郭晶瑩

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西部地區(qū)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——基于2008—2013年省際面板數(shù)據(jù)分析

郭晶瑩

摘要：本文主要運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)西部地區(qū)在這一時(shí)期內(nèi)的財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系做了相關(guān)實(shí)證分析，得到的研究結(jié)論是西部地區(qū)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系是正相關(guān)，同時(shí)政府支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入作用。

關(guān)鍵詞：西部地區(qū)；政府支出；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；面板數(shù)據(jù)模型

一、引言

自西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施以來(lái)，西部地區(qū)的生產(chǎn)總值和政府財(cái)政支出一直保持著較高的增長(zhǎng)速度，到目前西部發(fā)展已進(jìn)入第二階段。本文就西部發(fā)展第一階段向第二階段過(guò)渡時(shí)期，西部地區(qū)的財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證性的檢驗(yàn)，研究該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府財(cái)政支出之間的關(guān)系，得出相關(guān)結(jié)論并提出建議。

二、文獻(xiàn)回顧

從國(guó)家政府財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的角度來(lái)看，林超陽(yáng)、李遠(yuǎn)華(2010)引進(jìn)了巴羅模型分析我國(guó)政府生產(chǎn)性支出規(guī)模的變化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng),結(jié)果是財(cái)政總支出的經(jīng)濟(jì)效果為負(fù)。楊子暉(2011)運(yùn)用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型, 發(fā)現(xiàn)政府支出增加所產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)影響逐步凸顯,而政府規(guī)模進(jìn)一步擴(kuò)大并超過(guò)警戒水平時(shí),“過(guò)度擁擠”的政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)將“促進(jìn)”作用轉(zhuǎn)變?yōu)椤白璧K”作用。

從地方政府財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的角度來(lái)看，莊子銀,部薇(2003)考察了地方政府公共支出、調(diào)整成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)；結(jié)論是預(yù)算外公共支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng),削弱了公共支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)力度；張丹(2010)從不同角度對(duì)我國(guó)地方政府與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了分析,她認(rèn)為小政府更具效率,但是在西部地區(qū),更大規(guī)模的政府支出及政府干預(yù)的進(jìn)一步增強(qiáng),似乎對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及政府效率提高能夠產(chǎn)生枳極的影響。

綜上所述，目前存在兩種觀點(diǎn)：一種是政府財(cái)政支出的生產(chǎn)率是較低的,因此保證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的前提是政府支出的縮減。另一種觀點(diǎn)則是,政府財(cái)政支出對(duì)能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),它鼓勵(lì)和便利了私人投資，兩者呈正相關(guān)關(guān)系。

三、面板模型和數(shù)據(jù)

(一)模型的說(shuō)明和選取

傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型使用的是時(shí)間序列數(shù)據(jù)或者截面數(shù)據(jù)，當(dāng)時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)同時(shí)出現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)問(wèn)題中時(shí)，則需要用到面板模型(Panel Data模型)。

面板數(shù)據(jù)模型的基本形式是：Yit=αit+Xitβit+εit

i=1,2……N；t=1,2,……T

其中，Yit是被解釋變量，Xit是解釋變量，αit是截距項(xiàng)，εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，i表示面板數(shù)據(jù)中的個(gè)體，N表示面板數(shù)據(jù)中個(gè)體總數(shù)，t表示面板數(shù)據(jù)中的時(shí)間點(diǎn)，T表示面板數(shù)據(jù)中的時(shí)期長(zhǎng)度。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及變量選取

本文分別選用G代表西部地區(qū)人均財(cái)政支出，C代表西部地區(qū)人均居民消費(fèi)水平，GDP代表西部地區(qū)的人均生產(chǎn)總值，并人均生產(chǎn)總值表示西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。為了減少數(shù)據(jù)的波動(dòng)性以及降低異方差性，對(duì)上述變量均取對(duì)數(shù)形式。同時(shí)，未來(lái)避免自相關(guān)，在模型中引入了人均居民消費(fèi)C作為控制變量。本文所選用的數(shù)據(jù)期為2008—2013年，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家數(shù)據(jù)庫(kù)網(wǎng)站以及計(jì)算所得，并且依據(jù)其對(duì)地區(qū)劃分中的三大地帶進(jìn)行分類(lèi)，西部地帶共包括12的省、市、自治區(qū)。

四、模型設(shè)定和估計(jì)

(一)模型形式設(shè)定

在對(duì)面板模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，如果設(shè)定的模型形式不準(zhǔn)確，估計(jì)結(jié)果將會(huì)偏離所模擬的經(jīng)濟(jì)問(wèn)題。因此，建立面板模型首先要做得就是匹配和樣本數(shù)據(jù)符合想符合的面板模型形式，從而正確的對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

