財政分權、經濟增長與外貿依存度實證分析摘要：根據我國19782()07年的數據，運用協整、Granger因果檢驗、脈沖響應函數研究了我國財政分權、經濟增長對外貿依存度的動態(tài)影響。研究發(fā)現：在長期內，財政分權會提高我國的外貿依存度，而短期內財政分權對外貿依存度的作用不顯著；以人均GDP衡量的經濟增長，在短期內可提高外貿依存度水平，而在長期中卻會降低外貿依存度。分析表明，財政分權引致的地方政府為經濟增長而產生的鼓勵FDI和出口的激勵，經濟增長及其促成的FDI及貿易升級、產業(yè)結構調整、內需導向型經濟增長模式。是財政分權、經濟增長和外貿依存度之間動態(tài)關系產生的內在邏輯.關鍵詞：財政分權；經濟增長；外貿依存度一、問題提出及文獻回顧自1978年改革開放以來，我國的進出口貿易大幅度增長。1978年我國進出口總額為355億元，2007年增加到1635024億元，30年增加了近460倍。與此同時，以進出口額占GDP比表示的外貿依存度由1978年的974，提高到2007年的663(見圖1)。這使我國的外貿依存度是否過高，以及外貿和我國經濟增長的關系成為各界關注的熱點。關于對外貿易和經濟增長關系的研究文獻很多，如沈程祥(1999)、魏巍賢(1999)、林毅夫等(2001)、許和連與賴明勇(2002)，沈坤榮和李劍(2003)、王坤等(2004)、張學勇等(2006)、楊斐等(2007)、黃新飛和舒元(2007)、崔遠淼(2007)等等。但國內對外貿和經濟增長的研究大都是對DHRobertson(1937)外貿是“經濟增長的發(fā)動機”命題在進行檢驗分析，集中于對外貿易到經濟增長的單向分析，而研究經濟增長對外貿的作用的文獻卻比較少。涉及我國經濟增長對外貿影響的文獻也多是在用協整、ECM及Granger檢驗等方法研究外貿對經濟增長的影響時，對經濟增長對外貿的因果關系進行了檢驗(沈程祥，1999；魏巍賢，1999；王坤等，2004；楊斐等，2007)；但由于使用數據及其具體昏叭ger檢驗方法的差別，研究并沒有形成共識：更為重要的是，已有的研究都沒有就經濟增長對外貿的作用方向、強度及機理等進行深入研究。對外貿與經濟增長的關系，國外研究也是更關注于貿易開放對經濟增長的作用及機理，如Michaely(1977)、Tyler(1981)、D01lar(1992)、Edwards(1993)、Frankel&；Romer(1999)、Rodriguez&；Rodrik(2000)、Wacziarg(2001)、Greenaway(2()02)、Yanikkaya(2003)、Galina&；Murat(2004)等等，對經濟增長對貿易開放的研究較少且也多是在研究進出口及貿易開放對經濟增長的影響中所進行的考察，如：John，nlomton(1996)、FranciscoFRibeiroRamos(2001)、SaibuMuibiOlufemi(2004)等，他們的研究顯示不同國家經濟增長對外貿的作用存在著國別差異。為此，筆者對我國經濟增長對外貿的因果關系、作用方向、強度及其機理進行研究，不同的是我們用外貿依存度代替其他研究者選用的進出口總額。這是基于作為相對指標外貿依存度更好地反映了一國的對外貿易狀況，另外這又可直接考察經濟增長對我國外貿依存度提高的影響.改革開放30年財政分權是重要的制度變革，也是影響我國經濟、社會的重要變量。主流財政分權理論認為，信息優(yōu)勢(Havek，1948)、同質偏好(0ates，1972)和“用腳投票”(Tiebout，1956)使地方政府在公共品供給上更有效率，雖然我閣地方政府還沒有標準意義上的“用手投票”機制，城鄉(xiāng)戶籍制度也削弱了“朋腳投票”機制的發(fā)揮，但地方政府作為轄區(qū)居民公共利益的法定代表，其行為必然要考慮轄區(qū)居民的偏好，“用手投票”和“用腳投票”機制依然發(fā)揮很大作用而有力的全國性政黨呵以減輕分權產生的地方保護、跨區(qū)負外部性等消極作用(Riker，1964；E一li】olopov&；Zhuravskaya，2006)。在“用手投票”和“用腳投票”機制軟化條件下，地方政府便可能在居民的公共服務需求集中，根據自己的偏好和需要進行選擇提供。中國式的財政分權的最大特點是經濟上的分權和政治上的集權相伴，在地方官員的“晉升錦標賽治理模式”下，地方官員之問圍繞經濟增長而進行激烈的“晉升錦標賽”競爭(“andzhou，2005；周黎安，2007)。在財政分權情況下，地方政府擁有本地財政收入支出權、投資項目審批權和各種資源配置權。長期以來投資和出口一直是我國經濟增長的發(fā)動機，地方政府為了更好的政績，便最大限度地利用其掌握的資源鼓勵投資和出口，以促進經濟增長。