我國財政支出與國內(nèi)需求關(guān)系檢驗(yàn)——基于Bootstrap仿真方法的實(shí)證分析

李曉嘉

(對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)公共管理學(xué)院,北京 100029)

一、引 言

2008年國際金融危機(jī)爆發(fā)以來,面對出口下滑和外需萎縮壓力,我國政府再次全面啟動積極財政政策,努力擴(kuò)大國內(nèi)需求,保持國民經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長。財政支出作為政府行使職能的重要體現(xiàn),是積極財政政策的主要手段,其規(guī)模的合理化和結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對于擴(kuò)內(nèi)需、保增長具有重要意義。

然而,從國內(nèi)外的研究情況來看,財政支出與國內(nèi)需求之間的相互關(guān)系卻頗有爭議。傳統(tǒng)的凱恩斯主義理論認(rèn)為,在社會有效需求不足的情況下,增加政府支出可以對民間需求和國民經(jīng)濟(jì)起到刺激作用。Schclarek[1]等基于不同的假設(shè),通過對不同國家經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的分析,證實(shí)了政府支出同居民消費(fèi)之間存在一種互補(bǔ)關(guān)系,政府支出對居民消費(fèi)有凱恩斯主義的擴(kuò)張效應(yīng)。Barro[2]等經(jīng)驗(yàn)研究認(rèn)為,公共支出的增加促進(jìn)了私人投資。相反,古典、新古典主義者則認(rèn)為,由于政府投資對民間需求具有擠出效應(yīng),進(jìn)而降低經(jīng)濟(jì)增長速度。Ahmed and Miller[3]等研究表明政府支出不僅可能擠出了私人投資,而且消費(fèi)具有非凱恩斯主義效應(yīng),即政府支出與居民消費(fèi)之間存在明顯替代關(guān)系。

國內(nèi)學(xué)者對政府支出是否會導(dǎo)致國內(nèi)需求的增加同樣存有爭議。一種觀點(diǎn)認(rèn)為,財政支出對國內(nèi)需求具有擠入效應(yīng),即居民消費(fèi)需求和私人投資隨著財政支出的增加而增加。馬栓友[4]認(rèn)為財政支出與社會總需求存在正相關(guān)關(guān)系,實(shí)施積極財政政策對促進(jìn)消費(fèi)增長有重要作用。劉溶滄和馬拴友[5]的經(jīng)驗(yàn)分析發(fā)現(xiàn)我國財政投資并沒有明顯擠出私人投資,而且政府公共支出與私人投資具有較強(qiáng)的互補(bǔ)效應(yīng)。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為,財政支出對國內(nèi)需求具有擠出效應(yīng)。王宏利[6]等人的研究表明財政支出對居民消費(fèi)有明顯擠出作用。陳浪南和楊子暉[7]比較了不同類別的財政支出和融資方式對私人投資的影響,發(fā)現(xiàn)我國政府公共投資提高了私人資本的邊際產(chǎn)出,但社會文教費(fèi)支出則對私人投資有負(fù)面影響。

有關(guān)財政支出對國內(nèi)需求影響的研究之所以得出兩種截然相反的結(jié)論,除了研究的假設(shè)前提和理論視角不同之外,一些實(shí)證研究所采用的方法存在缺陷是重要原因。一是采用橫截面分析數(shù)據(jù)時,沒有考慮到經(jīng)濟(jì)個體之間的異質(zhì)性,其結(jié)論缺乏穩(wěn)健,而且OLS回歸結(jié)果只能表明財政支出與內(nèi)需有關(guān)系,并不能說明兩者是否在因果關(guān)系。二是運(yùn)用簡單線性回歸對時間序列數(shù)據(jù)建模時,忽視數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求,往往產(chǎn)生“虛假回歸”,得出的實(shí)證模型缺乏解釋力[8]。

為了克服橫截面分析和簡單線性時間序列方法的缺陷,近年來應(yīng)用協(xié)整技術(shù)與誤差修正模型(ECM)、VAR模型分析政府支出與國內(nèi)需求的Granger因果關(guān)系成為主流?；赩AR模型的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法采用漸進(jìn)臨界值進(jìn)行推斷,結(jié)論只能在漸進(jìn)程度上保證推斷可信,而且誤差項(xiàng)服從獨(dú)立同分布的白噪聲是重要前提,否則可能導(dǎo)致對原假設(shè)的過度拒絕,得出虛假的因果關(guān)系[9]。然而,我國缺乏長時間數(shù)據(jù),實(shí)證分析中這種苛刻的假設(shè)往往無法滿足,那些基于漸進(jìn)理論和小樣本的統(tǒng)計推斷,其正確性和有效性值得商榷。

