陳彩虹

（內(nèi)蒙古工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，呼和浩特010051）

0 引言

政府支出是政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動的常用手段之一。當(dāng)經(jīng)濟(jì)繁榮時，政府會適當(dāng)縮減政府支出規(guī)模，以減少投資需求來防止經(jīng)濟(jì)過熱；當(dāng)經(jīng)濟(jì)衰退時，政府又會相應(yīng)增加政府支出規(guī)模，以帶動投資、促進(jìn)消費(fèi)，將經(jīng)濟(jì)拉入上升軌道。但是，對于政府支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者們并沒有達(dá)成共識。以往對政府支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了有益地探討，為我們的研究提供了理論和方法基礎(chǔ)。但以上研究多集中于國家層面或省級層面，對市縣鄉(xiāng)級政府支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究較少。實(shí)際上市縣鄉(xiāng)級財政收支對農(nóng)民、農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的影響最為直接，對歷次改革（如農(nóng)村稅費(fèi)改革、鄉(xiāng)鎮(zhèn)綜合改革、省直管縣、鄉(xiāng)財縣管等）的反應(yīng)也最為敏感。因此，考察市縣鄉(xiāng)級財政支出與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系可能更有意義。同時，農(nóng)業(yè)稅和農(nóng)業(yè)特產(chǎn)稅的取消，對市縣鄉(xiāng)財政收入造成了一定沖擊；新型農(nóng)村合作醫(yī)療、養(yǎng)老保險、社會保險的實(shí)施，以及新農(nóng)村建設(shè)的開展，對市縣鄉(xiāng)財政支出也提出了更高的要求。在這樣的背景下，弄清政府支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，分析市縣鄉(xiāng)財政支出在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中到底扮演了怎樣的角色、發(fā)揮了怎樣的效應(yīng)，就成為一個有意義的話題。

1 模型構(gòu)建

經(jīng)濟(jì)增長是資源、勞動、資本、技術(shù)、知識、要素投入效率、資源配置、制度創(chuàng)新等多種因素共同作用的結(jié)果，但這些影響因素并非在同一層次上并列。其中資本、勞動力和投入效率為第一層次，它們的增長直接作用于經(jīng)濟(jì)的增長；制度和技術(shù)為第二層次，它們通過影響參與生產(chǎn)的資本、勞動力及其效率水平，間接作用于經(jīng)濟(jì)增長。

我們認(rèn)為政府支出既可以作為要素投入歸入第一層次，也可以作為制度因素歸入第二層次。考慮到政府支出的這種性質(zhì)，我們決定建立兩個模型來考察政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)沖擊效應(yīng)。第一個是僅包括政府支出和經(jīng)濟(jì)增長兩個內(nèi)生變量的模型，以反映政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的直接沖擊作用；第二個是考慮政府支出影響路徑的三變量模型，即在模型中引入政府支出對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮作用的中介傳導(dǎo)機(jī)制，以反映政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的間接作用。雖然政府支出可影響的變量較多，但由于資本存量的多少和資本形成的快慢是促進(jìn)和限制經(jīng)濟(jì)增長的基本要素，因此在第二個模型中，我們將只研究政府支出通過私人投資這一中介傳導(dǎo)機(jī)制對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的動態(tài)沖擊效應(yīng)。在模型的選擇方面，由于結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型比向量自回歸（VAR）模型更能解釋政府支出通過對私人投資產(chǎn)生作用從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制的存在性，因此本文決定建立SVAR模型來驗證市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)沖擊效應(yīng)。

1.1 基本模型

本文所建立的SVAR模型的基本形式如下：

如果B0可逆，則模型（1）可表示為其簡化式形式：

其中，A0=B0-1Γ0，A1=B0-1Γ1，A2=B0-1Γ2，A3=B0-1Γ3，εt= B0-1ut=（ε1tε2tε3t）′。εt稱為簡化式擾動項，是結(jié)構(gòu)式擾動項ut的線性組合，代表一種復(fù)合沖擊。

模型中的變量矩陣P和參數(shù)矩陣B，?？梢愿鶕?jù)需要設(shè)置。由于本文研究沒有私人投資作為傳導(dǎo)機(jī)制和有私人投資作為傳導(dǎo)機(jī)制兩種情形下的政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)沖擊效應(yīng)，所以分別建立二元和三元SVAR模型。各變量滯后期i的選擇依據(jù)LR和SC準(zhǔn)則確定。

（1）二元SVAR模型中各變量和參數(shù)矩陣:

