張汗青

（銅陵學(xué)院，安徽 銅陵 244000）

十八大以后，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段。而隨著時(shí)代的進(jìn)步，經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，地方財(cái)政預(yù)算支出對我國市場經(jīng)濟(jì)體制、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面扮演著重要的角色。然而，我國財(cái)政支出也隨之逐漸擴(kuò)大，因此，分析和研究影響我國財(cái)政支出的因素有利于優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，努力做到“精細(xì)化”使用，是財(cái)政效果“最大化”。

財(cái)政支出一直是公共財(cái)政領(lǐng)域的一個(gè)重要研究議題。一些學(xué)者研究了財(cái)政支出與宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，如羅文寶(2015)[2]、湯瑞豐(2011)[4]，最優(yōu)財(cái)政規(guī)模理論模型的提出如王翠琴 (2018)[1]、殷強(qiáng)(2014)[3]等都對財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行的深入研究。還有一部分學(xué)者研究了財(cái)政支出與社會變量之間的關(guān)系，如財(cái)政支出與社會福利(孫榮,2011)[5],財(cái)政支出與行政管理費(fèi)用之間的關(guān)系(江克忠，2011）[6]等。

本文在借鑒已有研究成果的基礎(chǔ)上，通過計(jì)量模型進(jìn)一步分析影響我國地方財(cái)政支出的因素。

1 實(shí)證分析

1.1 變量選擇及定義

根據(jù)以往的研究成果，本文從宏觀經(jīng)濟(jì)、消費(fèi)水平、就業(yè)狀況以及勞動(dòng)力供給這四個(gè)方面進(jìn)行研究，具體選擇的代理變量如表1所示：

表1 變量選擇及定義

1.2 模型設(shè)定

通過繪制因變量與各自變量之間的散點(diǎn)關(guān)系圖來分析判斷因變量與自變量之間的關(guān)系。具體見圖1所示;

圖1 各自變量與因變量之間的關(guān)系

從圖1可以看到，x1,x2與y之間的線性關(guān)系非常明顯，x3者并不明顯，x4也表現(xiàn)出較高的線性關(guān)系。因此，綜合考慮，本文建立多元線性模型。為降低模型的異方差性，文章將各變量取對數(shù)處理。具體模型形式如下：

其中，εt為隨機(jī)誤差。βi為第i個(gè)自變量的參數(shù)估計(jì)值(i=1,2,3,4)。

利用Eviews10.0進(jìn)行模擬，初步結(jié)果如表2所示：

表2 模型初步模擬結(jié)果

通過表2可以得到模型結(jié)果為：

從初步模擬結(jié)果看，R方為0.992952，非常接近1說明擬合效果非常好，但是，從各系數(shù)回歸結(jié)果看，除x2外，其余變量的符號與預(yù)期相違背，因此綜合判斷變量間存在多重共線性問題。

1.3 多重共線性檢驗(yàn)及修正

下面利用VIF(方差擴(kuò)大因子)進(jìn)行具體檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示：

表3 VIF檢驗(yàn)結(jié)果

從VIF可以看到，除x3外，其余變量的VIF值均遠(yuǎn)大于10，說明模型間存在十分明顯的多重共線性問題。下面以x3為基礎(chǔ)變量，通過逐步回歸法進(jìn)行修正。具體步驟如下：

表4 單個(gè)變量的逐步回歸結(jié)果

從擬合優(yōu)度看，最高的為model 2，但是x3的回歸系數(shù)并不符合預(yù)期，因此舍去。比較剩下的情況發(fā)現(xiàn)，model 1為最優(yōu)的模型，且系數(shù)的符合也符合預(yù)期。因此選擇x1，x3，下表5為以x1,x3為基礎(chǔ)變量，再次進(jìn)行逐步回歸，結(jié)果如下：

表5 以x1,x3為基礎(chǔ)的擬合優(yōu)度結(jié)果

通過擬合優(yōu)度對比可以發(fā)現(xiàn)，x1,x2,x3的擬合值最高，但是x3的回歸系數(shù)為0.527956大于0，與預(yù)期不符，因此舍去。而x1,x3,x4的回歸結(jié)果中x3的系數(shù)同樣為正，也不符合預(yù)期，因此舍去。

于是得到模型表達(dá)式為：

ln yt=-5.271003+1.28465lnx1t-0.137524ln x3t

T=（-17.01637）(30.09335)(-0.540313)

R2=0.990442 F=1398.958 DW=0.245696

1.4 異方差檢驗(yàn)及修正

利用EWiews軟件，用Y對 X1、X3作White檢驗(yàn),即出現(xiàn)結(jié)果如下：

根據(jù)表6可以看出，nR2=20.89074，由White檢驗(yàn)可知，在給定α=0.05下，查分布表得臨界值，比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=20.89074＞X0.052(5)=11.0705 拒絕原假設(shè) H0，則表明模型存在異方差。

表6 修正前white檢驗(yàn)結(jié)果

利用加權(quán)最小二乘法進(jìn)行修正，以殘差的倒數(shù)作為權(quán)重，進(jìn)行修正，即1/(resid)。修正后的White檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表7 修正后的white檢驗(yàn)結(jié)果

從修正后的檢驗(yàn)結(jié)果看，nR2=4.699502，由White檢驗(yàn)可知，在給定α=0.05下，查分布表得臨界值，比較計(jì)算的統(tǒng)計(jì)量與臨界值，因?yàn)閚R2=4.69902＜x0.052(5)=11.0705接受原假設(shè) H0，則表明模型不存在異方差。

于是得到修正后的模型為：

ln yt=-5.108903+1.291809ln x1t-0.30274 ln x3t

T=(-34.70004)(95.33956) (-3.093062)