為了克服小樣本導(dǎo)致的推斷不可靠問題,Shukur和Mantalos[10]提出了利用數(shù)據(jù)的真實(shí)經(jīng)驗(yàn)分布,通過Bootstrap計算機(jī)仿真的技巧來構(gòu)建新臨界值的方法,改進(jìn)了似然比 (LR)檢驗(yàn)。這種方法較基于漸近理論的傳統(tǒng)檢驗(yàn)方法更優(yōu),不僅放松了誤差項(xiàng)獨(dú)立同分布的假定,而且完全依賴于數(shù)據(jù)本身的信息分布特征,即使數(shù)據(jù)生成過程是非平穩(wěn)的、變量之間缺乏協(xié)整關(guān)系,也能夠得到可靠的結(jié)果。本文利用時間序列數(shù)據(jù)的真實(shí)經(jīng)驗(yàn)分布,通過基于VAR模型的Bootstrap仿真方法來構(gòu)造似然比檢驗(yàn)的新臨界值,據(jù)此對我國政府財政支出與國內(nèi)需求之間的因果關(guān)系進(jìn)行統(tǒng)計推斷。這里的因果關(guān)系是指Granger意義上的因果關(guān)系,即如果一個變量是由另一個變量Granger引起的,意味著第二個變量對第一個變量的預(yù)測有顯著作用。

二、計量模型選擇與數(shù)據(jù)指標(biāo)處理

(一)計量模型選擇與介紹

考慮二個變量滯后k期的VAR模型:

如果零假設(shè)成立,H0∶π12,j=0,j=0,1,…,k,則認(rèn)為X2t不是X1t的 Granger原因;否則認(rèn)為X2t是X1t的Granger原因。

為方便描述,采取Hatemi-J(2002)[11]的方法定義以下矩陣:

采用矩陣記號后,兩變量的VAR模型可以寫成矩陣形式:X=ΠZ+δ。

使用Eviews 6.0編程實(shí)現(xiàn)VAR(2)模型Bootstrap似然比檢驗(yàn)的步驟如下:

1.將所需檢驗(yàn)的零假設(shè)代入VAR模型式 (1),得到約束模型。對約束模型進(jìn)行最小二乘法估計,得到系數(shù)矩陣與隨機(jī)擾動項(xiàng)的估計值

4.重復(fù)以上步驟B次,得到B個LR統(tǒng)計值,按其升序排列,得到各分位點(diǎn)的臨界值。本文參考Hatemi-J等人的做法,取抽樣次數(shù)B=1000。

5.直接利用原始數(shù)據(jù)分別對無約束與約束模型進(jìn)行回歸,得到LR統(tǒng)計值,如果LR統(tǒng)計值位于Bootstrap仿真的臨界值之外,則拒絕原假設(shè)。

(二)數(shù)據(jù)來源與處理

根據(jù)我國支出國內(nèi)生產(chǎn)總值的算法,國內(nèi)需求等于總需求減去國外需求也就是凈出口額,由消費(fèi)需求和投資需求兩部分構(gòu)成。本文采用的是1978-2009年宏觀經(jīng)濟(jì)年度數(shù)據(jù)。其中,2009年之前的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國財政年鑒》;2009年的消費(fèi)與投資數(shù)據(jù)是根據(jù)國家統(tǒng)計局2009年三大需求對GDP的貢獻(xiàn)率計算而得,財政數(shù)據(jù)來自財政部2009年中央和地方預(yù)算執(zhí)行報告。所有數(shù)據(jù)經(jīng)GDP平減指數(shù)折算成以1978年為基期的實(shí)際值?？紤]到對變量取對數(shù)之后不會改變變量的性質(zhì)及關(guān)系,且容易得到平穩(wěn)序列,本文對上述時間序列數(shù)據(jù)分別取對數(shù)值。

