影響財政支出的因素的計量方法分析

1、影響財政支出的因素的計量方法分析一、經(jīng)濟理論背景我國是一個擁有十三億人口的國家，具有極其豐富的勞動力資源，同時也是世界上就業(yè)壓力最大的國家，僅僅每年由于人口因素新的勞動力增量就是1000萬，這還不包括巨大的勞動力存量：下崗、失業(yè)和農(nóng)村的剩余勞動力?，F(xiàn)在，我國同許多國家一樣，還面臨著金融海嘯的沖擊，因此，擴大就業(yè)的任務(wù)無比艱巨。因此，可以確定的是在未來的很長一段時期內(nèi)，就業(yè)問題無疑是政府面臨的首要目標(biāo)。如果今后政府還繼續(xù)實行財政政策的話，那么提升政策的效率，即怎樣實施政策才能在創(chuàng)造就業(yè)崗位方面取得更好的效果，就值得進一步深思。本文就是討論財政支出對就業(yè)的影響問題。從我國的國情上看，財政支出政策在

2、很大程度上緩解了就業(yè)壓力，比如：通過財政撥款興修水利、進行基礎(chǔ)設(shè)施等工程、項目的投資，創(chuàng)造大量的就業(yè)機會；增加再就業(yè)培訓(xùn)、職業(yè)介紹服務(wù)等方面的財政支出，縮短工人尋找工作的時間，增強工人在不同崗位的就業(yè)適應(yīng)能力等等。因此，研究財政支出與勞動力就業(yè)之間的相關(guān)關(guān)系，以尋求擴大勞動力就業(yè)的有效途徑，對于促進我國經(jīng)濟的發(fā)展、構(gòu)建社會主義和諧社會都具有十分重要的意義。二、有關(guān)財政支出對就業(yè)的影響的理論財政支出政策是一個國家進行宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要手段，具有穩(wěn)定和協(xié)調(diào)經(jīng)濟發(fā)展的作用。凱恩斯主義學(xué)派認(rèn)為，經(jīng)濟出現(xiàn)不景氣的主要原因是有效需求不足，而有效需求不足是由于邊際消費傾向遞減、資本的邊際效率遞減以及流動偏好

3、等一些心理因素的作用引起的，所以通常狀況下都會有“非自愿失業(yè)”存在。因此主張在經(jīng)濟蕭條、有效需求不足時，政府應(yīng)擴大支出，減少稅收，增加國家投資和公共消費，以期達到“有效需求”，從而促進充分就業(yè)?，F(xiàn)實生活中，市場在調(diào)節(jié)經(jīng)濟時總會存在缺陷，市場自身的調(diào)節(jié)很難使經(jīng)濟總量達到平衡，長期的失衡狀態(tài)勢必導(dǎo)致經(jīng)濟的衰退，進而引起“非自愿失業(yè)”人數(shù)的大量增加。這時就需要國家運用財政政策干預(yù)經(jīng)濟，使宏觀總量達到平衡，也可以減少“非自愿失業(yè)”人口總數(shù)。近幾年來，我國一直推行積極的財政政策，這在一定程度上促進了我國經(jīng)濟的增長并緩解了近些年的就業(yè)壓力，而在我國經(jīng)濟發(fā)展的不同階段，財政支出對就業(yè)的影響也不盡相同。為了對

4、不同時期的財政支出對就業(yè)的影響有一個準(zhǔn)確的認(rèn)識，就需要研究這兩個經(jīng)濟變量內(nèi)在的關(guān)系，同時也為財政支出政策的制定提出有效依據(jù)。自改革開放以來，我國的財政領(lǐng)域進行了一系列重大改革，為推進經(jīng)濟市場化和國民經(jīng)濟協(xié)調(diào)穩(wěn)定的發(fā)展做出了積極的貢獻。從我國的國情上看，嚴(yán)峻的就業(yè)壓力是一個不容回避的問題，而我國的財政支出政策在很大程度上緩解了我國的就業(yè)壓力。我國的財政支出一直呈上升趨勢，特別是1990年以后，財政支出水平明顯高于前期。通過計算表明，1990年以前，財政支出的平均增長為8.759%,而1990年以后的平均增長為15.438%,將近前期的兩倍。從財政支出的結(jié)構(gòu)上看，基本建設(shè)支出水平呈下降趨勢，從19

