摘要：政府支出的目的之一就是改善人民群眾的生活條件，增加居民收入。基于中國(guó)1980—2009年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正模型的建立來(lái)分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民收入的Granger原因（反向不成立）。

關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施投資；人均可支配收入；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)

中圖分類(lèi)號(hào)：F014.4 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1673-291X（2011）18-0001-03

引言

2008年，由美國(guó)次貸危機(jī)引起的世界性經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)，已經(jīng)對(duì)中國(guó)各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢(shì)嚴(yán)峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等?？梢哉f(shuō)，金融危機(jī)對(duì)社會(huì)各階層收入與財(cái)富的積累產(chǎn)生了極大的負(fù)面效果（朱玲、金成武，2009）[1]。為了防止這種環(huán)境對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財(cái)政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財(cái)政政策。通過(guò)各種的措施來(lái)提高居民的收入和消費(fèi)能力，擴(kuò)大內(nèi)需。政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是政府投資性支出的一個(gè)組成部分，它一直被各國(guó)政府視為實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進(jìn)社會(huì)和諧的重要手段之一。所以，金融危機(jī)時(shí)中國(guó)出臺(tái)了十項(xiàng)措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬(wàn)億的財(cái)政支出，大部分用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴(kuò)大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對(duì)象不同，對(duì)社會(huì)公平、社會(huì)福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion，2009）[2]。于是，認(rèn)清政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與居民收入關(guān)系的研究才顯得具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

目前學(xué)術(shù)界通過(guò)實(shí)證比較財(cái)政支出和居民收入關(guān)系的研究相對(duì)較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財(cái)政政策對(duì)社會(huì)產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）[3]基于個(gè)人效用函數(shù)的方法分析了美國(guó)20世紀(jì)60年代初期財(cái)政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時(shí)期財(cái)政支出的分配是不合理的，因?yàn)榻?jīng)過(guò)研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉(zhuǎn)移到了富裕家庭和窮人手中。朱柏銘和車(chē)琰（2010）[4]利用中國(guó)1978—2006年的數(shù)據(jù)研究居民收入對(duì)財(cái)政支出的影響。實(shí)證結(jié)果表明：長(zhǎng)期內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施需求和國(guó)防安全需求隨著居民收入增長(zhǎng)趨于穩(wěn)定；短期內(nèi)，文化教育支出需求隨著居民收入的增長(zhǎng)而增加。而本文將采用1980—2009年相關(guān)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正模型的建立來(lái)分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。

一、變量選取、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文在變量的數(shù)據(jù)選取上，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表城鎮(zhèn)居民收入，用變量Y表示；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出用每年的支出總額來(lái)代表，并用變量X 表示。具體變量的含義范圍如下：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入主要是城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，就是從居民總收入中扣除了繳納給國(guó)家的各項(xiàng)稅費(fèi)和各項(xiàng)社會(huì)保險(xiǎn)后余下的收入；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出主要指用于保障性住房、社會(huì)事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機(jī)場(chǎng)和港口等設(shè)施方面的投資支出。

為了考察政府城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的關(guān)系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時(shí)，為了消除時(shí)間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動(dòng)，模型設(shè)定過(guò)程中我們將采用對(duì)數(shù)的形式，這樣也不影響原數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關(guān)系。另外，在van de Walle（2004）[5]對(duì)越南公共安全網(wǎng)的實(shí)證研究所建立的復(fù)合函數(shù)基礎(chǔ)上，我們提取了公共轉(zhuǎn)移和消費(fèi)兩個(gè)變量，而收入的多少又決定著消費(fèi)需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對(duì)數(shù)模型如式（1）：

lnY = α+ βlnX + ε（1）

其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文中用于研究的1980—1989年的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（1990）》，1990—2008年的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來(lái)自2010年3月《政府工作報(bào)告》中公布的數(shù)據(jù)。

二、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)大都具有非平穩(wěn)性，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以要先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)方法，通過(guò)Eviews3.1軟件分析得出的結(jié)果（如表1所示）。

表1變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：（1）D表示一階差分，（2）** 表示顯著水平為10%，* 表示顯著水平為5%。

由變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個(gè)序列的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，可以繼續(xù)分析。

（二）協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

通過(guò)單位根檢驗(yàn)的分析，兩變量之間可能存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系，于是接下來(lái)對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)。對(duì)協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG兩步法[6]，即第一步建立變量間長(zhǎng)期均衡的回歸方程，第二步對(duì)方程模型中的殘差序列做單位根檢驗(yàn)。具體操作步驟如下：

首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對(duì)兩變量進(jìn)行回歸，結(jié)果得到的協(xié)整方程如式（2）:

lnY=0.5118+1.0662lnX （2）

（0.9945）（14.6628）

R2=0.8848 DW=0.7672

括號(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。

其次，對(duì)協(xié)整方程中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果（如表2所示）。