（2）三元SVAR模型各變量和參數(shù)矩陣:

,

其中，X代表經(jīng)濟(jì)增長，Y代表政府支出，Z代表私人投資。

上述模型是一種結(jié)構(gòu)式經(jīng)濟(jì)模型，引入了變量之間的作用和反饋?zhàn)饔?。其中，bij表示第j個變量的單位變化對第i個變量的即時作用；γij、λij、ηij表示第j個變量的滯后變量對第i個變量的滯后影響；ut為結(jié)構(gòu)式擾動項，表示作用在各個變量上的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，ut～VWM（0k，Ik）。

雖然u1t、u2t、u3t是單純出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長、政府支出和私人投資中的隨機(jī)沖擊，但如果b21、b31≠0，則作用在經(jīng)濟(jì)增長上的隨機(jī)沖擊u1t通過對經(jīng)濟(jì)增長的影響，能夠及時傳到政府支出和私人投資上，這是一種間接的即時影響；同樣，如果b12、b32≠0，則作用在政府支出上的隨機(jī)沖擊u2t通過對政府支出的影響，會及時傳到經(jīng)濟(jì)增長和私人投資，對其產(chǎn)生間接的即時影響；如果b13、b23≠0，則作用在私人投資上的隨機(jī)沖擊u3t也可以對經(jīng)濟(jì)增長和政府支出產(chǎn)生間接的即時影響。

1.2 模型的識別

在經(jīng)濟(jì)模型的結(jié)構(gòu)式和簡化式之間進(jìn)行轉(zhuǎn)化時，會遇到模型的識別問題。對于k元p階SVAR模型，需要對結(jié)構(gòu)式施加k（k-1）/2個限制條件才能估計出結(jié)構(gòu)式模型的參數(shù)。二元SVAR模型中k=2，只需施加1個約束條件就能識別出結(jié)構(gòu)沖擊，因此根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論我們假設(shè)：（1）實(shí)際GDP不影響同期政府支出，即b21=0。對于三元SVAR模型k=3，需要施加3個約束條件才能識別出結(jié)構(gòu)沖擊，因此我們在二元SVAR模型假設(shè)的基礎(chǔ)上，再作兩個假設(shè)：（2）實(shí)際GDP不影響同期私人投資，即b31=0；（3）私人投資不影響同期政府支出，即b23=0。在第一個假設(shè)成立的情況下，二元SVAR模型是恰好識別的；在三個假設(shè)都成立的情況下，三元SVAR模型也是恰好識別的。

2 實(shí)證檢驗及分析

在實(shí)證研究中，我們用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示經(jīng)濟(jì)增長，用財政支出表示政府支出，用全社會固定資產(chǎn)投資總額扣除其中的國有經(jīng)濟(jì)投資后的余額作為私人投資的代理變量。各變量均經(jīng)過GDP平減指數(shù)折算成實(shí)際值后再取對數(shù)，取對數(shù)后的序列分別表示為LGP、LGE和LPI。所用數(shù)據(jù)均來源于《改革發(fā)展跨越——揚(yáng)州改革開放30年資料匯編》和《揚(yáng)州市統(tǒng)計年鑒》（1998～2008），部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)相關(guān)資料進(jìn)行了推算；數(shù)據(jù)期間為1978～2007年。

2.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整檢驗

由于所用數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，所以在進(jìn)行實(shí)證分析之前，需要檢驗時間序列的平穩(wěn)性。采用含有時間趨勢項和截距項的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗（見表1）表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值（LGP）、政府支出（LGE）和私人投資（LPI）均為非平穩(wěn)序列，而其一階差分均為平穩(wěn)序列，因此可以用作回歸分析。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

對于三者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，我們選擇含有線性趨勢和截距項的協(xié)整方程進(jìn)行JJ協(xié)整檢驗，最佳滯后階數(shù)依據(jù)LR和SC準(zhǔn)則選擇3。檢驗結(jié)果（見表2）表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值、政府支出和私人投資在5%的顯著性水平上存在1個協(xié)整關(guān)系，即三者之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2 變量的協(xié)整檢驗結(jié)果