(1)協(xié)方差分析檢驗(yàn)

通過(guò)分別計(jì)算變參數(shù)模型、變截距模型和不變參數(shù)模型這三種不同形式的模型，得到相應(yīng)的殘差平方和S1、S2和S3。如下表：

變參數(shù)模型殘差平方和S1=0.023350變截距模型殘差平方和S2=0.073630不變參數(shù)模型殘差平方和S3=1.609837

按上式計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量分別為：F1== 3.5236，F(xiàn)2== 74.1204。在給定5%的顯著性水平下(d=0.95)，得到相應(yīng)的臨界值為：F2,α(33, 3)= 8.61，F(xiàn)1,α(22, 3)=8.65。由于F2>8.61，所以拒絕H2；又由于F1<8.65，所以接受H1。即本模型應(yīng)選用變截距模型。

(2)Hausman檢驗(yàn)

Hausman(1978)等學(xué)者認(rèn)為，應(yīng)把個(gè)體影響處理為隨機(jī)的，即優(yōu)先考慮隨機(jī)影響模型，但相對(duì)于固定影響模型，隨機(jī)影響模型也存在明顯的不足。對(duì)于最終是采用哪個(gè)模型，選用Hausman檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

TestsummaryChi-Sq.StatisticChi-Sq.d.f.Prob.Cros-sectionrandom15.92958520.0003

其中，將西部地區(qū)各個(gè)省市的人均生產(chǎn)總值(GDP)取對(duì)數(shù)為lnGDP，lnG為人均財(cái)政支出的對(duì)數(shù)值，lnC為人均居民消費(fèi)額的對(duì)數(shù)值。另外，在此基礎(chǔ)上，為了進(jìn)一步分析西部地區(qū)政府財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民消費(fèi)是否存在影響，建立第二個(gè)模型：

其中，i代表各個(gè)省份，t代表年份，u、ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)模型的估計(jì)結(jié)果

(1)

R2=0.994F=735.52DW.=1.36

(2)

R2=0.990F=431.58DW.=1.13

從統(tǒng)計(jì)角度看，R2、F值均表明回歸模型對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合度較好。從方程式(1)可知，財(cái)政支出每增加1%，西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.23%。居民消費(fèi)每增長(zhǎng)1%，西部經(jīng)濟(jì)將增長(zhǎng)0.75%。從方程式(2)可知，西部經(jīng)濟(jì)每增長(zhǎng)1%, 居民消費(fèi)將增長(zhǎng)0.87%。財(cái)政支出每增長(zhǎng)1%，居民消費(fèi)增長(zhǎng)0.03%，說(shuō)明西部地區(qū)的財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng), 即西部財(cái)政支出的增加將會(huì)促進(jìn)居民的消費(fèi)。但是，這種擠入作用的效果很微弱，只有0.03%。

五、結(jié)論與建議

本文就西部地區(qū)12個(gè)省市自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府支出之間的關(guān)系，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了簡(jiǎn)單的分析論證。從估計(jì)結(jié)果可知，西部地區(qū)政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向的關(guān)系，說(shuō)明政府支出在一定程度能夠促進(jìn)西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?？梢?jiàn)——西部地區(qū)可以在財(cái)政支出上加大政策力度，適當(dāng)?shù)脑黾诱С?，包括?gòu)買(mǎi)支出、轉(zhuǎn)移支付等，在改善民生的同時(shí)促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。另外，通過(guò)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和政府支出對(duì)居民消費(fèi)的影響分析，可知財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)沒(méi)有負(fù)向的擠出作用，盡管只有微弱的擠入作用，但是可以說(shuō)明，政府增加支出促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)不用擔(dān)心會(huì)擠出本地區(qū)的居民消費(fèi)。通過(guò)以上兩個(gè)模型的分析，可以得出結(jié)論，西部地區(qū)可以適當(dāng)?shù)募哟笳С龅牧Χ取?作者單位：山西財(cái)經(jīng)大學(xué))

參考文獻(xiàn):

[1]林超陽(yáng),李遠(yuǎn)華.我國(guó)政府支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究——基于VAR模型實(shí)證分析[J].開(kāi)發(fā)研究,2010,(4):69-72.

[2]莊子銀,部薇.我國(guó)政府支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究[D].吉林大學(xué),2003.

[3]張丹.我國(guó)地方政府支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究[D].東北財(cái)經(jīng)大學(xué),2010.

[4]楊子暉.政府規(guī)模、政府支出增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的非線性研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2011,(6):77-91.

作者簡(jiǎn)介：郭晶瑩(1992.07-)，女，漢族，山西臨汾人，碩士研究生，山西財(cái)經(jīng)大學(xué)，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)政策。