我国政府支出对居民消费民间投资的挤出效应分析

我国政府支出对居民消费、民间投资的挤出效应分析 内 容 提 要财政支出挤出效应指的是政府部门支出对私人部门支出的替代关系。政府支出作为财政活动的一个重要方面,主要通过政府干预、政府消费、直接投资等方式跟私人部门发生关系。 本文第一章主要介绍了国内外有关政府支出对居民消费和对民间投资的挤出效应方面的研究理论和分析方法,并提出本文的立异之处。 第二章分析了改革开放以来我国居民消费率、政府消费率、民间投资率和政府投资率的变化及我国跟国际相比在这些水平上的差距。 第三章介绍了单位根检验、协整检验、误差修正模型和脉冲响应函数,这些都是文中后面估计模型和进行模型分析要用到的一些计量方法。 第四章建立了政府支出对居民消费的挤出效应模型,从长期和短期两个方面分别估计了政府支出对居民消费的挤出效应。第五章建立了政府支出对民间投资的挤出效应模型,从长期和短期两个方面分别估计了政府支出对民间投资的挤出效应。 第六章分析了当前我国的经济形势,并结合本文模型得出的计算结果,针对当前我国面临的投资、消费比例失调问题提出一些政策建议。目 录前 言?1 第一章 国内外研究现状?2 1.1 有关政府支出对居民消费挤出效应的研究 ?2 1.2 有关政府支出对民间投资挤出效应的研究 ?3 第二章 我国政府支出和居民消费、民间投资的变化?6 2.1 政府消费和居民消费的变化?6 2.2 政府投资和民间投资的变化?7 第三章 方法介绍 ?10 3.1 单位根检验 ?10 3.2 协整检验 ?10 3.3 误差修正模型 ?11 3.4 脉冲响应函数 ?12 第四章 我国政府支出对居民消费的挤出效应 ?13 4.1 模型的提出 ?13 4.2 政府支出对居民消费的长期挤出效应 ?14 4.3 政府支出对居民消费的短期挤出效应 ?19 第五章 我国政府支出对民间投资的挤出效应 ?22 5.1 模型提出 ?22 5.2 政府支出对民间投资的长期挤出效应 ?22 5.3 政府支出对民间投资的短期挤出效应 ?25 第六章 当前经济形势下的政策思考及建议 ?29 6.1 当前经济形势分析?29 6.2 政策建议 ?29 结 论?31 参考文献 ?32 论文摘要(中文) ?1 论文摘要(英文) ?4 致 谢前 言政府支出实际上就是政府执行向社会提供公共物品或劳务方面的决策必须付出的成本,它的数额大小反映着政府介入经济生活和社会生活的规模和深度,因而政府支出会对私人部门产生影响。但是,政府支出对私人部门是挤出的效应还是挤入的效应长久以来一直都没有定论,经济学理论中不同的学术派别都针对不同的前提假设建立理论模型,做出了大量的实证分析来验证自己的理论观点:在政府支出对居民消费的挤出效应分析中,有代表性的巴罗认为,政府的公共支出就像私人生产过程的一种投入一样,具有正的消费与产出效应,在长期中政府支出对消费与产出产生了一定的挤出;而 Karras 用多国数据研究了居民消费与政府支出的关系,发现政府支出同居民消费之间存在一种互补关系;在政府支出与民间投资的挤出效应分析中,凯恩斯主义者认为,政府支出的增加刺激了私人投资、私人消费, 引发乘数效应;而货币主义者则认为, 政府开支与私人投资、私人消费之间存在着某种竞争性、对抗性的关系,政府支出的增加会挤出私人消费、私人投资,产生挤出效应。 多数有关挤出效应的模型都把政府支出当作一个总量来分析,由于考虑的因素不同,就会得出不同的结论,然而从政府支出内部结构的角度分析挤出效应却很少被应用。 本文按照Ahmed(1999)的研究框架,改进了它的回归方程。把政府支出的结构按照两种划分:一种是按投资和消费划分,另一种是按支出的功能性质划分。这样从两个角度分析政府支出对私人部门的挤出效应,可以更准确地得到政府支出挤出效应的影响方式和程度。 本文运用协整理论、误差修正模型,分别考察政府消费与政府投资对居民消费和民间投资长期的和短期的挤出效应;然后按照我国统计年鉴政府支出的项目,也分别考察了这些项目对居民消费和民间投资长期的和短期的的挤出效应。根据我们得到的估计结果,结合我国政府部门和非政府部门的消费及投资长期变动特征,针对当前面临的投资消费失调问题,提出若干改善投资消费关系的政策建议。第一章 国内外研究现状1.1 有关政府支出对居民消费挤出效应的研究 在有关政府支出对居民消费影响的研究中,国内外主要有两种观点:一种认为政府支出对居民消费是挤出的,另一种认为是挤入的。 在传统的IS-LM模型中,政府支出并不直接影响私人消费。