圖1 國內(nèi)需求與財政支出:總額與實(shí)際增速

三、模型的估計及結(jié)果分析

(一)財政支出總量對國內(nèi)需求的影響

首先采用ADF、PP、KPSS等檢驗(yàn)方法對內(nèi)需 (lnDM)與財政支出 (lnFE)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。先采取最為一般的數(shù)據(jù)生成過程和估計模型:既帶有時間趨勢項(xiàng),又帶有常數(shù)項(xiàng)。趨勢項(xiàng)顯著的則保留趨勢項(xiàng),趨勢項(xiàng)不顯著的進(jìn)一步檢驗(yàn)常數(shù)項(xiàng)是否顯著;常數(shù)項(xiàng)顯著的則保留常數(shù)項(xiàng),常數(shù)項(xiàng)不顯著的則檢驗(yàn)既無趨勢項(xiàng)又無常數(shù)項(xiàng)的模型。滯后長度根據(jù)BIC最小準(zhǔn)則選定。檢驗(yàn)結(jié)果列在表1中。

表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,三種檢驗(yàn)方法在5%顯著水平上都支持lnDM與lnFE是非平穩(wěn)時間序列,而經(jīng)過一階差分后,得到了平穩(wěn)的時間序列,這說明InDM與lnFE是一階單整序列。

表1 內(nèi)需 (lnDM)與財政支出 (lnFE)的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

采用Johansen極大似然法考察兩者是否存在協(xié)整關(guān)系。滯后長度的選擇同樣基于BIC最小的準(zhǔn)則,考慮到所使用數(shù)據(jù)是低頻樣本,所以最大滯后長度設(shè)為4,檢驗(yàn)結(jié)果列在表2中。結(jié)果顯示,在5%顯著性水平上,lnDM與lnFE存在協(xié)整關(guān)系,說明國內(nèi)需求與政府支出之間有長期穩(wěn)定關(guān)系。

表2 基于Johansen極大似然法協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

當(dāng)我們以基于傳統(tǒng)漸進(jìn)理論的方法對lnDM與lnFE進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)時,未能檢驗(yàn)出存在任何方向上的因果關(guān)系,因此未能說明是財政支出拉動了國內(nèi)需求還是國內(nèi)需求增加了財政支出。然而,在VAR系統(tǒng)中,兩個時間序列都存在單位根和協(xié)整關(guān)系,即具有共同的隨機(jī)趨勢,那么可以確定兩者應(yīng)該至少在一個方向上存在Granger因果關(guān)系。顯然,基于傳統(tǒng)漸進(jìn)理論的Granger因果檢驗(yàn)方法無法令人信服。鑒于Bootstrap仿真方法可以在兩者存在協(xié)整關(guān)系以及兩者都是單整序列的條件下,得到Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的穩(wěn)健臨界值,下一步我們使用基于VAR的Bootstrap似然比檢驗(yàn)方法驗(yàn)證兩者究竟在哪個方向上存在Granger因果關(guān)系。

在前文VAR模型 (1)中設(shè)定Xt=(lnDMt,lnFEt)′建立lnDM與lnFE的VAR模型,滯后長度基于BIC最小準(zhǔn)則定為2。按照檢驗(yàn)步驟,首先進(jìn)行Bootstrap重復(fù)抽樣1000次得到1000個LR統(tǒng)計值,并將它們升序排列;然后取其中的第50、100個數(shù)值作為各個估計值在5%和10%水平上置信區(qū)間的下限,也就是5%和10%分位數(shù)對應(yīng)的臨界值;最后把原樣本代入約束模型與無約束模型進(jìn)行估計,得到LR檢驗(yàn)統(tǒng)計值。將LR檢驗(yàn)統(tǒng)計值與Bootstrap仿真得到的臨界值進(jìn)行比較,結(jié)果如表3所示?？梢钥闯?兩者的確存在單向因果關(guān)系。1978-2009年期間,我國內(nèi)需增長對財政支出的反向作用在統(tǒng)計上并不顯著,但財政支出對內(nèi)需增長的作用比較明顯。

表3 基于VAR模型的Bootstrap似然比檢驗(yàn)結(jié)果

進(jìn)一步,估計經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下:①括號中為估計的標(biāo)準(zhǔn)差,“＊＊”表示在1%以上水平上顯著。

可見,我國國內(nèi)需求與政府支出之間存在長期均衡的正相關(guān)性。具體來說,兩變量協(xié)整方程中政府支出 (lnFE)的系數(shù)為0.94,且統(tǒng)計量非常顯著,說明在不考慮其他因素的情況下,政府支出與國內(nèi)需求的變動比率可視為1:0.94。由于政府支出對內(nèi)需增長存在單向因果關(guān)系,也就是說在不考慮其他因素影響的情況下,財政支出每增長1%,會引致國內(nèi)需求增加0.94%。