與內資相比，地方政府更青睞于外商直接投資(FDI)，因為，其一，FDI的進入取決于外資公司的決策，不像內資而臨來源地地方政府各種形式的競爭壓力；其二二，FDI町以繞過金融體制，直接為地區(qū)經濟的發(fā)展注入大量資本，促進地方經濟增長(王文劍等，2007)；其i，FDI帶來資本、管理及技術，是“資本、專利和相關技術的結合體”，還可對地方經濟增長產生溢出效應(沈坤榮、耿強2001)。為贏得更多的FDI，地方政府通過稅收優(yōu)惠、土地、金融信貸，以及偏向于招商引資的基礎設施等公共品的大量提供，進行FDI吸引競爭；FDI的直接結果便是機器設備、原料及能源的大量進口。隨著世界范圍內的產業(yè)轉移，外資又利用我國勞動力等成本優(yōu)勢，把我困作為其全球重要的生產加工及出口基地，這使FDI產生r巨大的進出口效應。另一方面，由于出口對經濟增長的重要性地方政府除了通過吸引FDI促進投資與出口外，還在國家優(yōu)惠的基礎上競相出臺了名目繁多的更優(yōu)惠的出口鼓勵措施，下達并考核口指標(魏興民，2006；陳文玲，2007)，促進各類企業(yè)的出口。財政分權下各地方政府為追求政績的錦標賽競爭，引致了地方政府對FDl和出口的熱情，從而促進了進口的長期快速增長和外貿依存度的持續(xù)攀升，j筆者根據我國19782007年的數據，運用動態(tài)計量經濟學方法，實證研究了財政分權和經濟增長對我國外貿依存度的影響.二、實證研究1數據及平穩(wěn)性檢驗理論界關于財政分權的度量還存在很大爭議，最常用的是0ates(1985)首先采用的財政收支指標，用下級政府的財政收支份額來刻畫財政分權程度；研究我困財政分權的文獻也大都是基于這種方法(Zhang和Zou1998：Jin和Zou，2005；王文劍等，2007)筆者沿廂這一方法，財政分權注：ADF檢驗形式(cTK)，c和T表示帶自常數項和趨勢項；K為滯后階數南sIc和AIc準則確(FD)州地方貝才I攻定，4、”、+4分別表示1、5和lo的砂著水平；表不一階差分算于。支出占財政總支n的比重來衡量，地方財政支出占財政總支m的比重越高，財政分權程度越高。外貿依存度(TR)，即進出口總額與GDP之比：用人均GDP(PGDP)表示經濟增長；分別對三時問序列取自然對數以消除可能的異方差性，分別表示為LFD、LTR、LPGDP。本文樣本區(qū)間從19782007年，數據根據中國統計年鑒相關各期和2007年國民經濟和社會發(fā)展統計公報計算整理而得。在檢驗財政分權、經濟增長和外貿依存度的協整關系之前，需要檢查變量的乎穩(wěn)性。如果變量是平穩(wěn)的。則變量之間自然是協整的；如果變量非平穩(wěn)，就需要進行協整檢驗，否則就可能出現偽回歸錯誤。檢驗平穩(wěn)性的常用方法是單位根檢驗，常用的單位根檢驗方法是ADF檢驗(AugmentedDickevFullertest)。用ADF單位根檢驗方法檢驗i變量的平穩(wěn)性，結果如表1所示，由檢驗可知二時間序列都是非乎穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以是一階單整序列I(1)，所使用的軟件都是Eviews51.2協整檢驗與協整方程如前。我們所涉及的變量都是一階單整的。如果這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協整關系。協整關系反映了所研究變量之間存在的一種長期穩(wěn)定的均衡關系。對于服從I(1)過程的變量的協整檢驗，從檢驗的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG(Engle&；Granger，1987)兩步法；另一種是基于回歸系數的johansen(1988)檢驗。EG兩步法易于計算，早期被廣泛采用，但其缺點是在小樣本下，參數估計的誤差較大，并且當變量超過兩個以上時，變量間可能存在多個“協整”關系，其分析結果不易鰓釋；而Johansen(1988)針對上述問題提出極大似然估計法(MLE)，Gollzalo(1989)利用模擬分析顯示，Johansen檢驗優(yōu)于EG兩步法。由于本文研究變量超過兩個，樣本量也相對有限，所以這里采用后者進行分析.在運用j(，hansen協整分析方法來檢驗LTR、LPGDP和LFD之問是否存在協整關系之前，需要先根據無約束的VAR模型確定最優(yōu)滯后期。由于VAR模型的穩(wěn)定性是判斷模型好壞的關鍵條件，而且隨著滯后期的增長，模型的穩(wěn)定性也越差，所以當VAR模型不符合穩(wěn)定條件時前推一期為最長滯后期，然后根據殘差檢驗逐期剔除不顯著模型，通過殘差自相關、正態(tài)性、異方差性檢驗的模型為最終模型。依據上述思路，當滯后期為6時VAR模型穩(wěn)定性條件不滿足，比較滯后l期到5期VAR模型殘差自相關、正態(tài)性和異方差性檢驗，最終確定最優(yōu)滯后期為2期。