[摘 要]本文使用了2001-2013年中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)地方GDP與當?shù)卣С黾癋DI之間存在顯著的正相關(guān)性。實證結(jié)果顯示如果當?shù)卣С鲈黾?%，地方GDP將增加0.12%。如果FDI的比例增加1%，當?shù)氐漠a(chǎn)出會增加9%。

[關(guān)鍵詞]政府支出；FDI；產(chǎn)出；地方經(jīng)濟

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.24.078

[中圖分類號]F224；F812.45；F127 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0194（2016）24-0-02

1 背景介紹

學術(shù)界很多關(guān)于政府支出對經(jīng)濟增長的影響及外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響的研究。Egbetunde Fasanya用尼日利亞的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)政府支出與經(jīng)濟增長之間存在負相關(guān)的關(guān)系。但Quirino Nunes卻發(fā)現(xiàn)在歐洲國家，政府投資與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。Ran研究了外商直接投資對中國經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響是正相關(guān)的。然而卻很少有論文同時研究政府支出與外商直接投資對經(jīng)濟增長的影響。

本文的目的是研究地方政府支出與外商直接投資對地方政府經(jīng)濟增長的影響。本篇論文選取2001年到2013年29個不同省份的面板數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。結(jié)論顯示出地方政府支出與地方經(jīng)濟增長之間的顯著正相關(guān)性。除此之外，如果考慮政府支出與外商直接投資的作用時，外商直接投資的作用依然是正相關(guān)的。

本文結(jié)構(gòu)如下：第二部分闡述了運用的理論及實證模型；第三部分詳細地描述了文章的數(shù)據(jù)情況；第四部分是實證結(jié)果；最后一部分是結(jié)論及未來可能的研究方向。

2 財政政策與經(jīng)濟增長率的關(guān)系模型

經(jīng)濟學家們對財政政策與經(jīng)濟增長率之間關(guān)系的持續(xù)研究了幾十年的時間。內(nèi)生增長理論認為財政政策能夠影響一個國家的經(jīng)濟增長。Barro將政府支出加入到生產(chǎn)方程中。Ran將外商直接投資加入到了生產(chǎn)方程的影響因素當中。

綜合這些理論，可以得出以下生產(chǎn)模型。

Yr=ArKrαLrβGrγ（r=1，2，3，…，29）

這里Y指GDP，K指資本，L指勞動力，G指政府支出，r代表省份，A指的是技術(shù)，其具體定義如下。

Ar=A0exp（aFr）

這里F是指外商直接投資占該地區(qū)總投資的比重。

為了估計政府支出與外商直接投資的影響，可以建立如下計量模型。

lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t

在這個方程中，系數(shù)β3衡量的是政府支出對產(chǎn)出的影響，可以期望它的值為正。F是當?shù)赝馍讨苯油顿Y額與當?shù)乜偣潭ㄙY產(chǎn)投資額的比例。因此β4衡量的是外商直接投資對產(chǎn)出的影響。指標SCH是當?shù)馗叩仍盒．厴I(yè)生占當?shù)厝丝诘谋壤懋數(shù)氐娜肆Y本投資情況。β5的期望值為正。

3 各省份的GDP與勞動力（L）的數(shù)據(jù)描述

從國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上獲得各省份的GDP與勞動力（L）的數(shù)據(jù)。政府支出和SCH的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年報》。外商投資的數(shù)據(jù)來自CEInet statistics database。資本K是根據(jù)Zhang Jun的方法計算的。表1顯示了數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征。這里包括29個省份，由于數(shù)據(jù)缺乏，排除了四川和西藏。

4 實證結(jié)果

4.1 面板數(shù)據(jù)最小二乘法回歸結(jié)果

這部分結(jié)果主要是運用EViews軟件得出的。首先，將面板數(shù)據(jù)整體進行最小二乘法回歸，模型如下：

lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t

實證結(jié)果如下：

lnYr，t=3.74+0.27lnKr，t+0.62lnLr，t+0.13lnGr，t+0.15Fr，t-51.63SCHr，t（1）

t=（5.78） （5.77） （12.39） （15.29） （7.43） （-2.60）

R-squared=0.7424 Adjusted R-squared=0.7387 D-W=0.5894

從回歸結(jié)果中，可以看出除了代表人力資本的變量SCH之外，所有的系數(shù)都是顯著的且其符號與預(yù)期的相同。理論上來講，產(chǎn)出與人力資本之間的變量應(yīng)該是正相關(guān)的，但是這里的初步回歸結(jié)果卻是負相關(guān)的，這有點出乎意料。

