周國富，蘭宇寧

（天津財經大學 統(tǒng)計系，天津 300222）

隨著近年來我國通貨膨脹形勢的日趨嚴峻，許多人對此開始持懷疑態(tài)度，認為正是多年來的積極財政政策和政府龐大的支出計劃導致了今天嚴重的通貨膨脹。退一步說，如果承認政府支出的增加仍然對促進經濟持續(xù)增長發(fā)揮了積極作用，那么政府支出又是通過何種途徑促進經濟增長的？特別地，政府支出的增加是否促進了經濟增長方式的轉變？顯然，如果政府支出對內需的拉動不是通過刺激居民消費實現(xiàn)的，那么政府龐大的支出計劃就難以發(fā)揮預期的效果，這種經濟增長也難以持久。因此，將居民消費作為介于政府支出與經濟增長之間的一個核心環(huán)節(jié)來考慮，探討和研究三者之間的關系，以此為財政支出結構的優(yōu)化提出一些方向性的思路和建議，實現(xiàn)經濟的持續(xù)平穩(wěn)增長，是一個重要的研究課題。本文將在現(xiàn)有文獻的基礎上，運用我國省際面板數(shù)據(jù)，深入分析我國政府支出、居民消費與經濟增長三者之間的關系，進而探討通過財政支出結構的優(yōu)化刺激居民消費增長的有效途徑，以此實現(xiàn)經濟增長方式的轉變。為避免偽回歸，使分析結論更為可靠，在分析中我們將先對省際面板數(shù)據(jù)進行面板單位根檢驗和協(xié)整分析，然后對存在協(xié)整關系的變量建立面板數(shù)據(jù)模型，最終得到我們的實證分析結論。

1 模型設定和數(shù)據(jù)說明

1.1 模型設定

為了檢驗我國政府支出、居民消費和經濟增長三者之間的關系，我們選取人均國內生產總值（用GDP表示）、人均政府支出（用GS表示）和人均居民消費（用RC表示）等三個變量，首先設定了如下四個模型：

模型1：lnGDPit=αi+βilnGSit+γilnRCit+eit

模型2：lnGDPit=αi+βilnGSit+eit

模型3：lnGDPit=αi+βilnRCit+eit

模型4：lnRCit=αi+βilnGSit+eit

其中，模型1用來分析政府支出、居民消費和經濟增長三者之間是否存在協(xié)整關系，模型2和3分別用來檢驗政府支出、居民消費各自對經濟增長的作用，而模型4則用來說明政府支出與居民消費之間的關系。顯然，如果政府支出是通過刺激居民消費進而拉動經濟增長的，那么可以預期上述四個模型中的系數(shù)βi、γi均應該顯著為正。

1.2 數(shù)據(jù)說明

本文采用1995～2008年我國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)。其中，人均國內生產總值采用各省區(qū)的生產總值與相應地區(qū)的年平均人口數(shù)之比來衡量，并用各省區(qū)相應年份的GDP價格指數(shù)進行了價格調整；人均政府支出用各省區(qū)財政支出與其年平均人口數(shù)的比值計算得到，并使用各地區(qū)相應年份的商品零售價格指數(shù)進行了調整；人均居民消費由城鎮(zhèn)居民家庭人均全年消費支出和農村居民家庭人均全年生活消費支出加權平均得到，權數(shù)為城鎮(zhèn)和農村人口比重。此外，城鎮(zhèn)居民家庭人均全年消費支出和農村居民家庭人均全年生活消費支出分別用城市居民消費價格指數(shù)和農村居民消費價格指數(shù)進行了調整。以上所用到的價格指數(shù)均已轉換為以1995年為基期。實際建模時，所有變量都取成了對數(shù)形式。

2 實證分析

2.1 面板單位根檢驗

由于面板數(shù)據(jù)模型研究的是跨截面的時間序列問題，也面臨著時間序列的非穩(wěn)定問題，因此，在建立面板數(shù)據(jù)模型之前需要對變量進行單位根檢驗和協(xié)整分析從而避免偽回歸。面板單位根檢驗方法有別于時間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗，主要分為兩類：一是相同根的檢驗方法，如LLC檢驗、Hadri檢驗和Breitung檢驗；二是不同根的檢驗方法，如IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗。本文采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗方法進行單位根檢驗（見表1）。原假設為變量含有單位根，表中括號內給出了相應的檢驗統(tǒng)計量的雙尾概率，即P值。各變量的檢驗形式根據(jù)其圖形確定，滯后階數(shù)采用Schwarz信息準則自動選取。

