Tselios（2014）[14]引入空間滯后項(xiàng)，對(duì)面板數(shù)據(jù)的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行了擴(kuò)展。本文應(yīng)用其提出的空間交叉向量自回歸模型，使用我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)造財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系分析的空間格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。首先探究?cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系（單向還是雙向）；其次，探究這種關(guān)系在各地區(qū)之間是普遍存在還是只在特定的地區(qū)出現(xiàn)；最后，探討地區(qū)間財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)是否與此相關(guān)。

首先檢驗(yàn)財(cái)政支出及其空間相關(guān)性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，對(duì)于每個(gè)地區(qū)i，?t∈[ ]1,T：

其中，GDP為各地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；FE為財(cái)政支出；W為各地區(qū)間的空間權(quán)重矩陣；p為進(jìn)入計(jì)量的滯后期數(shù)；γ(k)為自回歸系數(shù)，假設(shè)其對(duì)每個(gè)地區(qū)都相同；與均為回歸系數(shù)的斜率，假設(shè)其對(duì)于任意k均保持不變。若在統(tǒng)計(jì)學(xué)上具有顯著性，將意味著與i鄰近的地區(qū)平均財(cái)政支出水平對(duì)i地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有影響。εi,t是獨(dú)立同分布的代表固定效應(yīng)。檢驗(yàn)過(guò)程如下：

對(duì)于任意地區(qū)，地區(qū)i的財(cái)政支出水平以及i地區(qū)鄰近地區(qū)財(cái)政支出水平（平均）不會(huì)引起i地區(qū)的GDP變化。通過(guò)構(gòu)造F1統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)這種不相關(guān)假設(shè)，分別計(jì)算有約束模型與無(wú)約束模型的殘差平方和，分別為RSS2、RSS1。其中，無(wú)約束模型考慮了GDP與FE的滯后項(xiàng)，F(xiàn)E的本期和滯后期的空間溢出效應(yīng)，以及GDP本身的固定效應(yīng)αi，由此得出GDP本期估計(jì)值。在無(wú)因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)中，假定所有模型中GDP各期滯后項(xiàng)的系數(shù)相等(γi,t-1=γi,t-k)。另外，無(wú)約束模型假設(shè)所有回歸系數(shù)相等(βi,t-1=βi,t-k,ξi,t-1=ξi,t-k)；但是在有約束模型中，這些系數(shù)值均為0，此時(shí)模型中只通過(guò)固定效應(yīng)以及GDP的各期滯后來(lái)得出GDP估計(jì)值。F1檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：

若檢驗(yàn)結(jié)果不顯著，即接受原假設(shè)，則表明財(cái)政支出FE及其空間相關(guān)性不能引起GDP的變化，此時(shí)結(jié)束檢驗(yàn)。但是，若檢驗(yàn)結(jié)果是顯著性的，則表明至少存在一個(gè)地區(qū)具有這種因果關(guān)系，應(yīng)繼續(xù)進(jìn)行第二步的齊次因果關(guān)系檢驗(yàn)。

對(duì)于任意地區(qū)i，本地區(qū)和周邊地區(qū)的財(cái)政支出都對(duì)該地區(qū)的GDP產(chǎn)生影響。為檢驗(yàn)該假設(shè)，通過(guò)建立F2統(tǒng)計(jì)量，分別計(jì)算有約束模型與無(wú)約束模型的殘差平方和，即RSS3、RSS1，并進(jìn)行對(duì)比。其中，本次檢驗(yàn)的模型約束條件為樣本中每個(gè)截面的系數(shù)值均相等（βt-1=βt-k，ξt-1=ξt-k）。F2檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：

若檢驗(yàn)結(jié)果接受這一假設(shè)，則說(shuō)明對(duì)于任意地區(qū)，本地區(qū)和周邊地區(qū)的財(cái)政支出均對(duì)GDP產(chǎn)生影響，此時(shí)結(jié)束檢驗(yàn)。但是，若拒絕本假設(shè)，則表明至少存在一個(gè)地區(qū)，其與周邊地區(qū)的財(cái)政支出對(duì)其GDP不產(chǎn)生影響，應(yīng)繼續(xù)進(jìn)行下一步的異質(zhì)因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（3）異質(zhì)因果關(guān)系檢驗(yàn)（H3）：?i∈[1,N]，F(xiàn)Ei,t-k和不引起GDPi,t。