贝利(Bailey,1971)最先研究了政府支出和私人消费之间的关系,他认为一个单位的政府支出可能相当于单位的私人消费,其中 0,1,那么在政府支出和私人消费之间就存在着一定的替代关系,如果这种替代关系确实存在,扩张性财政政策对私人消费将具有一定的挤出效应。 巴罗(Barro,1985)拓展了Bailey的研究,通过他建立的一个一般均衡宏观经济模型来研究政府在消费和服务上的支出对居民消费的影响, 巴罗认为,政府的公共支出就像私人生产过程的一种投入一样,具有正的消费与产出效应。政府支出的短期增加,将导致产出与消费的暂时增加,但产出与消费增加的幅度小于政府支出增加的幅度,而政府支出的长期增加虽然仍具有正的产出与消费效应,但这种产出与消费效应比政府短期支出增加的产出与消费效应更低,即在长期中政府支出对消费与产出产生了一定的挤出。 阿绍尔(Aschauer,1985)和考曼迪(Kormendi,1983)使用一个长期收入决定模型对美国的数据进行了研究,发现美国的政府支出同居民消费之间存在明显的替代关系,不过由于的估计值小于1,政府支出并没有完全挤出私人消费,扩张性财政政策因而具有一定作用。阿曼迪(Ahmed,1986)在用跨期替代模型对英国的数据进行研究时也得到了同样的结论。Amano 和Wirjanto 1997利用相对价格方法估计了美国政府支出与居民居民消费减少。Tsung-wu Ho2001利用板块数据对OECD 24个工业国政府支出与居民消费之间的关系进行了研究,发现在单一国家中政府支出与居民消费之间并不存在规律性的结果,但在对多国数据进行协整分析时,结果表明政府支出对居民消费存在明显的替代关系。 以上研究证实了政府支出同居民消费之间存在某种替代关系,但是另一些实证研究却得到了与上述研究完全不同的结果。Devereus、Head 和Lapham1996在规模报酬递增、寡头竞争假定前提下研究了政府支出对宏观经济的影响,发现政府支出的增加将导致总产量水平的上升,而总产量水平的上升又导致工人实际工资的上升,从而导致消费对闲暇的替代,于是政府支出增加导致了私人消费的增加。Karras1994 用多国数据研究了居民消费与政府支出的关系,发现政府支出同居民消费之间存在一种互补关系,这种互补关系的强度与政府规模负相关,政府支出增加将提高居民消费的边际效用水平,从而提高居民的消费支出水平。这些研究表明,政府支出并不会导致对居民消费的挤出,相反,居民消费反而有可能被挤入。 近年来国内一些学者对政府支出与居民消费之间的关系也有了一些研究,例如曾令华(2000)、戴园晨(1999),早期的研究由于缺乏实证的支持,没有得到一个一致的结果。谢建国(2002)通过居民消费的跨期替代模型考察了政府支出对居民消费的影响,研究认为短期内政府支出对居民消费是挤入的,但在长期均衡时政府支出完全挤出了居民消费消费。 前面的文章考虑政府支出都是把其当作总量,其内部结构对居民消费的影响并不清楚。本文把政府支出按照两种划分:一种是按投资和消费划分,另一种是按支出的功能性质划分。这样从两个角度分析政府支出对居民消费的挤出效应,可以更准确地得到政府支出对居民消费的影响方式和程度,因而对财政政策的制定有一定的参考作用。 1.2 有关政府支出对民间投资挤出效应的研究 在有关政府支出对民间投资影响的研究中,西方的经济理论大致可分为两大派别:凯恩斯主义者提出的乘数效应,认为政府支出对民间投资具有促进挤入效用,这是凯恩斯主义财政政策有效性的基础;货币主义者认为政府财政支出的增加会挤掉私人部门计划投资的相应增加,政府开支与私人投资、私人消费之间存在着某种竞争性、对抗性的关系, 用财政刺激对经济增长基本上是无效的。 凯恩斯主义者认为, 在边际消费倾向递减、资本边际效率递减和货币灵活偏好的作用下, 资本主义经济经常面临的是有效需求不足主要是消费需求不足和投资需求不足 问题, 特别是在经济危机期间更是如此。如果放任市场自由调节, 资本主义经济充其量只能达到某种非充分就业的均衡。为了实现充分就业的宏观经济均衡, 就需要以扩大政府开支和增加出口作为刺激总需求上升的一个重要手段。由于政府财政开支的增加会产生一种使产出成倍增长的所谓乘数效应, 通过政府开支的变动来调节社会需求总量便会直接影响经济社会的产出、就业和物价水平, 这有助于实现社会经济的稳定和增长。