□文/張麗彩

（河北經(jīng)貿(mào)大學 河北·石家莊）

一、問題的提出

隨著我國市場經(jīng)濟的深入發(fā)展，為市場經(jīng)濟的發(fā)展創(chuàng)造一個良好的發(fā)展環(huán)境日益重要。而政府作為促進市場經(jīng)濟發(fā)展的“守夜人”，其宏觀調(diào)控政策對經(jīng)濟的穩(wěn)步增長具有重要意義。而財政支出作為政府進行宏觀調(diào)控的重要手段，其規(guī)模的大小對經(jīng)濟增長具有深遠影響。根據(jù)凱恩斯財政理論，財政支出具有乘數(shù)效應。毋庸置疑，財政支出在克服市場缺陷，穩(wěn)定經(jīng)濟，促進經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮著重要的作用。但是，根據(jù)實踐經(jīng)驗，財政支出的一味增加，并不會帶來經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。那么，財政支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的作用如何？而最優(yōu)的財政支出規(guī)模又是怎么樣的呢？本文將在前人研究的基礎之上，說明財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的關系，以及最優(yōu)的財政支出規(guī)模是什么。

二、文獻綜述

從國外研究現(xiàn)狀看，凱恩斯財政理論認為，財政支出的乘數(shù)效應會大大促進經(jīng)濟增長。Romer等人提出，財政政策的效果將會是長期的影響經(jīng)濟發(fā)展，而不是短期的，暫時的。Faig認為，短期政府財政支出政策會對經(jīng)濟產(chǎn)生正向影響，而長期則不會有影響。Love認為，永久性的增加財政支出，會對經(jīng)濟增長有促進作用。從國內(nèi)研究現(xiàn)狀來看，胡榮華通過對財政支出和經(jīng)濟增長建立模型，發(fā)現(xiàn)財政支出規(guī)模對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正面影響。馬栓友認為，政府財政支出占總支出的比重與經(jīng)濟增長之間存在著正相關關系。

三、數(shù)據(jù)的獲得與處理

本文選取1996年至2011年統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為研究的樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。變量包括國內(nèi)生產(chǎn)總值及政府財政支出。國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟增長的變量（Y），政府財政支出總量作為衡量財政支出規(guī)模的變量（X）。為了消除異方差性，對變量進行HP濾波后再作對數(shù)處理，分別用LnY，LnX表示。

四、變量、模型及分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析。GDP總量大部分集中在10萬億到20萬億之間，GDP的均值大約為19.6萬，中位數(shù)為14.8萬，最大值為47.3萬，最小值大約為7.1萬，GDP的標準差為12.6萬左右。偏度S大于0，這說明國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP序列分別具有長長的右拖尾，峰度K＜3，這說明國內(nèi)生產(chǎn)總值相對于正態(tài)分布是平坦的。JB檢驗表明P＞0.05，所以要接受原假設，GDP的序列分布服從正態(tài)分布。

通過進行計量分析，財政支出的均值為3.8萬左右，中位數(shù)為2.6萬左右，最大值大約為11萬左右，最小值為0.8萬，標準差為3萬左右，偏度S＞0，表明政府財政支出規(guī)模序列分布具有長長的右拖尾，偏度K＜3表明政府財政支出序列分布相對于正態(tài)分布是平坦的。JB檢驗表明P＞0.05，說明財政支出的序列分布服從正態(tài)分布。

（二）HP濾波。為了促進經(jīng)濟長期均衡發(fā)展，政府在制定經(jīng)濟政策時必須剔除各種因素干擾，如趨勢因素，循環(huán)因素等。通過HP濾波，剔除GDP及財政支出規(guī)模的干擾因素。

（三）對經(jīng)濟序列建立ARIMA模型

1、平穩(wěn)性檢驗。由于經(jīng)濟時間序列通常是非平穩(wěn)的，若對非平穩(wěn)的時間序列建立模型，就會造成虛假相關和偽回歸現(xiàn)象，進而得到不正確的現(xiàn)象。因此，在對時間序列進行研究時，首先應該對變量進行平穩(wěn)性檢驗，以確保建立有效的模型。本論文采用ADF檢驗法對變量進行平穩(wěn)性檢驗。首先通過HP濾波，去除變量的趨勢因素和循環(huán)因素，并對變量取對數(shù)，變量分別用LnY，LnX表示，通過單位根檢驗發(fā)現(xiàn)是平穩(wěn)序列。