表1 面板單位根檢驗

表1的檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，lnGDP、lnGS和lnRC的檢驗統(tǒng)計量均不顯著，即不能拒絕存在單位根的原假設；而lnGDP、lnGS和lnRC的一階差分變量在1%的顯著性水平下則均拒絕了原假設。這說明，四個檢驗統(tǒng)計量均表明變量lnGDP、lnGS和lnRC是一階單整過程。因此，在建立面板數(shù)據(jù)模型之前，有必要進一步檢驗它們之間是否存在協(xié)整關系。

2.2 面板協(xié)整檢驗

面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法可以分為兩大類：一類是建立在Engle-Granger兩步法檢驗基礎上的面板協(xié)整檢驗，具體方法主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗。Pedroni（2003）在原假設是動態(tài)多元面板回歸中沒有協(xié)整關系的條件下給出了7個Panel Data的協(xié)整統(tǒng)計量，其中4個用聯(lián)合組內尺度描述，即panel v-stat、panel rho-stat、panel pp-stat以及panel ADF-stat；另外3個用組間尺度來描述，即group rho-stat、group pp-stat和 group ADF-stat。Kao檢驗是 Kao（1999）、Kao and Chiang（2000）利用推廣的DF和ADF檢驗提出的一種面板協(xié)整檢驗方法，其構建統(tǒng)計量的基礎是靜態(tài)面板回歸的殘差。另一類是建立在Johansen協(xié)整檢驗基礎上的面板協(xié)整檢驗。本文主要采用前一類，即Pedroni和Kao提出的面板協(xié)整檢驗方法，對模型1～4的四組變量進行協(xié)整檢驗（見表2），滯后階數(shù)由Schwarz信息準則確定。其中，各檢驗的原假設都表示不存在協(xié)整關系。

表2 Kao檢驗和Pedroni檢驗結果

表2的檢驗結果表明：對于模型1～3，Pedroni檢驗的大部分統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，只有Panel rho和Group rho這兩個檢驗不能說明存在協(xié)整關系（對于模型2，Group PP統(tǒng)計量也沒有通過檢驗）。但是，根據(jù)Pedroni（1999），在小樣本情形，Panel ADF-stat和group ADF-stat的檢驗效果最好，Panel v-stat和group rho-stat檢驗效果最差。當各檢驗統(tǒng)計量的結果出現(xiàn)矛盾時，通常前兩個統(tǒng)計量更具有說服力。同時，Kao檢驗的ADF統(tǒng)計量也在1%的顯著性水平下拒絕了原假設。因此，可以認為在政府支出、居民消費和經濟增長（lnGS、lnRC和lnGDP）之間，政府支出和經濟增長（lnGDP和lnGS）之間，以及居民消費和經濟增長（lnGDP和lnRC）之間均存在長期的協(xié)整關系。而對于模型4來說，Pedroni檢驗的七個統(tǒng)計量均無法拒絕原假設，即政府支出與居民消費（lnGS和lnRC）之間不存在長期的協(xié)整關系。

2.3 面板數(shù)據(jù)模型

既然模型1～3所代表的變量之間存在長期的協(xié)整關系，而模型4中的兩個變量之間不存在長期的協(xié)整關系，下面，我們僅對模型1～3進行估計。

2.3.1 模型的選擇

面板數(shù)據(jù)模型的形式有三種：混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型。如果模型形式設定不正確，估計結果將與所要模擬的經濟現(xiàn)實偏離甚遠。因此，建立面板數(shù)據(jù)模型之前，還需要檢驗樣本數(shù)據(jù)究竟符合那種模型形式。經常使用的檢驗是協(xié)方差分析檢驗。經檢驗（過程從略），模型1、模型2和模型3均應采用變系數(shù)模型的形式。

2.3.2 模型的估計

根據(jù)上述模型設定的檢驗，用Eviews6.0估計得到變系數(shù)的面板數(shù)據(jù)模型，結果如表3所示（各省區(qū)的變截距不是本文關注的重點，故這里從略）。