因此就促进经济增长而言, 政府开支、私人投资、私人消费三者具有相互补充的作用,政府开支的增加会刺激了私人投资, 引发乘数效应, 以至于社会产出水平达到一个新的均衡, 该均衡下产出 的增加将是财政开支增加的数倍。但是, 凯恩斯也提出, 政府开支的扩大只能集中在那些属于公共工程项目开支的资本支出上, 才会对产出的增长产生长期明显的乘数效应。如果扩大的政府开支只是以增加私人消费和公共消费开支的形式进行的, 财政开支的乘数效应就会仅仅表现为短期性。而为了促进长期的经济增长, 公共性资本支出则更为必要。目前经济学家认为, 公共性资本支出主要包括对关键性产业发展的研究与产品开发的投入, 对公共设施的适量投资以及对人力资源开发的投入。 但在货币主义者看来, 政府开支与私人投资、私人消费之间存在着某种竞争性、对抗性的关系,政府财政支出的增加会挤掉私人部门计划投资的相应增加, 政府扩大开支影响的只不过是经济社会内部公共部门与私人部门之间的资源配置, 并不是该经济社会可以获得的产出和收入总量,财政刺激对经济增长基本上是无效的,因此他们在政策选择上主张减少政府的经济干预, 而在经济理论上则提出政府财政开支的“挤出效应假设”。他们认为私人投资不足是由于政府赤字财政开支造成的, 是由于政府开支挤掉了私人投资。在分析上,挤出效应一般是通过标准的IS - LM模型来分析的大小和影响因素,挤出效应的大小取决于IS和LM两条曲线的斜率。IS曲线越陡峭,挤出效应越小,反之越大;如果IS曲线垂直,则说明利率对民间投资没有影响,不会发生挤出效应。再从LM曲线来看,曲线越陡峭,挤出效应越大;如果LM曲线垂直,货币需求对利率的弹性为0,此时挤出效应最大;如果LM曲线是水平的,则货币需求对利率具有完全弹性,表明经济陷入“凯恩斯陷阱”,不会发生挤出效应。 Barro(1990)研究税收融资的政府支出对投资和产出的影响,更高的税收减少收入水平,因而对民间投资是挤出的。Ahmed(1999)引入政府预算约束到回归方程,把政府支出分为国防、教育、福利等项目,认为一些政府支出项目挤出投资,还有一些项目(比如交通通讯)对投资是挤入的,然而总的政府支出对投资是挤出的,由于他使用的是总投资,并没有把政府投资和民间投资分开,因此得到的结果受到批评。 国内一些学者对政府支出与民间投资的关系也作了一些实证研究,如高铁梅(2002)利用状态空间方法建立了IS - LM 季度可变参数模型估计、简单的政府支出乘数和包含挤出效应的财政政策乘数。 Ahmed(1999)文中把政府支出项目划分成国防、教育、健康、安全与福利、经济建设、交通通讯和其他支出几个部分。本文研究政府支出对民间投资的挤出效应,是按照Ahmed(1999)研究框架,改进了其回归方程:结合我国实际,把政府支出按照功能性质划分成经济建设支出、教育文化支出、国防支出、行政管理支出和其他支出;本文还把投资按照政府投资和民间投资分开,把政府支出分成政府投资和政府消费分开,这样得到的结果的解释力会更强。第二章 我国政府支出和居民消费、民间投资的变化2.1 政府消费和居民消费的变化 最终消费由政府消费和居民消费构成,两者在 GDP中所占比重是最终消费内部一对重要的比例关系。分析政府消费率和居民消费率的变化,有助于看清政府消费和居民消费的比例关系是否合理,也有助于分析政府规模是否过大。我国政府消费是指政府部门为全社会提供公共服务的消费,包括国防、社会保障、科教文卫,以及向住户以免费或低价提供的货物和服务等方面的开支。适度的政府消费是维护社会经济正常运转的必要条件,也是扩大内需、调节景气周期的重要手段。 如图 2.1所示,我国消费率水平波动比较平缓,特别是政府消费率水平,在 19782002年间,最大 .6为 0.152,最小为 0.131,标准.5差仅为 0.01。而居民消费率在.480年代和 90年代初较高(均值位 0.509,标准差为 0.019),.3自 1992年代以来有所下降并.2更为平缓(均值为 0.468,标准差为 0.011)。178 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02国际比较显示,中国的政政府消费率 居民消费率府消费率与低收入国家的平图 2.1 政府消费和居民消费的变化 均水平相当,大大低于亚洲的平均水平,从一定年份看,根据世界银行的数据,2000 年,我国政府最终消费占 GDP的比重为 11%,低收入国家平均为 11%,下中等收入国家为 12%,上中等国家为 13%,高收入国家为 16%,世界平均为 15%,以各国较长时间的平均数据做比较,我国的政府消费率也偏低。