(二)財政分類支出對國內(nèi)需求的影響

當(dāng)前,財政各項(xiàng)用于民生方面的支出備受關(guān)注。自十七大報告首次提出民生的理念以來,“民生財政”的概念也應(yīng)運(yùn)而生。具體來說,“民生財政”就是指通過制度性合理安排,實(shí)現(xiàn)財政用于教育、衛(wèi)生、社會保障等民生項(xiàng)目的支出占到較高比例,以利于推行社會的公平正義、促進(jìn)每個社會成員全面發(fā)展,切實(shí)保障和提高最廣大人民群眾的生活。在“民生財政”的指導(dǎo)思想下,我國政府通過不斷調(diào)整和優(yōu)化財政結(jié)構(gòu),推進(jìn)社會事業(yè)加快發(fā)展,促進(jìn)保障和改善民生,重點(diǎn)是加大對“三農(nóng)”、教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障、保障性安居工程建設(shè)等民生領(lǐng)域的投入,使財政支出逐步向民生方面傾斜[12]。

本文在財政支出的分類方面,根據(jù)財政支出項(xiàng)目與民生問題的關(guān)系密切程度,將歷年《中國統(tǒng)計年鑒》財政主要支出項(xiàng)目表中的文教科學(xué)衛(wèi)生支出、社會保障支出、政策性補(bǔ)貼支出和支農(nóng)支出合稱為民生支出;將基本建設(shè)支出、增撥企業(yè)流動資金、挖潛改造科技三項(xiàng)費(fèi)用和地質(zhì)勘探支出等四大項(xiàng)合稱為基本建設(shè)支出;將包括行政管理費(fèi)、交通流通部門事業(yè)費(fèi)和國防支出的三類支出界定為政府經(jīng)費(fèi)支出[13]。下面,我們進(jìn)一步考察財政基本建設(shè)支出 (lnFE-I)、民生支出 (lnFE-C)和政府經(jīng)費(fèi)支出 (lnFE-E)對國內(nèi)需求主體即居民消費(fèi) (lnC)和民間投資 (ln I)的影響。

1.財政分類支出與民間投資 (圖2)

圖2 全社會固定資產(chǎn)投資總量與民間投資比重

由于缺少民間投資的官方數(shù)據(jù),我們把全社會固定資產(chǎn)投資減去預(yù)算內(nèi)投資后的投資總量作為民間投資的代理變量[14]。改革開放以來,民間投資所占社會總投資的比重逐年上升,20世紀(jì)90年代以來已超過90%,近年來穩(wěn)定在95%左右,是我國國內(nèi)投資需求的最主要部分。

采用同樣的步驟和方法,我們用VAR模型的Bootstrap似然比方法考察不同類別財政支出與民間投資的相互影響,結(jié)果如表4所示?？梢?政府基本建設(shè)支出與民間投資的關(guān)系最為密切。Granger檢驗(yàn)結(jié)果顯示,雙方存在單向的因果關(guān)系,基本建設(shè)支出是民間投資的Granger原因,即政府支出對民間投資的影響比較顯著。

表4 基于VAR模型的Bootstrap似然比檢驗(yàn)結(jié)果

通過單位根檢驗(yàn),財政基本建設(shè)支出 (lnFE-I)和民間投資 (lnDM-I)均為一階單整序列。Johansen極大似然法的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明兩者存在協(xié)整關(guān)系,標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為:①括號中為估計的標(biāo)準(zhǔn)差,“＊＊＊”表示在1%以上水平上顯著。

可見,基本建設(shè)支出與民間投資之間存在長期均衡的正相關(guān)性,Bootstrap方法顯示基本建設(shè)支出對民間投資有單向的因果關(guān)系?？梢哉f,基本建設(shè)支出每增加1%,將帶來1.33%的民間投資的增長,政府基本建設(shè)支出有效地拉動了民間投資。這表明,我國現(xiàn)階段政府的公共投資已經(jīng)對私人投資形成了擠入效應(yīng)。這可能是由于近年來我國公共投資主要投向了基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域,完善的基礎(chǔ)設(shè)施供給有利于提高私人資本的邊際效益和邊際生產(chǎn)率,促使私人增加投資,帶動經(jīng)濟(jì)良性發(fā)展。

2.財政分類支出與居民消費(fèi) (圖3)

