政府支出對經(jīng)濟增長的影響

政府支出對經(jīng)濟增長的影響

1998年后，由于亞洲金融危機的影響，國內(nèi)外經(jīng)濟形勢發(fā)生了變化，出現(xiàn)了新的矛盾，社會需求不足。經(jīng)過1996年～1998年7月連續(xù)6次降低利率,在效果不明顯的情況下,政府實行以財政政策為主擴大總需求政策,財政支出從1998年的10798.18億元增加到2002年的22011.7億元。積極的財政政策彌補了因出口需求下降和消費需求疲軟所帶來的有效總需求不足的缺口。這種通過財政政策收縮和擴張以達到影響整體宏觀經(jīng)濟的作法,不僅符合馬克思主義關(guān)于財政和經(jīng)濟關(guān)系及國家權(quán)力的反作用理論,也是凱恩斯乘數(shù)理論的實際應(yīng)用。然而,政府支出的效率一般很低,財政政策的實施過程中存在大量的“調(diào)整成本”,包括與大規(guī)模公共支出相伴隨的安裝和調(diào)配成本,以及其實施中的大量尋租和“非生產(chǎn)性剝利”行為而造成社會福利損失。由于這些成本,可能會使得政府支出對經(jīng)濟增長的拉動減弱,甚至出現(xiàn)負相關(guān)。本文擬通過中國的經(jīng)驗數(shù)據(jù),采用聯(lián)立方程模型進行分析,以揭示我國政府支出對經(jīng)濟增長的實際貢獻。一、政府公共支出與gdp的關(guān)系Barro(1990)構(gòu)造一個簡單模型,認為政府消費性支出對經(jīng)濟增長有負的影響,公共支出顯著地影響經(jīng)濟增長率。Devarajan,Swaroop和Zou(1996)提出在理論上把公共支出分為生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性,在均衡狀態(tài)下,生產(chǎn)性和非生產(chǎn)性支出的比例取決于這兩項支出對生產(chǎn)的貢獻之比。Aschauer(1989)認為政府支出對經(jīng)濟增長有負影響。經(jīng)驗研究方面,Grier和Tullock(1987)采用115國的時間序列數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)政府消費性支出占真實GDP比例與真實GDP存在顯著負相關(guān)。Strauss(2001)采用了64國的橫截面數(shù)據(jù),采用普通最小二乘法,表明政府的消費性支出對經(jīng)濟增長作用不明顯。Barro(1990)通過把政府支出納入總生產(chǎn)函數(shù),發(fā)現(xiàn)政府公共支出與GDP增長具有正相關(guān)。在我國,劉溶滄、馬拴有(2001)研究認為,政府實行財政赤字,增發(fā)國債,沒有提高利率和引起民間資金競爭,如果赤字和國債用于公共投資,則會促進我國的經(jīng)濟增長,同時也沒有出現(xiàn)和民間資金搶項目情況(課題組,1999;戴園晨,1999)。郭杰(2003)通過經(jīng)驗分析認為政府的轉(zhuǎn)移支付和購買性支出對經(jīng)濟增長有積極的影響。莊子銀、鄒薇(2003)指出,由于預(yù)算外支出迅速膨脹,并且預(yù)算外支出由地方政府所控制,由此引起的公共支出調(diào)整成本急劇上升,公共支出對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響。國內(nèi)在這方面的經(jīng)驗研究目前大多仍處于采用單一方程和普通最小二乘法的減態(tài)。單一方程模型的缺點在于只能用于分析從諸解釋變量到被解釋變量的單項因果關(guān)系,一般假定解釋變量是非隨機的。根據(jù)西方經(jīng)濟理論,投資、消費、凈出口、政府支出和經(jīng)濟增長之間是多向的因果關(guān)系,它們之間存在相互決定的可能。在這種情況下,把投資、消費、凈出口、政府支出和其他宏觀變量作為解釋變量,經(jīng)濟增長作為被解釋變量,使用普通最小二乘法估計的結(jié)果不僅是有偏的,而且是非一致的。而使用聯(lián)立方程模型和兩階段最小二乘法卻能夠得到一致性的估計。二、政府支出對gdp的貢獻率測算考慮根據(jù)國民收入恒等式方法計算政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率:Y=C+I+G+NX(1)其中,Y、C、I、G、NX分別代表國民收入、消費、投資、政府支出、凈出口。通過簡單的數(shù)學運算可得:ΔYtYt?1=ΔCtCt?1Ct?1Yt?1+ΔItIt?1It?1Yt?1+ΔGtGt?1Gt?1Yt?1+ΔNXtNXt?1NXt?1Yt?1ΔYtYt-1=ΔCtCt-1Ct-1Yt-1+ΔΙtΙt-1Ιt-1Yt-1+ΔGtGt-1Gt-1Yt-1+ΔΝXtΝXt-1ΝXt-1Yt-1(2)ΔGtGt?1Gt?1Yt?1ΔGtGt-1Gt-1Yt-1表示政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率。這種測算方式是最簡單的方式,也是常用的方式。但這種測算方式僅僅是計算出某一年度經(jīng)濟增長與政府支出之間的數(shù)字關(guān)系,而沒有反映投資、政府支出、消費和凈出口之間的內(nèi)在關(guān)系。政府支出的變動不僅會直接影響經(jīng)濟增長,而且還會影響到消費、投資和凈出口,并通過它們進一步影響到經(jīng)濟增長。因此計算政府支出對經(jīng)濟增長的拉動作用,除了要計算它對經(jīng)濟增長的直接拉動作用外,還要計算對經(jīng)濟增長的間接拉動作用。如果采用單方程模型,可能出現(xiàn)多向因果關(guān)系而導致估計結(jié)果是有偏的,而且是非一致的。