即至少存在某一或者多個(gè)地區(qū)，其本地區(qū)以及周邊財(cái)政支出對(duì)自身GDP產(chǎn)生影響。對(duì)于每個(gè)地區(qū)i，使用F3統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)比有約束模型與無(wú)約束模型的殘差平方和，分別為RSS2,i、RSS1，其中RSS2,i為模型中去掉截面斜率系數(shù)(βt-k=0,ξt-k=0)之后再進(jìn)行估計(jì)得到的殘差平方和。F3檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：

接下來(lái)，檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其空間相關(guān)性對(duì)財(cái)政支出的影響，對(duì)于任意i地區(qū)，以及

同樣進(jìn)行如下的三種檢驗(yàn)：

即對(duì)于任意地區(qū)，地區(qū)i的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及i地區(qū)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（平均）不會(huì)影響i地區(qū)的財(cái)政支出水平。

即對(duì)于任意地區(qū)，地區(qū)i的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及i地區(qū)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（平均）均對(duì)i地區(qū)的財(cái)政支出水平產(chǎn)生影響。

即至少存在某一或者多個(gè)地區(qū)，其本地區(qū)以及周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)自身財(cái)政支出水平FE產(chǎn)生影響。

進(jìn)行以上兩個(gè)部分的檢驗(yàn)之后，可能出現(xiàn)如下四種情況：①無(wú)因果關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政支出之間不存在任何相關(guān)關(guān)系；②財(cái)政支出單向格蘭杰引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；③經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單向引起財(cái)政支出變化；④雙向也即反饋的因果關(guān)系。

2 檢驗(yàn)結(jié)果及分析

本文采用全國(guó)31個(gè)省（市）2000—2015年的面板數(shù)據(jù)（不包括港澳臺(tái)）。各省的財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來(lái)源于我國(guó)歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及部分省份歷年的統(tǒng)計(jì)年鑒或經(jīng)濟(jì)年鑒；各省份的價(jià)格指數(shù)CPI數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。各省的財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值均采用以2000年為基期的實(shí)際值，折算所依據(jù)的價(jià)格指數(shù)為各省的CPI?？臻g權(quán)重矩陣W是通過(guò)ArcGIS軟件，采用德勞內(nèi)三角（Delaunay Triangulation）鄰接準(zhǔn)則創(chuàng)建，并進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化后得到。

為了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政支出的空間溢出效應(yīng)，按照前述檢驗(yàn)方法與過(guò)程，在向量自回歸模型中分別進(jìn)行了有空間交叉回歸效應(yīng)和無(wú)空間交叉回歸效應(yīng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)。根據(jù)AIC和SC原則，確定滯后期數(shù)為3年。

2．1 無(wú)因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)（H1）

由表1所示的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，無(wú)論是否考慮空間交叉作用，雙向的F1統(tǒng)計(jì)量都具有明顯的統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著意義，因此拒絕原假設(shè)H1。

表1 無(wú)因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

這個(gè)結(jié)果表明，至少存在一個(gè)省的財(cái)政支出（與該省周邊省份的財(cái)政支出）在統(tǒng)計(jì)學(xué)上能夠格蘭杰引起本省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；至少存在一個(gè)省的GDP（與周邊省份的GDP）在統(tǒng)計(jì)學(xué)上格蘭杰引起本省財(cái)政支出。也就是說(shuō)，某一省份的GDP不僅與本省的財(cái)政支出有關(guān)，還受到周圍省份財(cái)政支出的影響。反過(guò)來(lái)，某一省份的財(cái)政支出水平不僅與本省GDP有關(guān)，還受到周邊省份GDP的影響。為此，進(jìn)一步作齊次因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)（H2）。

2．2 齊次因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)（H2）

接受H2的假設(shè)意味著對(duì)于本文研究的所有31個(gè)省份，都存在完全相同的因果關(guān)系。而拒絕H2假設(shè)則意味著至少存在一個(gè)省份，其財(cái)政支出（與該省周邊省份的財(cái)政支出）在統(tǒng)計(jì)學(xué)上不能夠格蘭杰引起本省的GDP，或者至少存在一個(gè)省份的GDP（與周邊省份的GDP）在統(tǒng)計(jì)學(xué)上不能格蘭杰引起本省財(cái)政支出FE。根據(jù)F2統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)表2）拒絕原假設(shè)H2，由此可以得出結(jié)論：在某些省份，財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。也就是說(shuō)，財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰因果關(guān)系在各個(gè)省份之間不盡相同，具有異質(zhì)性的特征。為此，進(jìn)一步作異質(zhì)性因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)（H3）。