国外学者对118个国家 19601985年数据的一项研究表明,以政府消费占 GDP的比重表示政府最优规模,这些国家的政最优规模平均为 23%,换言之,在这样的政府消费水平上,政府提供的公共服务可以产生最优效果,而又可以避免政府规模过度膨胀。相比之下,我国 1990年代政府消费率平均仅为12%左右,明显低于平均水平。在我国发展社会主义市场经济的过程中,尤其是在进入全面建设小康社会的经济发展新阶段,如果政府消费率持续偏低,将难以满足社会对政府公共服务越来越大的需求。 从国际比较的角度看,我国不仅最终消费率偏低,而且其中居民消费率偏低的状况更为突出。据世界银行的数据,2000 年,我国城乡居民的家庭最终消费支出仅占 GDP的 49%,全球平均为 62%(其中,下中等收入国家为 56%,上中等收入国家为 65%),高收入国家为 62%;一些人口大国的这一比重也都高于中国,如美国为 67%,日本为 61%,印度为 68%。与国际上的同口径指标相比,目前我国家庭消费率明显的偏低,不仅低于世界平均水平,也低于低收入国家的平均水平,与同样经济发展程度的印度相比也有很大差距。 2.2 政府投资和民间投资的变化 在投资构成中,政府投资和民间投资是一对重要的比例关系。两者在GDP 中各自所占比重及其消长,可以从一个侧面反映我国市场化改革进程中政府职能的转换,民间投资的成长状况,以及经济内在的自主增长能力是否增强。目前我国的政府投资,主要集中在基础设施、公用事业、部分重大基础工业项目、区域开发、生态保护、国土整治、国防、航天和高新技术开发等领域。一般而言,由于存在“市场失灵”的情况,需要政府在公共产品和公共服务领域进行投资。进一步说,我国是发展中大国,工业化的历史任务尚未完成,基础设施和高新技术产业相对落后,地区差异极大,需要政府投资来缓解“瓶颈”制约,对促进工业化进程发挥有比较积极的作用,也需要对欠发达地区加大政府投资力度,带动地区协调发展。此外我国尚处于经济增长方式和经济体制的转换过程中,抵御外部经济金融危机冲击的力量比较薄弱,适当的政府投资有助于调节社会总供求,防止经济下滑。 对自 1978年以来的统计资料分析表明(见图 2.2),我国政府投资率呈现出个“U”字型的发展,由 1978年的 17.71%逐渐下降到 1994年的-0.41%,之后又上升到 2002年的 8.03%。1994年以来的这种上升反映了经济社会发展对政府投资的需求;特别是为了应付亚洲金融危机的冲击和国内通货紧缩的影响,我国连续数年实行积极财政政策,发行建设国债扩大政府直接投资,必然会促使政府投资率提高。 在国际比较中,我国政府投资率低于周边的一些亚洲国家,比发达市场经济国家要高一些。例如,.51996年,韩国的政府投资率为.45.5%,巴基斯坦为 2.6%(1997年),美国为 1.7%,加拿大为 .32.2%(1997年),德国为 2.2%,.2意大利为 1.3%,荷兰为 2.4%.1(1995年),英国为 0.8%。中.0国 1996 年的政府投资率为2.7%,与巴基斯坦大体相当,78 80 82 84 86 88 90 92 94 96 98 00 02显著低于韩国(即使中国 2001政府投资率 民间投资率年政府投资率上升到 3.8%,图 2.2 政府投资和民间投资的变化 也仍然低于韩国 1996年的水平)。与上述发达市场经济国家相比,我国的政府投资率明显高于英国、意大利和美国,略高于荷兰、加拿大和德国。在我国目前所处的经济发展和体制转轨阶段,政府投资占 GDP的比重高于发达国家,应该说是正常的。在同样经济发展水平的亚洲国家中,我国的政府投资率则不能算高,甚至可以说是比较低的。巴基斯坦的政府投资率与我国接近,韩国这样的新兴工业化国家更是大大高于我国,这说明政府投资率的高低取决于不同国家的历史条件和经济发展道路。事实上,在政府投资率为既定的前提下,关键在于政府投资的方向是否合理,如果政府投资集中在公共产品和公共服务领域,这样就有利于带动而不是排斥民间投资的增长,也表明政府合理的行使了经济职能。 19782002年,我国的民间投资率呈现出缓慢上升-急剧上升-逐渐回落-缓慢回升的轨迹。1992年从 35.23%跃升到次年的 42.89%,其后逐年回落为 2000年的 31.68%,虽然 2001、 2002开始回升,但是也仅达到 1991年的水平。