5、79年的38.21%下降為20.15%,并且近幾年所占的比重比較平穩(wěn)；文教、科學(xué)、衛(wèi)生事業(yè)費支出呈明顯的上升趨勢，從1979年的11.37%±升為26.48%;其它主要支出，如：工、交、商業(yè)部門支出事業(yè)費，支援農(nóng)村生產(chǎn)支出和各項農(nóng)業(yè)事業(yè)費，撫恤和社會福利救濟費以及政策性補貼支出等，也都在發(fā)生一定的變化。另外，就業(yè)人員總數(shù)也呈明顯的上升趨勢，在1990年有一個明顯的增長。三、相關(guān)數(shù)據(jù)收集年份財政支出（億元）就業(yè)人口數(shù)（萬人）1978989.694015219791161.274102419801109.264236119811033.404372519821113.4645295198

6、31286.1114643619841531.364819719851755.514987319861959.1615128219871967.855278319882159.555433419892393.105532919903083.596474919913386.626549119923742.206615219934642.306680819945792.626745519956823.726806519967937.556895019979233.5669820199810798.1870637199913187.6771394200015886.5072085200118902.

7、5873025200222053.15173740200324649.9574432200428486.8976823200533930.2877877200640422.7378244200749781.3578645四、模型的建立根據(jù)收集的關(guān)于就業(yè)人數(shù)（Y）與財政支出（X）的數(shù)據(jù)，用Eviews作圖如下:圖一了左門口口70000Jtsnno60000JASp,nno-50000J.snnooooO4口OOOO1200016.00020000X根據(jù)上圖，我們建立財政支出（X）對就業(yè)人員總數(shù)（Y）的回歸模型：Yt=：Xtut五、實驗過程（一）回歸模型參數(shù)估計用Eviews對模型用最小二乘法進行

8、參數(shù)估計，結(jié)果如下：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/0M5Time:21:04Sample:19792003Includedobservations:25VariableCoefficientStd.ErrorrStatisticProb,C50200.06211471423776290.0000X1.94429903092056.2880530.0000R-squared0632233Meandependentvar60137.68AdjustedR*squared0.616243SD.dependentrar11455.96SE.

9、ofregressior7096.500Akaikeinfocriterion20,64921Sumsquaredresid1.16E9Schwarzcriterion2074672Loglikelihood-256.1151F-statislic39,53961Durbin-Watsonstat0120115Prob(F-statistic)0.000002Yt=50280.061.944299Xt（2114.714）（0.309205）t=（23.77629）（6.288053）F=39.53961d=0.120115（二）模型檢驗：1、t檢驗:：在顯著性水平a=0.05條件下，而t=6.

10、288053>1.7081,拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為財政支出（X）對就業(yè)人員總數(shù)（Y）有顯著影響。說明財政支出每增加1億元，平均而言，就業(yè)人員總數(shù)增加1.944299萬人，但2R=0.632233,模型擬合度較低。2、DW檢驗：在顯著性水平a=0.05條件下，查表在n=23,k'=1時得人=1.288,du=1.454,由于式中d=0.120115V九:1.288,表明該模型中的誤差序列存在一階正自相關(guān)。(三)模型的重新設(shè)定：由于上述模型中存在較強的一階正相關(guān)，我們要對模型進行重新設(shè)定，仔細(xì)觀察圖一，我們會發(fā)現(xiàn)有一個明顯的轉(zhuǎn)折點，所以決定引入虛擬變量，做分段線性回歸，以提高模型的設(shè)置精

11、度。引入虛擬變量后的模型為：Yt=1-1Xt2(Xt-X0)Dtut其中，為虛擬變量,Dt1=0T年以后T年以前引入虛擬變量以后，模型中的解釋變量分別為Xtft(Xt-X0)Dt0最初考慮在T=1990年、1991年、1992年和1993年四處都分別設(shè)置轉(zhuǎn)折點，比較設(shè)置后的模型是否有所改進。用Eviews對模型分別對其用最小二乘法進行參數(shù)估計，結(jié)果如下：2當(dāng)T=1990年時：R=0.968196,d=0.6518912當(dāng)T=1991年時：R=0.981771,d=1.1767522當(dāng)T=1992年時：R=。.984988,d=1.4811972當(dāng)T=1993年時：R=0.968811,d=0.