2.2 模型的檢驗

SVAR模型必須通過一定的檢驗才能保證其結(jié)果是有效的，檢驗內(nèi)容通常包括穩(wěn)定性檢驗、自相關(guān)檢驗、異方差檢驗和正態(tài)性檢驗等。模型的穩(wěn)定性檢驗結(jié)果表明，兩個模型的所有單位根的模都小于1，因此模型滿足穩(wěn)定性條件。殘差序列的自相關(guān)檢驗結(jié)果（見表3）表明，兩個模型的滯后四期的LM統(tǒng)計量的相伴概率均顯著大于0.10，故兩模型均不存在序列自相關(guān)。White異方差（無交叉項）檢驗結(jié)果（見表4）顯示，二元SVAR模型的χ2值=37.628 5，相應(yīng)P值=0.663 2；三元SVAR模型的χ2值=113.049 8，相應(yīng)P值=0.350 6，故兩模型均不存在異方差。聯(lián)合正態(tài)性檢驗結(jié)果（見表4）顯示，二元SVAR模型的Jarque-Bera值=5.221 1，相應(yīng)P值=0.265 4；三元SVAR模型的Jarque-Bera值=21.898 2，相應(yīng)P值=0.641 6，故兩模型均符合正態(tài)分布。因此，本文所建模型穩(wěn)定且不存在設(shè)定偏差，根據(jù)模型得出的因果關(guān)系和脈沖響應(yīng)是穩(wěn)健、可靠的。

表3 模型的殘差序列自相關(guān)檢驗結(jié)果

表4 模型的異方差和聯(lián)合正態(tài)性檢驗結(jié)果

2.3 脈沖響應(yīng)分析

由于VAR模型是一種非理論性模型，無需對變量作任何先驗性約束，所以在分析VAR模型時，往往不分析一個變量的變化對另一個變量的影響如何，而是分析當(dāng)一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響，即脈沖響應(yīng)函數(shù)方法（IRF）。

2.3.1 GDP對政府支出沖擊的響應(yīng)

圖1和圖2中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：的時候增長0.053個百分點(diǎn)。這些結(jié)果表明，雖然短期內(nèi)政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)的，但在中長期會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正影響。

比較兩個模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以發(fā)現(xiàn)：

第一，雖然第一期的政府支出沖擊均會對GDP產(chǎn)生負(fù)影響，但在二元SVAR模型中的負(fù)影響要大于三元SVAR模型中的負(fù)影響，說明政府支出通過私人投資機(jī)制減緩了對經(jīng)濟(jì)增長的短期不利影響。第二，考慮了私人投資的政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響相對較大，最高時達(dá)到0.053；而不考慮私人投資的政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響相對較小，最高時也只有-0.017。第三，考慮私人投資的政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響是長期的正向影響，而不考慮私人投資的政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響是短期的負(fù)向影響。因此，我們可以得出結(jié)論：政府支出的間接作用大于其直接作用，政府支出的長期有利影響勝過其短期不利影響；私人投資機(jī)制是政府支出影響經(jīng)濟(jì)增長的主要渠道之一。同時，我們還可以做出以下推論：政府支出對私人投資主要是“擠入效應(yīng)”。這一點(diǎn)可以從私人投資對政府支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)中得到證實(shí)。

圖1 二元SVAR模型中GDP對一單位結(jié)構(gòu)新息的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 三元SVAR模型中GDP對一單位結(jié)構(gòu)新息的脈沖響應(yīng)函數(shù)

2.3.2 私人投資對政府支出沖擊的響應(yīng)

圖3中橫軸仍表示沖擊作用的滯后期數(shù)，縱軸表示私人投資的增長率。Shock1表示私人投資對GDP沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，Shock2表示私人投資對政府支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，Shock3表示私人投資對自身沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。

從圖3中可以看出，政府支出對私人投資的影響在第一期為0.113，說明政府支出增加1個百分點(diǎn)，可以帶動私人投資增長0.113個百分點(diǎn)；從第二期開始，政府支出的影響有所下降，到第三期降至最低的0.084；在第四期又迅速升至0.165，此后在0.14左右波動?？梢姡С鰧λ饺送顿Y的短期沖擊小、中長期沖擊大，且影響一直為正，說明政府支出對私人投資產(chǎn)生的是“擠入效應(yīng)”。

2.4 方差分解分析

方差分解是通過分析每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個隨機(jī)擾動的相對重要性的信息。

圖3 三元SVAR模型中私人投資對一單位結(jié)構(gòu)新息的脈沖響應(yīng)函數(shù)