表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：Et表示殘差序列，* 表示顯著水平為5%。

可以看到，在顯著水平為5%時(shí)，Et序列是平穩(wěn)的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的不斷增加和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷增長(zhǎng)，兩者具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。

（三）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

通過(guò)協(xié)整關(guān)系分析，我們知道政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有長(zhǎng)期的平衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有另外一種關(guān)系——因果關(guān)系，也就是說(shuō)是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，還是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加促進(jìn)了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時(shí)候就要通過(guò)因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)證明。本文選用Granger在1969年提出的通過(guò)時(shí)間序列具有的可觀測(cè)性來(lái)分析的一種方法[7]，即若A變化能引起B(yǎng)變化，則A變化是發(fā)生在B變化之前的。所以此檢驗(yàn)的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因?yàn)闇笃诓煌贸龅慕Y(jié)論也會(huì)有所不同。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小化準(zhǔn)則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結(jié)果（見(jiàn)表3）。

從表中分析得出，當(dāng)我們選擇的滯后期為8階時(shí)，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無(wú)假設(shè)，P值的大小通過(guò)了顯著性水平為5%時(shí)的檢驗(yàn)，此時(shí)說(shuō)明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動(dòng)是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動(dòng)的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當(dāng)滯后期為6、7、8、9階時(shí)，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無(wú)假設(shè)，說(shuō)明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的Granger原因。

（四）建立誤差修正模型

由于通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)簡(jiǎn)單差分不一定能解決非平穩(wěn)時(shí)間序列所遇到的全部問(wèn)題，所以要進(jìn)行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項(xiàng)看做一個(gè)解釋變量，連同其他反映短期波動(dòng)的解釋變量一起，建立短期模型（李子奈，2000）[8]。本文將殘差序列Et作為誤差修正項(xiàng)，與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個(gè)變量的差分有機(jī)的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說(shuō)明變量差分項(xiàng)表現(xiàn)出的短期波動(dòng)。根據(jù)分析結(jié)果，可建立的修正模型如式（3）：

△lnYt=0.0656△lnXt + 0.9185△lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）

（0.9800） （11.2459）（-1.4727）

Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670

括號(hào)里的數(shù)字代表的是對(duì)應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值?？梢?jiàn)，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優(yōu)度也比較好。從模型中分析得知，△lnXt的系數(shù)是0.0656。說(shuō)明短期內(nèi)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每變化1%，本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會(huì)同方向變化0.0656%，也說(shuō)明在短期內(nèi)，支出的增加對(duì)收入增長(zhǎng)的促進(jìn)作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出不變的情況下，上期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化1%，本期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會(huì)同方向變化0.9185%，也說(shuō)明了收入在一定時(shí)期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數(shù)是0.0365，也說(shuō)明修正作用并不是十分顯著。

結(jié)論分析及政策建議

本文從政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個(gè)變量進(jìn)行討論，采用了1980—2009年政府相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型的方法進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)論及建議如下：（1）從協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時(shí)間序列數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每增加1%，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會(huì)同方向增加1.0662%，說(shuō)明兩者存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的同時(shí)，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會(huì)對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進(jìn)作用。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中分析，當(dāng)我們選擇滯后期為8階時(shí)，得出政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的Granger原因（反向關(guān)系不成立），于是印證了基礎(chǔ)設(shè)施支出對(duì)收入的顯著促進(jìn)作用。所以，政府應(yīng)連續(xù)逐年增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出數(shù)額，保證城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的可持續(xù)增長(zhǎng)。但并不是說(shuō)一年內(nèi)增加的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就能在一年內(nèi)立即增長(zhǎng)，它是在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)實(shí)現(xiàn)與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出均衡的狀態(tài)。另外還要求政府優(yōu)化政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出結(jié)構(gòu)，使其支出更多的轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結(jié)果來(lái)看，短期內(nèi)，本期的人均收入水平在本期的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和上期的收入水平之間相比，更多的依賴于上期的收入水平（0.9185＞0.0656）。因此，短期內(nèi)政府不可過(guò)多的增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，盡管長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，但作用并不是十分顯著，若實(shí)際城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長(zhǎng)幅度小于通貨膨脹的增長(zhǎng)幅度，這時(shí)候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會(huì)引發(fā)通貨膨脹。

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An Empirical Study of Governmental Investments in Infrastructure and Resident’s Incomes

WANG Zhi-tao，WANG Yan-jie

（Henan University of Technology Management College，Zhengzhou 450001，China）

Abstract：One of the goals of governmental expenditure is to help people improve their living conditions and increase their incomes.Based on Chinese time-series datas from the year 1980 to 2009，the thesis has made an empirical study and analyzed the relation between governmental investments in infrastructure and urban residents’ incomes by Cointegration test、Granger causality test and setting up an Error-correction model.It turns out that both of them has the long-term equilibrium relation，and governmental investments in infrastructure is the Granger cause of urban residents’ incomes and not vice versa.

Key words：infrastructure investments；per capita disposable income；cointegration test；granger causality test

[責(zé)任編輯 劉嬌嬌]

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文