用AIC、SC、HQ信息準則、FPE最終預測誤差方法以及LR統計量標準來選擇可以得出最優(yōu)滯后期為2的一致結果。協整檢驗實際上是對無約束VAR模型進行協整約束后得到的VAR模型，該VAR模型的滯后期是無約束VAR型一階差分變量的滯后期。由于前面確定的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2，因此協整檢驗的VAR模型滯后期應確定為1.如表3檢驗的結果表明.在5的顯著水平上，變量之問有兩個協整關系說明財政分權、經濟增長與外貿依存度之間具有很強的長期均衡關系。估計出的經過標準化的協整關系式為：EC。=TR。一0773902LFD。+0906579LPGDP一017157呵rent(79)4649228(1)(O21626)【一357864】(O14952)f606339】(O02098)卜817769】LogHkelihood=l312353(1)式所示協整系數下小括號內數字為漸進標準誤，中括號內為t統計量。表明各個變量在協整關系中濕著，且方程具有良好的統計性質。由(1)式可知，就長期而言，財政分權對外貿依存度具有推進作用，財政分權每增加l，將促進外貿依存度提高O77；而經濟增長在長期中對外貿依存度有負向作用，人均GDP每提高1，可以使外貿依存度降低091。長期財政分權下對外貿依存度的增進作用略低于經濟增長的負向作用。上述結論是基于協整檢驗得出的初步分析結果，有待于結合其他方法進行綜合分析.3基于vEcM的Granger因果檢驗與脈沖響應分析從上述協整檢驗結果可知，財政分權、經濟增長和外貿依存度之間存在著長期穩(wěn)定的關系。為進一步研究它們之間的因果聯系，這里采用被廣泛使用的Granger(1969)因果關系檢驗法。Granger因果關系檢驗有兩種形式：一種是傳統的基于VAR模型的檢驗：另一種則是最近發(fā)展起來的基于VECM模型的檢驗。兩者間的區(qū)別在于適用范圍有所不同，FeldsteinStock(1994)認為，如果非平穩(wěn)變量問存在著協整關系，則應考慮使用基于VECM模型進行因果檢驗，即不能省去模型中的誤差修正項，否則得出的結論可能會出現偏差。由于VECM的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，根據無約束VAR模型的滯后期為2確定VECM的滯后階數為1構造外貿依存度的VECM如(2)式。式中的ECH為(1)式，入為調整系數向量，包含著變量的過去值對現在值影響的信息，可以反映系統中上期的均衡誤差修正項在決定變量的當期增長中起的重要作用.該VECM殘差序列的JarqueBera統計量為19189，相伴概率為0383l；White檢驗統計量為52692，相伴概率為02975；LM統計量為12618，相伴概率為01807，說明VECM的殘差序列滿足正態(tài)性，不存在自相關和異方差，驗證了VECM模型的有效性。模型調整系數EC為一0829823，符合反向調整原則，表明校正上一年非均衡的程度為8298，對失衡調整的速度很快。由于誤差修正模型的隨機擾動項具有獨立同分布的白噪聲性質?？梢允褂肳ald檢驗對誤差修正模型各方程系數的顯著性進行聯合檢驗，來判斷各變量因果關系的方向表4列出了依據Wald檢驗對VECM方程系數顯著性進行的聯合檢驗。檢驗結果顯示，從長期來看，均衡誤差修正項系數在5的顯著水平上不為零，因此，在長期財政分權和經濟增長都是外貿依存度變化的原因.從短期來看經濟增長在1的顯著水平上是外貿依存度的Granger原因，且由(3)式知人均GDP的提高對外貿依存度有促進作用；而財政分權不是外貿依存度變化的Granger原因.Granger因果檢驗結果僅說明變量之間的長短期因果關系。但不能說明變量之間因果關系的強度和路徑.我們在VECM基礎上得到脈沖響應函數(見圖2)。由圖2可知，在短期內，財政分權對外貿依存度的影響不顯著。而長期的財政分權對外貿依存度有持續(xù)的促進作用。財政分權的一個信息的沖擊在第四期達到沖擊作用的最大值，并長期保持這個水平。在短期內，以人均GDP表示的經濟增長對外貿依存度有正向作用，而在長期經濟增長會降低外貿依存度。人均GDP的一個信息在第二期對外貿依存度產生一個正向沖擊，接著開始衰減，第三期以后沖擊作用小于O，在第六期達到最低值，其后長期保持這個水平的負向沖擊效應。這和前面進行的協整分析和Granger因果檢驗是一致的.二、結論與啟示筆者運用協整檢驗、基于VECM的Granger因果檢驗和脈沖響應分析技術，分析了財政分權、經濟增長和外貿依存度的動態(tài)關系。研究發(fā)現，財政分權、經濟增長和外貿依存度之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。在