这样的变化反映的事实是,90 年代初期开始的投资过热迅速引致通货膨胀,迫使国家采取紧缩性的宏观调控措施,逐渐实现国民经济的“软着陆”,在这一过程中,整个投资率和民间投资率的下降都是必要的,也是不可避免的。 一些论者经常用 90年代中期以前民间投资的高增长,来对照说明近几年民间投资的乏力。事实上,这种简单类比是存在明显漏洞的。主要是因为很难用投资过热时期较高的民间投资率或增速作为理想的参照系,来判断现在的这一比率是否偏低,否则容易引起新一轮的投资过热和国民经济比例失调。从发展趋势来看,考虑到积极财政政策逐步“淡出”、建设国债发行规模将逐步减少,今后政府投资率会相应有所回落。同时,随着鼓励民间投资的政策逐步完善和落实,包括各类民间投资主体在内的非政府投资日趋活跃,尤其是非国有经济投资正在加速成长,对全社会投资的贡献越来越大,因此民间投资率将会继续回升。第三章 方法介绍本文是按照 Ahmed(1999)的研究框架,改进了它的回归方程,来估计变量间的影响关系。为了估计结果和对结果进行讨论分析,首先介绍一下后文要用到的分析方法。 3.1 单位根检验 由于变量间成立协整关系首先要求所涉及的变量具有相同个数的单位根即同阶单整,因此,单整检验即为协整分析的第一步。单整检验一般使用增广的迪克-富勒(Augmented Dickey-Fuller,以下简记为 ADF)检验。实施这一检验是通过对 ky + y + t + dy + (3.1) t 0 1 t?1 2 s t?s ts1进行回归来实现。其中 t为时间趋势。若变量无时间趋势,令 0时,2基于对(2.1)式回归的检验结论有时对滞后阶 k非常敏感。k的选取既要使残差消除自相关性又要尽量避免减少信息量,而残差有无自相关可通过Ljiung-Box的Q统计量来检验。 3.2 协整检验 协整概念是个强有力的概念,如果假定一些经济指标被某种经济系统联系在一起,那么从长远来看这些变量应该具有均衡关系,这是建立或检验模型的基本出发点,协整可以被看作这种均衡关系性质的统计表达式。 协整检验从检验对象上可以分为两种:一种是基于回归系数的协整检验,如 Johansen 检验;另一种是基于回归残差的协整检验,如 CRDW(Cointegration Regression Durbin-Waston)检验,ADF检验。基于回归系数的检验具有更强的检验能力(Johansen,1988),我们后文做的协整检验就是用 Johansen的协整检验。 关于协整检验,数据中有无确定的趋势直接决定 ECM(误差修正模型)中出现无约束的截距项还是无截距项。设定的合适与否有可能直接导致检验结论的正确性,Johansen(1991,1994)证明了当数据呈现随机和确定趋势时,出现在 ECM中的协整向量不应包括截距,而 ECM则应包括一个截距项。若不如此,模型就被不恰当地设定并可能导致错误的统计推断。 i 若非稳定的变量 X (向量)没有确定的趋势,则约束的截距项t 在 ECM中作为协整向量的一部分出现,即: 0X X + + X + a X + (3.2) t 1 t?1 k t?k +1 t?k 0 t这里, 为协整向量,为对应的调节参数(向量), X 为非稳定变t?k量 X 的稳定的线性组合即协整关系。而常数项的约束为 ,令t?k 0* * , , X X ,?1,则(3.2)式为: 0 t?k t?k* *X X + X + + X + a X + (3.3) t 1 t?1 2 t?2 k t?k +1 t?k t由(3.2)式可知,在这种情况下,协整向量应包括截距 ,而由(3.3)0式,ECM则没有截距。 ii 如 X中某些(或全部)分量存在线性时间趋势,则常数项出现在t协整向量之外,即: X X + + X + a X + (3.4) t 1 t?1 k t?k +1 t?k t由(3.4)式,常数项显然无约束地出现在(3.4)即 ECM之中,检验数据中不存在线性趋势(即选择(3.2)还是(3.4)的统计量由 Johansen(1990,1992)给出。 Granger 在协整概念的基础上,进一步提出了著名的 Granger 协整定理,该定理的重要意义就在于其证明了协整概念与误差修正模型的必然联系。若非平稳变量之间存在协整关系,则必然可以建立误差修正模型;若用非平稳变量可以建立误差修正模型,则该变量之间必然存在协整关系。 3.3误差修正模型 误差修正模型是用来得到因变量短期调整的一种方法。当长期均衡关* *系是 y x 时,误差修正项是如 y ?x的形式,它反映了 y关于 x时t t点的短期偏离。 