2、識別（p，q）。在進行了變量的平穩(wěn)性檢驗之后，進一步的需要識別p，q值，從它們的相關圖中可以看出應對變量都建立ARIMA（1，1，1）模型。

3、通過檢驗表明符合模型平穩(wěn)性要求，而且LM檢驗表明，模型的殘差不存在序列相關，并且模型的各統(tǒng)計量也很好。

（四）建立GARCH模型。為了消除殘差中的異方差性，對變量建立ARCH模型。觀察檢驗結(jié)果可知，P值＜0.05，因此拒絕原假設，說明殘差序列存在3階ARCH效應。因此，需對其建立GARCH（1，1）模型，并對其進行ARCH LM檢驗。檢驗結(jié)果表明，P＞0.05，所以接受原假設。由輸出結(jié)果可知，兩項的系數(shù)都是統(tǒng)計顯著的，且兩者的系數(shù)之和小于1，滿足參數(shù)約束條件。從均值方程看，財政支出規(guī)模變動1%，會影響到GDP同向變動8.5%。從方差方程看，外部的一個沖擊會放大GDP的變化，外界1個百分點的正向沖擊會對GDP產(chǎn)生0.6個百分點的放大效應，而財政支出規(guī)模的變化也會對GDP產(chǎn)生正向影響。由于兩項的系數(shù)之和非常接近于1，表明一個條件方差所受的沖擊是持久的，即它對所有的未來預測都有重要作用。

（五）建立VAR模型

1、建立VAR模型，確定滯后階數(shù)。對兩個變量建立VAR模型，根據(jù)AIC、SC最小原則，選擇滯后三階較為理想，因此應建立 VAR（3）模型。

2、穩(wěn)定性檢驗。通過單位根檢驗，在自回歸多項式的倒數(shù)根中，不存在根的模大于1，即所有的自回歸特征多項式的根的倒數(shù)，都落在了單位圓之內(nèi)。這說明建立的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

3、格蘭杰因果關系檢驗。為檢驗兩個變量之間是否存在格蘭杰因果關系，對其進行檢驗，結(jié)果表明GDP是財政支出規(guī)模的格蘭杰因，而財政支出規(guī)模不是GDP的格蘭杰因。

4、Johansen協(xié)整檢驗。通過以上檢驗我們得知兩個變量是一階單整的，通過一階差分之后是平穩(wěn)的。通過建立VAR模型得知，當滯后階數(shù)為3時較為理想，因此建立VAR（3）。檢驗結(jié)果表明，跡檢驗與最大特征值檢驗均表明兩者存在協(xié)整關系。也就是說政府財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在長期的影響關系。

（六）建立VEC模型。協(xié)整檢驗反映了政府財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關系，實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)由非均衡狀態(tài)經(jīng)調(diào)整后變?yōu)榫鉅顟B(tài)。因此，需要建立誤差修正模型來反映變量偏離共同隨機趨勢時的調(diào)整速度來研究政府財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間的短期及長期均衡關系。檢驗結(jié)果表明變量之間的均衡關系偏離長期均衡時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的速度。

五、結(jié)論及建議

由以上分析結(jié)果得出如下結(jié)論:

1、自1996年以來，我國財政支出和GDP持續(xù)增加，經(jīng)濟得到迅速發(fā)展。通過對GDP及財政支出的預測可知，財政支出與GDP之間存在正相關關系。

2、通過格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，GDP持續(xù)增加是財政支出規(guī)模持續(xù)增加的格蘭杰因，但是財政支出規(guī)模的持續(xù)增加不是GDP持續(xù)增加的格蘭杰因。這充分說明并不是財政支出規(guī)模越大越好，財政支出規(guī)模的一味擴大可能會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不利影響。

3、通過Johansen協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)財政支出規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關系，這說明兩個變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。

總之，由于財政支出規(guī)模與經(jīng)濟發(fā)展緊密相連，因此財政支出規(guī)模應該順應經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律，不能一味擴大，否則會對經(jīng)濟發(fā)展造成不利影響。

財政支出規(guī)模應合理有據(jù)，政府財政支出規(guī)模不能無限制地增加。因為政府財政支出的增加會擠占部分社會投資，從而產(chǎn)生擠出效應。同時，過大的財政支出還會造成重復投資，導致資源的浪費。

［1］崔媛.中國財政政策沖擊的經(jīng)濟增長效應研究［D］.2014.

［2］崔顯凱.日本經(jīng)濟高速增長時期財政政策研究［D］.2012.

［3］王亮.我國財政發(fā)展模式與財政支出經(jīng)濟效果分析［D］.2005.

［4］解瑤姝.我國財政政策對經(jīng)濟增長的作用機制研究［D］.2014.