表3中，三個模型的系數(shù)（βi和γi）幾乎全部為正數(shù)，并且t檢驗統(tǒng)計量的值都相對較大，系數(shù)估計的顯著性水平較高。由此，我們可以認為，在政府支出、居民消費和經濟增長三者之間，政府支出和經濟增長之間，以及居民消費和經濟增長之間均存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，并且政府支出和居民消費的增加都對經濟增長產生了正效應。但是，前文關于模型4的面板協(xié)整檢驗結果告訴我們，政府支出與居民消費之間并不存在長期的協(xié)整關系。這說明，政府支出對于經濟增長的促進作用并不是通過帶動居民消費來發(fā)揮效應的。

3 結論及政策含義

通過對變量進行面板協(xié)整檢驗，然后對具有協(xié)整關系的變量建立面板數(shù)據(jù)模型，我們分析了政府支出、居民消費和經濟增長之間的內在聯(lián)系。下面，我們依據(jù)本文的實證分析結果，對三者之間的相互作用以及財政政策發(fā)揮作用的傳導機制作進一步的分析，并據(jù)此給出相應的政策含義。

表3 面板數(shù)據(jù)模型估計結果

首先，政府支出的增加在一定程度上可以促進經濟的增長。這一結論與我國的現(xiàn)實情況是相符合的。財政政策作為中央進行宏觀調控的主要手段之一，在我國經濟增長的歷史實踐中發(fā)揮了相當重要的作用，而政府支出作為財政政策的主要手段之一，其作用最直接。政府支出可以通過多種途徑對經濟增長產生影響。如，通過增加經濟建設支出，能夠增強企業(yè)的信心，促進社會投資和就業(yè)的增加；通過增加醫(yī)療、文化和教育等方面的支出，能夠改善社會的消費環(huán)境，積蓄社會發(fā)展?jié)摿?；通過增加社會保障等轉移性支出，能夠提高居民的福利和消費能力，從而促進經濟增長。總之，政府支出對經濟增長的正效應在我國是比較顯著的。但是，這種效應從長久來看是否穩(wěn)定并呈現(xiàn)良性循環(huán)，依賴于其作用的機制。這需要進一步考慮政府支出的結構以及政府支出對經濟增長的傳導機制。

其次，盡管長期以來我國存在消費需求不足的問題，但是數(shù)據(jù)表明，九十年代中期以來居民消費仍對我國的經濟增長產生了顯著的正效應。這說明，盡管我國傳統(tǒng)的經濟增長模式以高出口、高投資和低消費為特征，但居民消費仍是推動我國經濟增長的最終動力，要保持經濟的穩(wěn)定增長，擴大居民消費至關重要。為此，針對我國居民出于就業(yè)、住房和醫(yī)療等方面的壓力不敢消費的現(xiàn)狀，政府一方面應通過擴大轉移性支出，直接增加居民的收入；另一方面應通過興辦一批民生工程，改善居民的消費環(huán)境，放松其消費約束，從而刺激居民的消費需求。

再次，政府支出與居民消費之間不存在長期的穩(wěn)定關系。這說明從我國目前的情況來看，政府支出對經濟的拉動并不是通過帶動居民消費實現(xiàn)的。究其原因，這與我國目前的政府支出結構有關。政府支出可以分為生產性支出、消費性支出兩個部分，盡管國內外的學者對于政府支出與居民消費的關系有著諸多不同的看法和結論，但幾乎所有研究都認為，政府的教育、醫(yī)療、社會保障等消費性支出能夠對居民消費產生直接的促進作用；而政府生產性支出（如大規(guī)模的基礎設施建設）雖然能夠在一定程度上帶動相關行業(yè)的發(fā)展，使經濟呈現(xiàn)增長的跡象，但投資過熱、重復建設問題容易導致投資效率低下，從而引起財富的流失和對居民消費需求擠入效應的失效。

本文的分析表明，僅僅將龐大的政府支出視為刺激經濟增長的“強心劑”，并依靠其解決內需不足的問題，具有一定的局限性。在實施積極的財政政策時，應當優(yōu)化財政支出的結構，盡可能發(fā)揮政府支出對居民消費的擠入效應，才能使政府支出的宏觀調控功能得到有效的發(fā)揮。

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