Y X + + X + aY X? + (3.5) t 1 t?1 k t?k +1 t?1 t?1 t误差修正模型不单纯的使用变量水平值(指变量的原始值)或变量的差分建模,而是把两者有机地结合在一起,充分利用这两者所提供的信息。从短期看,被解释变量的变动是由较稳定的长期趋势和短期波动所决定的,短期内系统对于均衡状态的偏离程度的大小直接导致波动幅度的大小。从长期看,协整关系式起到引力线的作用,将非均衡状态拉回到均衡状态( 0的情形),表现为协整关系对变量短期变动的调整;或者协整关系式起到助推的作用( 0的情形),表现为变量的短期变动引起非均衡状态继续偏离。 3.4 脉冲响应函数 脉冲响应函数可以用来考察误差修正模型中扰动项的影响是如何传播到各个变量的。对第i个变量的冲击不仅直接影响第i个变量,并且通过误差修正模型的动态(滞后)结构传导给所有的其它内生变量。脉冲响应函数描绘了在一个扰动项上加上一次性的一个冲击one-time shock,对于内生变量的当前值和未来值所带来的影响。文中就使用脉冲响应函数图考察变量间影响关系,它从短期上刻画了一个变量一次冲击后对另一个变量影响的变动轨迹。第四章 我国政府支出对居民消费的挤出效应4.1 模型的提出 我们改进 Ahmed(1999)的方程,把政府支出按照两种方式划分:一种是按投资支出和消费支出划分,另一种是按支出的功能性质划分,然后考察政府支出对居民消费挤出效应。因此我们建立两个模型方程:政府的消费支出和投资支出对居民消费的挤出效应方程,即(4.1)式;按财政功能性质划分的政府支出项目对居民消费的挤出效应方程,即(4.2)式: CC a + a ?Opn + a ?GC + a ?GI + (4.1) 1 2 3 4 1CC c + c ?Opn + c ?GECO + c ?GEDU +1 2 3 4 (4.2) c ?GDEF + c ?GMAG + c ?GETC + 5 6 7 3其中,CC表示居民消费,GC表示政府消费,GI表示政府投资,Opn表示贸易变量或开放程度,GECO、GEDU、GDEF、GMAG和 GETC分别表示经济建设支出、教育文化支出、国防支出、行政管理支出和其它支出。 1 2居民消费的数据使用支出法国内生产总值结构中的居民消费项跟当年名义 GDP的比值计算;政府消费的数据使用支出法国内生产总值结构中的政府消费项跟当年名义 GDP的比值计算;政府投资的数据使用政府支出与政府消费之差跟当年名义 GDP的比值计算;贸易变量的数据使用对外经济贸易基本情况中的进出口总额项跟当年名义 GDP 的比值计算;经济建设支出、教育文化支出、国防支出、行政管理支出和其它支出的数据分别使用国家财政按功能性质分类的支出中的项目跟当年名义GDP的比值计算。这里使用数据变量的样本长度均为 19782002年,使用 EViews 4.0软件对数据进行分析。 由于我国自 1978年改革开放以来,进出口总额跟我国政府部门和私人部门的关系越来越紧密,成为了一个非常重要的影响因素,因此我们将1数据来源都取自中国统计年鉴。 2按支出法计算的 GDP分为最终消费、资本形成和净出口三项,最终消费由城乡居民消费(以下称居民消费)和政府消费构成,其占 GDP之比为最终消费;资本形成总额包括固定资本形成额和存货增加,其占 GDP之比为投资率,或资本形成率;消费率和投资率相加有时会大于 100%,主要因为净出口为负,使 GDP总额减少,分母缩小。贸易变量引入了模型中。在经验的研究中估计回归方程标准的方法是用普通最小二乘估计(OLS)(Levine和 Renelt,1992;Fischer,1993),然而这样的估计可能会产生一些解释方面的问题(比如某些重要的影响因素),如果忽略了这样的变量或跟被解释变量相关的变量,那么最小二乘估计将会是有偏的,并且会产生系数估计的不一致。为了得到政府支出对居民消费的挤出效应结果,避免伪回归,首先要先进行协整检验,然后使用协整理论建立协整方程,得到变量间的长期稳定关系,然后利用误差修正模型,考察长期均衡对变量短期变动的调整,最后通过脉冲响应函数图得到变量短期变动调整的轨迹。 4.2 政府支出对居民消费的长期挤出效应 我们是通过协整关系来考察长期挤出效应的,这就要得到关于(4.1)式和(4.2)式的协整方程。为了避免伪回归,进行协整检验,首先要检验变量的平稳性,这是通过进行单位根检验得到的。 变量的单位根检验是通过(3.1)式来完成的。表 4.1给出了检验结果。