在二元SVAR模型的方差分解結(jié)果中（見表5），政府支出對GDP的貢獻(xiàn)在第一期為32.58%，是各期中最大的，說明政府支出對GDP的短期貢獻(xiàn)較大；之后逐漸下降到第四期的9.55%，從第五期開始貢獻(xiàn)率又逐漸上升并基本穩(wěn)定在13%左右。相對于第一期的貢獻(xiàn)而言，13%這一數(shù)值仍較小，說明政府支出對GDP的直接貢獻(xiàn)在長期中并不大。

在三元SVAR模型的方差分解結(jié)果中（見表5），政府支出對GDP的貢獻(xiàn)在第一期為13.59%，是三個變量中最低的；在第二期降至6.45%，是各期中最小的，說明政府支出沖擊對GDP的短期貢獻(xiàn)較小。但從第三期開始，政府支出的貢獻(xiàn)率逐漸增長：在第六期時達(dá)到29.21%，超過私人投資的貢獻(xiàn)率22.28%，成為對GDP貢獻(xiàn)第二大的因素；在第九期時達(dá)到43.14%，超過GDP自身的貢獻(xiàn)率39.27%，成為對GDP貢獻(xiàn)最大的因素。這說明政府支出對GDP的間接作用在中長期是顯著的。

比較兩個模型的方差分解結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在不考慮私人投資的情況下，政府支出對GDP的貢獻(xiàn)率短期內(nèi)較大，長期中則較小。而在考慮私人投資的情況下，政府支出對GDP的貢獻(xiàn)率短期內(nèi)較小，長期中則較大。這說明政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的直接作用是短期的，而對經(jīng)濟(jì)增長的間接作用則是長期的，并且其間接貢獻(xiàn)遠(yuǎn)超過直接貢獻(xiàn)。

由于私人投資是政府支出影響經(jīng)濟(jì)增長的一個重要傳導(dǎo)機(jī)制，因此，政府支出對私人投資的貢獻(xiàn)與政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響密切相關(guān)。從私人投資的方差分解表中看來，政府支出對私人投資的貢獻(xiàn)率在前三期均小于私人投資本身的貢獻(xiàn)率，但相差并不大，意味著政府支出對私人投資的短期影響雖不是最大但仍很重要。從第四期開始，政府支出的貢獻(xiàn)率達(dá)到49.74%，超過私人投資本身的貢獻(xiàn)率31.02%，成為對私人投資影響最大的因素。說明政府支出對私人投資的長期影響非常顯著。

表5 關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的方差分解結(jié)果

3 結(jié)論及對策建議

通過建立二元和三元SVAR模型，本文實(shí)證檢驗了市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)沖擊效應(yīng)，結(jié)果表明：

（1）市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長有明顯的動態(tài)沖擊效應(yīng)，且短期內(nèi)為負(fù)、長期內(nèi)為正；考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的短期負(fù)效應(yīng)小于不考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的短期負(fù)效應(yīng)，說明私人投資作為中介傳導(dǎo)機(jī)制，緩解了政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的直接的負(fù)面影響。

（2）市級政府支出對市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的間接貢獻(xiàn)大于直接貢獻(xiàn)，長期有利影響勝過短期不利影響。具體而言，考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是長期的、正向的，不考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是短期的、負(fù)向的；考慮私人投資時政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的相對貢獻(xiàn)率明顯高于不考慮私人投資時的貢獻(xiàn)率。這說明政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的正面影響主要是通過政府支出對私人投資的引致作用而實(shí)現(xiàn)的。

因此，各市政府應(yīng)該摒棄企圖單純通過擴(kuò)大政府支出規(guī)模來實(shí)現(xiàn)市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的思想，更不能將政府支出增加和經(jīng)濟(jì)增長劃等號，當(dāng)然也不能認(rèn)為政府支出與否、支出多少對市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長沒有影響，從而不重視政府支出的科學(xué)規(guī)劃。相反，由于政府支出對私人投資存在“擠入”效應(yīng)，且基于這種效應(yīng)而對長期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正面影響，所以各市政府應(yīng)該合理調(diào)整政府支出結(jié)構(gòu)，著重發(fā)展那些有利于帶動私人投資的政府支出：如有助于物質(zhì)資本積累的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出、有助于人力資本積累的科教文衛(wèi)支出和其他公共服務(wù)支出等等。通過這些中介傳導(dǎo)機(jī)制，政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的短期負(fù)效應(yīng)將逐漸減小，長期正效應(yīng)將逐漸增加，市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性也將進(jìn)一步增強(qiáng)。當(dāng)然，任何政府支出的規(guī)模都必須適度，否則因政府支出增加而擠出私人投資，將對市區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生長遠(yuǎn)的不利影響。

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