表2 齊次因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

2．3 異質(zhì)性因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)（H3）

該檢驗(yàn)決定具體哪些省份的FE和GDP之間具有因果關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如下頁(yè)表3所示。

由表3可以看出（在5%的顯著性水平下）：

（1）無(wú)因果關(guān)系。不考慮空間相關(guān)性的影響，即本省財(cái)政支出FE不格蘭杰引起本省GDP，以及本省GDP不格蘭杰引起本省FE，那么符合這種情況的省份共有14個(gè)；然而，如果考慮空間相關(guān)性的影響，即本省財(cái)政支出FE和周邊省份財(cái)政支出（平均）WFE不格蘭杰引起本省GDP，以及本省GDP和周邊省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（平均）WGDP不格蘭杰引起本省FE，符合這兩種關(guān)系的省份則減少為5個(gè)。由此表明，財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身的空間相關(guān)性，對(duì)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系產(chǎn)生了重要的影響。

（2）由FE到GDP的單向因果關(guān)系。不考慮空間相關(guān)性，即FE格蘭杰引起GDP，而GDP不格蘭杰引起FE，符合這種情況的省份有5個(gè)；考慮空間相關(guān)性的影響，即FE和WFE格蘭杰引起GDP，GDP和WGDP不格蘭杰引起FE，有9個(gè)省份符合這種情況。

（3）由GDP到FE的單向因果關(guān)系。不考慮空間相關(guān)性，即FE不格蘭杰引起GDP，而GDP格蘭杰引起FE，有12個(gè)省份符合這種情況；考慮空間相關(guān)性的影響，即FE和WFE不格蘭杰引起GDP，GDP和WGDP格蘭杰引起FE，有14個(gè)省份符合這種情況。

（4）雙向的因果關(guān)系。不考慮空間相關(guān)性，即FE格蘭杰引起GDP，同時(shí)GDP格蘭杰引起FE，則沒(méi)有省份符合此種情況；而考慮空間相關(guān)性的影響，即FE和WFE格蘭杰引起GDP，同時(shí)GDP和WGDP格蘭杰引起FE，則有3個(gè)省份符合這種情況。

表3 異質(zhì)性因果關(guān)系假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

3 結(jié)論

本文基于我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)和空間交叉向量自回歸模型，研究了財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系，結(jié)果表明：無(wú)論是從財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，還是從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政支出，省際間并不存在同一性的因果關(guān)系，即財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的格蘭杰因果關(guān)系具有異質(zhì)性，而且空間相關(guān)性對(duì)此產(chǎn)生了重要的影響。若不考慮財(cái)政支出的空間溢出效應(yīng)，則財(cái)政支出是GDP格蘭杰原因的省份從12個(gè)縮減至5個(gè)；不考慮GDP的空間溢出效應(yīng)，則GDP是財(cái)政支出格蘭杰原因的省份從17個(gè)減少為12個(gè)。因此，在研究財(cái)政支出對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)時(shí)，一方面需要首先確定出二者的作用方向也即因果關(guān)系，另一方面還需要考慮二者空間外溢性的影響。

本文檢驗(yàn)結(jié)果還表明，財(cái)政支出（包括周邊地區(qū)財(cái)政支出）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)格蘭杰原因的省份所占比例不到40%，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（包括周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)）是財(cái)政支出格蘭杰原因的省份所占比例將近60%。為此，應(yīng)把關(guān)注點(diǎn)從財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)轉(zhuǎn)向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)政支出的效應(yīng)。

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1002-6487（2017）20-0164-04

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目（71461019）

林永欽（1975—），男，福建三明人，博士，副教授，研究方向：計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。

鄧群釗（1963—），男，江西余干人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：公共部門資源管理、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。

肖麗群（1980—），女，江西吉安人，博士，講師，研究方向：土地經(jīng)濟(jì)與管理。

(責(zé)任編輯/劉柳青)