基于 Ljiung-Box的 Q检验,我们对变量 CC、CI、Opn、GEDU、GMAG和 GETC选取滞后阶 k 0,而变量 DEF、GECO对 k的取值比较敏感,但取 k 2亦可满足要求。根据表 4.1,我们认为变量都服从一阶单位根过程。 表4.1 变量的单位根检验 变量 ADF 临界值 变量 ADF 临界值 结论 * *CC -2.94CC -3.04 I1 -3.25 -2.67 * *CI -2.00 -3.39 I1 CI -2.64 -2.67 * *GC -1.58 -6.25 I1 GC -2.63 -4.42 * *GI -0.61GI -3.2 I1 -1.62 -2.68 * *Opn 1.91 -5.15 I1 Opn -1.62 -3.75 * *GECO -2.58GECO -2.80 I1 -1.62 -2.68 * *GEDU 0.26 -2.03 I1 GEDU -1.62 -1.96 * *GDEF -1.80 -2.25 I1 GDEF -2.65 -1.96 * *GMAG 1.21GMAG -2.31 I1 -1.62 -1.96 * *GETC 0.48 -4.2 I1 GETC -3.24 -3.62 “*”表示 10%的显著性,“*”表示 5%的显著性,“*”表示 1%的显著性4.2.1政府的消费支出和投资支出对居民消费的长期挤出效应 建立协整方程,我们要先检验数据中是否存在确定性趋势,以选取正确的模型设定;而且要根据数据有无时间趋势设定 ECM中有无截距,并基于此进行迹检验和最大特征根检验以及相应的协整向量和调节向量的估计。为此,我们使用 Johansen和 Juselius(1990,1991)的极大似然比*检验(4.3)式,其中 和 i 1 4分别为数据中有无线性趋势时的特i i征根。 42*L ?T ln1? /1? 3 (4.3) T 1 ii2L 用于检验原假设:部分或全部变量的数据中无确定的线性时间趋势,T对应的备选假设为数据中有确定性趋势。 对(4.1)式我们所计算变量协整的特征根为: 0.869 349 0. 231 0. 000 01 2 3 4* * * * 0.869 502 0. 235 0. 093 01 2 3 42计算得到统计量 L 1357.82,这里 7.82为 3在 5%的显著性水平下T的临界值,因此拒绝原假设而接受备选假设即确认数据中有确定性趋势。这样,我们取(3.4)式为 ECM的设定形式,即常数项出现在 ECM中协整向量之外。我们初步选取滞后阶 k 1,后面基于协整方程(或 ECM)的残差进行 Ljiung-Box的 Q检验和 Jarque-Bera的正态性检验将最终检验k 1是否合适。 表 4.2给出的是变量间是否成立协整关系的迹检验 和最大特征根检 t4验 。对于 ?Tln1? , r为秩即协整关系的个数,4为变量个 m t iir+1数,其原假设 H 是秩为小于或等于,备选假设 H为秩大于或等于 r +1。0 1而对于 ,其 H 指秩为 r, H指秩为 r +1。 m 0 1对于表 4.2,我们首先指出其临界值必须使用 Johansen(1992)通过仿真给出的数据有线性趋势时的临界值 c,Johansen(1992)强调了协整1关系中设定截距项,取决于数据中有无线性趋势;本文通过(3.3)式的似然比检验确认 ECM中应包括截距项,故使用 Johansen的临界值。这一临界值跟软件 EViews自动给出的临界值稍有差别,但不影响检验结论,这可能是样本数据较小造成的。 表4.2 CC、Opn、GC、GI之间的协整检验 特征根 H H c H H c 0 1 t 1 0 1 m 1* *0.869 r 0r 1 62.71 54.46 r 0r 1 46.79 32.24 * *0.349 r 1r 2 15.92 29.68 r 1r 2 9.87 20.97 * *0.231 r 2r 3 6.06 15.41 r 2r 3 6.05 14.07 * *0.000 r 3r 4 0.001 3.76 r 3r 4 0.001 3.76 “*”表示 5%的显著性,“*”表示 1%的显著性 从表 4.2中的 检验可明显看出秩 r1。而由 ,从对应第一行可看t m出拒绝 r0,有第二行接受 H :r 1,所以其结论也是 r1。