為此,本文建立聯(lián)立方程模型來計算這種綜合作用。模型包括四個方程,即國民收入恒等式和消費、投資、凈出口函數(shù)。其中,K為資本存量,FM為外匯儲備余額,其余變量同上文。經(jīng)過簡單換算,可得到誘導方程組。根據(jù)(4)式,可以得到政府支出變化對GDP變化的最終貢獻率。政府支出通過影響投資、消費、凈出口,進而影響經(jīng)濟增長的部分就是(dCt/dGt+dIt/dGt+dNXt/dGt)ΔGt/Yt-1,而政府支出變化對經(jīng)濟增長變化的直接影響為ΔGtGt?1Gt?1Yt?1ΔGtGt-1Gt-1Yt-1(或者ΔGt/Yt-1)。因此,政府支出變化對經(jīng)濟增長變化的最終影響就是(dCt/dGt+dIt/dGt+dNXt/dGt)ΔGt/Yt?1+ΔGtGt?1Gt?1Yt?1(dCt/dGt+dΙt/dGt+dΝXt/dGt)ΔGt/Yt-1+ΔGtGt-1Gt-1Yt-1。三、外匯儲備及其基金存量聯(lián)立方程模型采用1980～2002年的相應(yīng)數(shù)據(jù)進行估計。其中,GDP、凈出口、投資、政府支出、消費、外匯儲備余額來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2003),GDP使用GDP縮減指數(shù)換算成實際值,投資使用固定資產(chǎn)投資指數(shù)換算成實際值,其余使用消費者物價指數(shù)換算成實際值。資本存量借鑒張軍、章元(2003)的研究結(jié)果。在估計方法上,本文采用了間接最小二乘法(ILS)和兩階段最小二乘法(2SLS)。1.經(jīng)濟增長貢獻率的估計應(yīng)用TSP計量軟件,普通最小二乘法估計誘導方程組(4)的結(jié)果見表1。在以Yt為被解釋變量的回歸方程中,滯后一期消費Ct-1回歸系數(shù)為負數(shù),說明前一期消費的增加導致后一期國民收入的降低,原因是前期消費增加了,用來儲蓄和投資的收入就降低了,使得后期收入下降。外匯儲備余額與經(jīng)濟增長表現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系,但統(tǒng)計不顯著。以凈出口為被解釋變量的方程中,滯后一期的GDP對凈出口有負的影響。原因是上一年度國民收入增長對下年進口需求增長過快,以至超過出口增長。政府支出增長對經(jīng)濟增長、消費和投資有正的影響,但對凈出口產(chǎn)生負的影響,并且統(tǒng)計顯著。原因在于政府支出除了對國內(nèi)產(chǎn)品有需求外,還有進口需求,從而與凈出口有負的相關(guān)關(guān)系。其余各方程中的回歸系數(shù)都能符合經(jīng)濟理論。從以上模型回歸結(jié)果來看,整體效果較好,各個方程可決系數(shù)很高,F統(tǒng)計量也顯著?？梢愿鶕?jù)誘導方程組的估計值計算出每年的政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率(見表2)。但這種估計方法存在一個問題,就是模型中的解釋變量之間的多重共線性問題。根據(jù)已有的理論和經(jīng)驗,資本存量、GDP、政府支出等變量之間存在共線性問題。如果共線性問題很嚴重的話,誘導方程組的估計值就不可靠了,根據(jù)誘導方程組計算出的政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率就值得懷疑。為此,本文采用兩階段最小二乘法。2.間接最小二乘法估計社會支出對經(jīng)濟增長貢獻率的建議根據(jù)方程(4)的估計結(jié)果,計算出Yt、Ct、It、NXt估計值,并把估計值作為對應(yīng)自變量的工具變量代入方程(3),再用普通最小二乘法對方程(3)進行估計。這樣原模型解釋變量中的內(nèi)生變量就是整個模型外生變量線性組合的估計值,可以在一定程度上降低共線性的問題。并且,誘導方程組回歸的可決系數(shù)都很高,用模型(4)的估計值作為相應(yīng)的工具變量代入模型(3),效果就會很好,見表3。根據(jù)模型(3)的估計值,我們可以計算得到模型(4)的回歸系數(shù),再用公式(dCt/dGt+dIt/dGt+dNXt/dGt)ΔGt/Yt?1+ΔGtGt?1Gt?1Yt?1(dCt/dGt+dΙt/dGt+dΝXt/dGt)ΔGt/Yt-1+ΔGtGt-1Gt-1Yt-1,計算出每年度政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率。一般來說,對于小樣本情況下的聯(lián)立方程組估計,兩階段最小二乘法可能比間接最小二乘法更為可取。由于我們使用的是1980～2002年的相應(yīng)數(shù)據(jù),樣本觀測值n=23,即它是一個小樣本估計。所以,我們認為兩階段最小二乘法可能是相對較好的估計方法。1993年以后,政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻大概在1～3個百分點,這與現(xiàn)實情況比較相符。1993～1997年,政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率呈下降趨勢,而1998～2002年又呈一個上升趨勢,與我國宏觀經(jīng)濟調(diào)控政策相吻合。四、政府支出對經(jīng)濟增長貢獻率采用單方程回歸分析和會計恒等式分解的方法衡量政策支出對經(jīng)濟增長貢獻率的作法,由于沒有考慮政府支出在經(jīng)濟運行中的不同作用,以及經(jīng)濟變量之間的相互影響關(guān)系而傾向于低估政府支出對經(jīng)濟增長的貢獻率。本文所做的改進在于:除了考慮政府支出對經(jīng)濟增長的直接貢獻外,還考慮政府支出對國民收入恒等