然后對SCH這一變量做了一個冗余變量測試（redundant variable test）。結(jié)果顯示它是一個冗余變量。因此可以將這一變量從回歸方程中舍去。新的回歸方程如下：

lnYr，t=C+β1lnKr，t+β2lnLr，t+β3lnGr，t+β4Fr，t+β5SCHr，t+ξr，t

再次用新的回歸方程做了回歸，結(jié)果如下：

lnYr，t=3.16+0.19lnKr，t+0.67lnLr，t+0.14lnGr，t+1.13Fr，t（2）

t=（5.16） （5.33） （14.93） （16.60） （7.21）

R-squared=0.737 Adjusted R-squared=0.734 D-W=0.5760

4.2 檢驗

4.2.1 拉姆齊檢驗

為了檢驗回歸方程中沒有遺漏的變量，可以對數(shù)據(jù)做Ramsey檢驗，結(jié)果如表2所示。從方程（2）的回歸結(jié)果中，可以得到RSSr=98.963 80。從表2中，可以得到RSSur=97.512 71。因此：

F3， 340， 5%=2.60，因此不能拒絕原假設(shè)，即適應(yīng)變量的系數(shù)為零的假設(shè)。這個結(jié)論顯示回歸方程（2）中的變量是足夠解釋因變量的。

4.2.2 冗余變量檢驗

接下來可以對每一個變量做冗余變量檢驗，看這些變量是否是必要的。結(jié)果如表3所示。從表3的結(jié)果中，可以看出所有使用的自變量都不是冗余變量。

4.3 共線性檢驗

為了檢驗變量當中是否存在共線性的問題，可以對變量做一個VIF檢驗。表4顯示了各個變量之間的相關(guān)系數(shù)。

從表4中可以看出，各個因變量之間的相關(guān)系數(shù)并不高。但是為了以防萬一，還是要做VIF檢驗。從表4中可以看出有可能存在問題的是Ln（K）?？梢宰鱿旅娴幕貧w：

ln（Kr，t）=C+α1ln（Lr，t）+α2ln（Gr，t）+α3Fr，t+ξr，t（3）

結(jié)果如下：

ln（Kr，t）=-4.467+0.812ln（Lr，t）+0.095ln（Gr，t）+1.142Fr，t

t=（-4.9161） （15.0550） （-8.06944） （4.9205）

R-squared=0.440 292 Adjusted R-squared=0.435 411 D-W=0.123 3

這個數(shù)字并不高，因此可以認為因變量之間不存在共線性問題。

5 結(jié) 語

用2001年到2013年中國29個省份的面板數(shù)據(jù)，從實證上檢驗了政府支出、外商直接投資對地方產(chǎn)出的影響。實證結(jié)果顯示當考慮外商直接投資的影響時，政府支出對地方產(chǎn)出的影響依然是正相關(guān)的。同時，外商直接投資對產(chǎn)出的影響也是正相關(guān)的。因此可以認為在考慮外商直接投資的影響時，政府消費對經(jīng)濟增長的影響是正相關(guān)的。本文的結(jié)果表明政府支出與外商直接投資對產(chǎn)出的影響都是正相關(guān)的。這意味著外商直接投資依然是技術(shù)革新的一個主要源泉。它確實可以給我國帶來具有創(chuàng)新性的知識，可以產(chǎn)生溢出效應(yīng)。除此之外，對比實物資本和勞動力，資本的邊際生產(chǎn)力要大于勞動力。同時，考慮資本與勞動力的邊際生產(chǎn)力之差，政府支出應(yīng)該更多地投資于資本。

盡管政府支出作為經(jīng)濟增長的刺激作用在本文中得到了驗證，但政府支出的不同構(gòu)成部分對經(jīng)濟增長的影響也是不同的。進一步的研究可以將政府支出進行詳細地分類，如教育、基礎(chǔ)設(shè)施、健康醫(yī)療等，分別檢驗各個不同的組成部分對經(jīng)濟增長的影響。

主要參考文獻

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