这样,我们0最后的结论是变量 CC、Opn、GC、GI之间存在着一个长期稳定关系,即协整关系,其对应的协整向量和正则化的协整向量 与调节参数的估计由表 4.3列出。 表4.3 协整向量和调节向量的估计(括号中为对应的 t值) 变量 协整向量 CC -65.03 1.000 -0.350(-2.75) Opn -8.14 0.125(3.72) -0.340(-0.706) GC -43.04 0.662(2.67) 0.082(1.076) GI 36.39 -0.560(-6.68) 0.548(5.23) 这样,我国居民消费、贸易、政府消费、政府投资这四个变量之间的e长期稳定关系,记这一协整关系的偏差(或均衡误差) ,表示如下:65.03?CC8.14 ?Opn43.04 ?GC + 36.39 ?GI e (4.4) t t t t t对应的正则化的均衡为: CC ?0.125?Opn0.662 ?GC + 0.560 ?GI + e (4.5) t t t t t列中的括号)显著我们可以认为由居民消费、贸易变量、政府消费和政府投资构成的协整关系是显著有效的。 由 GC的系数为-1-0.6620,可以认为政府消费对居民消费是部分挤消费减少;GI的系数为 10.560,可以认为政府投资对居民消费是部分民消费增加。但是,由于0.662 0.560,政府消费挤出的边际力度大于政府投资进入的边际力度,而且自从 1980年以后,政府消费率水平都远大于政府投资率,所以从长期上来看,政府支出对居民消费是挤出的,挤出的大小随着政府消费率水平与政府投资率水平的差的大小同向变动。自从 1998年以来,我国政府采取扩张性的财政政策,在政府消费率缓慢上升的同时,政府投资率水平迅速上升,这可以说在很大程度上减小了对居民消费的挤出,这也是扩大内需政策的实施效果之一。 4.2.2政府支出的各要素对居民消费的长期挤出效应 我们用(4.2)式来考察政府支出的各要素对居民消费的长期挤出效应。政府支出的各要素包括:经济建设支出、教育文化支出、国防支出、行政管理支出和其它支出。先用普通最小二乘估计(4.2)式,发现 GDEF变量并不显著,因此我们剔除此变量,修改后的(4.2)式为: CC c + c ?Opn + c ?GECO + c ?GEDU + c ?GMAG1 2 3 4 5(4.6) + c ?GETC + 6 3T2为 5在 5%的显著性水平下的临界值,因此取(3.4)式为 ECM的设定形式,即认为常数项出现在 ECM中协整向量之外,我们初步选取滞后阶k 1。下面给出 CC、Opn、GECO、GEDU、GMAG、GETC间的协整检验结果。 表4.4CC、Opn、GECO、GEDU、GMAG、GETC之间的协整检验 特征根 H H c 0 1 t 1*0.911 r 0 r 1 184.5 103.2 *0.885 r 1 r 2 128.8 76.07 *0.811 r 2 r 3 79.08 54.46 *0.720 r 3 r 4 40.70 35.65 *0.362 r 4 r 5 11.44 15.41 *0.047 r 5 r 6 1.097 3.76 “*”表示 5%的显著性,“*”表示 1%的显著性对于表 4.4,由 40.7035.65 拒绝 H 而接受 H : r 4;而由t 0 1 11.4415.41而接受 H :r 4,所以秩 r4,即存在协整关系,其对应t 0的协整向量和正则化的协整向量 与调节参数的估计由表 4.5列出。 表4.5协整向量和调节向量的估计(括号中为对应的 t值) 变量 协整向量 CC 142.99 1.000 0.07(0.196) Opn 34.46 0.241(9.37) 0.008(0.009) GECO 58.59 0.410(7.93) -0.189(-0.68) GEDU -324.4 -2.27(-6.72) -0.015(-0.22) GMAG -987.9 -6.91(-11.6) 0.035(0.58) GETC 1130.4 7.91(14.4) -0.251(-4.08) 得到的正则化的协整方程为: t t t t(4.7) + 6.91? GMAG7.91? GETC + et t t从表 4.5中可看出变量 Opn、GECO、GEDU、GMAG、GETC均显著的进入协整方程,因此我们构造的方程(4.7)式表示的变量间的长期关系是显著有效的。 从系数上可以得到,经济建设支出和其他支出对居民消费是挤出的,经济建设支出的挤出效应要小点(-1-0