居民消費(fèi)是我國消費(fèi)需求的主體,改革開放以來,居民消費(fèi)占最終消費(fèi)比重一度高達(dá)80%。近年來,居民消費(fèi)增長相對緩慢,占總消費(fèi)的比重有所降低,但2008年仍高達(dá)73%。

同樣,我們用VAR模型的Bootstrap似然比方法考察不同類別財政支出與居民消費(fèi)的相互影響,結(jié)果如表5所示。檢驗(yàn)結(jié)果顯示,雙方存在明顯的雙向因果關(guān)系,民生支出能顯著影響居民消費(fèi),而居民消費(fèi)的變動對民生支出的反作用也很明顯。

通過單位根檢驗(yàn),民生支出 (lnFE-C)和居民消費(fèi) (lnDM-C)均為一階單整序列。Johansen極大似然法的協(xié)整檢驗(yàn)表明兩者存在協(xié)整關(guān)系,標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程為:①括號中為估計的標(biāo)準(zhǔn)差,“＊＊＊”表示在1%以上水平上顯著。

可見,民生支出與居民消費(fèi)關(guān)系非常密切,兩者不僅存在長期均衡的正相關(guān)性,而且互為因果關(guān)系。樣本期間,民生支出每增加1個百分點(diǎn),將帶來居民消費(fèi)增長0.21的百分點(diǎn),政府民生支出有效地拉動了居民消費(fèi)。這表明現(xiàn)階段我國政府通過建立健全社會保障制度和大力發(fā)展教育、醫(yī)療、社會保障、住房等社會事業(yè),能夠改變居民的支出預(yù)期和邊際消費(fèi)傾向,從而放松消費(fèi)約束,使全社會居民消費(fèi)總量的增長加快[15]。

圖3 最終消費(fèi)與居民消費(fèi)比重

表5 基于VAR模型的Bootstrap似然比檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論及政策建議

傳統(tǒng)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)建立在漸進(jìn)理論基礎(chǔ)之上,結(jié)論只能在漸進(jìn)的程度上保證推斷可信,如果VAR系統(tǒng)中存在單整序列或者變量之間存在協(xié)整關(guān)系,可能導(dǎo)致檢驗(yàn)失效。在研究我國財政支出與國內(nèi)需求關(guān)系時,應(yīng)該考慮時間序列的小樣本特性,否則得到的結(jié)論無法令人信服。本文采用適用于小樣本的Bootstrap似然比檢驗(yàn)方法考察了我國政府財政支出和國內(nèi)需求的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示,在1978-2009年期間,二者之間存在單向Granger因果關(guān)系,財政支出對國內(nèi)需求增長的拉動作用明顯。進(jìn)一步,對政府財政分類支出與國內(nèi)需求主體的關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示,政府基本建設(shè)支出與民間投資存在單向Granger因果關(guān)系,說明基本建設(shè)支出的增加明顯帶動了民間投資;政府民生支出與居民消費(fèi)互為Granger因果關(guān)系,說明政府在民生方面的支出有效地拉動了居民消費(fèi),兩者存在長期均衡的正相關(guān)性。

綜上所述,我國政府財政支出對國內(nèi)需求存在著較明顯的擠入作用,增加財政支出可以有效達(dá)到擴(kuò)大內(nèi)需的目的。2010年,我國財政預(yù)算支出8.45萬億元,與去年相比增長11.4%,由此可粗略地估算出2010年新增財政支出將拉動國內(nèi)需求總量增加約3.4萬億元。另外,在實(shí)施積極財政政策、擴(kuò)大財政支出規(guī)模的同時,我們還要注意優(yōu)化支出的結(jié)構(gòu)。一是繼續(xù)增加民生財政支出,不斷完善教育、社保等公共服務(wù),使其與私人消費(fèi)形成互補(bǔ)關(guān)系,為居民消費(fèi)市場的進(jìn)一步發(fā)展提供必要的基礎(chǔ)性條件。二是調(diào)整政府經(jīng)濟(jì)建設(shè)投資的范圍和領(lǐng)域,對于那些可由私人部門替代的、不關(guān)系國家經(jīng)濟(jì)安全的部門要堅決退出,增加基礎(chǔ)設(shè)施投資 (如交通、能源、通訊等方面的建設(shè)),與私人投資成互補(bǔ)關(guān)系,提高私人資本的邊際效益,進(jìn)一步拉動民間投資需求。三是積極推進(jìn)政府機(jī)構(gòu)改革,提高政府行政經(jīng)費(fèi)支出的效率,進(jìn)一步優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)。

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