12、965267通過比較可以看出引進虛擬變量后，模型精度均有所提高，但是只有當(dāng)T=1992年時，d=1.481197>dU=1.454,模型不存在自相關(guān)。于是，選定模型的形式為：Yt=11Xt2(Xt-3140.70)Dtut其中，為虛擬變量,即：11992年以后,01992年以前Yt=29855.3711.82901Xt-11.23951(Xt-3140.70)Dt(998.9046)(0.439414)(0.494333)t=(29.88811)(26.91995)(-22.73670)2R=0.984988F=721.7435我們對此模型分別進行了t檢驗、DW檢驗和ARCH檢驗，結(jié)果表

13、明其不存在異方差和自相關(guān)，擬合度也較好，因此：在19791992年之間：Yt=29855-37+11.82901Xt在19922007年之間：Yt=65155299+0.5895Xt即：財政支出對就業(yè)的影響在1992年以后趨于平緩。六、對模型進行分析和解釋經(jīng)濟學(xué)意義財政支出對就業(yè)出現(xiàn)兩階段的影響，我們結(jié)合實際情況分析其原因，具體如首先，支出的投向發(fā)生了很大變化。九十年代以前我國財政支出的主要投向是企業(yè)部門，這部分財政支出能迅速地轉(zhuǎn)化為投資，投資增加勢必會引起企業(yè)規(guī)模的擴張，就業(yè)增長的幅度自然也就比較大。九十年代以來，我國政府支出的主要投向是文教、科學(xué)、衛(wèi)生事業(yè)以及撫恤和社會福利救濟費等，這部分

14、支出由于發(fā)揮作用的周期比較長，短期內(nèi)很難見效。其次，19791992年這一時期的特點為以對計劃經(jīng)濟體制的改良為主，經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌尚未全面展開。國有企業(yè)獲得了進一步的發(fā)展，就業(yè)需求擴大；私營個體經(jīng)濟開始萌芽，快速上升，就業(yè)人數(shù)也快速增加。因此這一階段的改革處于“普遍受益”的階段，產(chǎn)出和就業(yè)人數(shù)不斷上升，失業(yè)問題比較緩和。在1992年以后的這一時期全面開始了從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的過程，需要對原有的經(jīng)濟體制進行比較徹底的改革。部分國有經(jīng)濟的所有權(quán)開始被轉(zhuǎn)讓，逐漸演變?yōu)楣煞葜?、國有控股、?lián)營模式等新型的所有制模式，有的國有和集體企業(yè)直接出售給私人，國有經(jīng)濟原來享有的政策優(yōu)惠也逐步被取消。所有制結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變

15、帶來的是對原來企業(yè)內(nèi)部組織模式的調(diào)整，為了提高勞動生產(chǎn)率、削減計劃經(jīng)濟時期“高就業(yè)模式”下產(chǎn)生的企業(yè)冗員，于是國有集體等傳統(tǒng)正規(guī)部門就業(yè)需求出現(xiàn)滑坡。從而，導(dǎo)致了整個社會的就業(yè)趨于平緩財政支出對就業(yè)的影響：首先，財政可通過投資性的支出，直接增加就業(yè)崗位。政府通過財政撥款興修水利、進行基礎(chǔ)設(shè)施等工程、項目的投資，從而創(chuàng)造大量的就業(yè)機會，緩解失業(yè)壓力。第二，政府通過采購各種商品和勞務(wù)的購買性支出，增加對社會商品和勞務(wù)需求，從而刺激企業(yè)的生產(chǎn)，促進企業(yè)的投資行為，間接增加就業(yè)機會。第三，政府通過各種轉(zhuǎn)移性支出，增加社會成員的收入，這些收入按一定的比例轉(zhuǎn)化成消費和儲蓄，從而增加對社會商品和勞務(wù)的需求，間接增加就業(yè)崗位。最后，政府在再就業(yè)培訓(xùn)、職業(yè)介紹服務(wù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化等方面增加財政