R2=0.998873 F=6206.747 DW=0.767074

1.5 自相關(guān)檢驗(yàn)及修正

利用DW檢驗(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)，DW檢驗(yàn)準(zhǔn)則如下表8所示：

表8 DW檢驗(yàn)決策規(guī)則

根據(jù)上表DW檢驗(yàn)法則和經(jīng)過異方差修正后的模型得知DW=0.767074，對樣本容量n=30，解釋變量數(shù)目k＇=2，在給定α=0.05顯著水平下，查DW分布表，可以得到臨界值dL=1.284和dU=1.576，依照表5中DW決策檢驗(yàn)規(guī)則，可知0≤DW≤dL（0≤DW≤1.284）,顯然模型中存在正相關(guān)。

利用廣義差分法 (科克倫-奧克特迭代法)進(jìn)行修正。具體步驟為：構(gòu)建殘差與滯后一階的回歸模型，即 et=ρet－1＋μt。

以ρ為差分因子，構(gòu)建廣義差分。即定義y*t=ln yt-ρln yt-1，x1,x3進(jìn)行同樣操作， 得到新變量y*t，x*1t，x*3t

模擬結(jié)果如下：

表9 殘差滯后一階回歸結(jié)果

于是得到=0.456501

進(jìn)行廣義差分，構(gòu)建新的變量，得到回歸結(jié)果如表10所示：

表10 廣義差分后修正結(jié)果

經(jīng)過修正后DW=1.572304,對樣本容量n=29，解釋變量數(shù)目 k＇=2，在給定 α=0.05 顯著水平下，查DW分布表，可以得到臨界值dL=1.27和du=1.563，依照表5中DW決策檢驗(yàn)規(guī)則，可知dU≤DW≤4-dU（1.563≤DW≤2.473）,說明不存在正相關(guān)。

于是得到最終模型為：

ln yt=-4.405461+1.79233ln x1t-2.957162ln x3t

T=(-10.02354)(16.5725) (-7.498268)

R2=0.979403 F=618.1543 DW=1.572304

根據(jù)最終模型可以發(fā)現(xiàn)，x1,x3均對地方財(cái)政支出具有顯著性的影響，且x1的回歸系數(shù)為1.79233大于0，說明國內(nèi)生產(chǎn)總值對地方財(cái)政支出具有顯著的正向影響，其經(jīng)濟(jì)含義為，在其他變量不變的情況下，國內(nèi)生產(chǎn)總值每提升1%，使得地方財(cái)政支出平均提升1.79233%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平反映了地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展形式，對于地方政府而言，經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，其財(cái)政收入越高，二者之間呈現(xiàn)出正向關(guān)系，這使得能夠支出的財(cái)政費(fèi)用以及對于未來地方發(fā)展所要提供的公共支出也就也多，這直接反映出國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與財(cái)政支出之間呈現(xiàn)出正向關(guān)系。相應(yīng)的，x3即失業(yè)率對地方財(cái)政支出具有顯著的負(fù)向影響。其經(jīng)濟(jì)含義為，在其他條件不變的情況下，失業(yè)率每提升1%，使得地方財(cái)政支出平均降低2.957162%。失業(yè)率的增加反映出地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展不景氣，導(dǎo)致財(cái)政收入減少，因此使得支出也會出現(xiàn)相應(yīng)的降低。

2 結(jié)論及建議

2.1 結(jié)論

本文以地方財(cái)政支出為研究對象，通過收集數(shù)據(jù)，構(gòu)建多元線性模型，經(jīng)過多重共線性，異方差以及自相關(guān)等修正后，得出影響地方財(cái)政支出的影響因素，即經(jīng)濟(jì)綜合發(fā)展水平依舊是影響財(cái)政支出的最為重要的要素，二者之間存在著顯著的正向關(guān)系。失業(yè)率與財(cái)政支出之間具有顯著的負(fù)向關(guān)系。此外，還要看到，雖然在多重共線性問題修正上，將人口與消費(fèi)水平予以剔除，但是從回歸結(jié)果看，依然可以發(fā)現(xiàn)二者均與財(cái)政支出具有正向的關(guān)系。

2.2 建議

經(jīng)濟(jì)發(fā)展是解決一切問題的最為重要的手段和前提，財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間具有相互的因果聯(lián)系。而當(dāng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新階段，高質(zhì)量發(fā)展日漸成為未來發(fā)展方向。因此，要大力推動(dòng)高新環(huán)保產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。穩(wěn)步推進(jìn)經(jīng)濟(jì)建設(shè)。推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展，這樣才能推動(dòng)財(cái)政支出穩(wěn)步增長。

失業(yè)率的增加與否直接關(guān)系到國計(jì)民生，同時(shí)也對財(cái)政支出具有顯著的負(fù)向影響，因此要采取積極的就業(yè)政策，鼓勵(lì)多元化就業(yè)和自主創(chuàng)業(yè)的推進(jìn)，采取政策補(bǔ)貼和引導(dǎo)等方式，促進(jìn)就業(yè)穩(wěn)定增加。

2.3 不足與改進(jìn)

本文研究主要針對經(jīng)濟(jì)變量，尚未深入考慮社會變量對財(cái)政支出的影響情況，因此在后面的研究中可以針對社會變量進(jìn)行研究。再者，當(dāng)前地方財(cái)政支出的研究多以外部變量對財(cái)政支出的研究為主，較少有財(cái)政支出對外部的傳導(dǎo)路徑等的研究。但是我們知道，財(cái)政支出作為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中重要的推動(dòng)力，無論是對經(jīng)濟(jì)還是社會公共等的發(fā)展均具有十分顯著的傳導(dǎo)效應(yīng)。因此在此后的研究中可以在此方面進(jìn)行深入分析。