精選優(yōu)質(zhì)文檔-----傾情為你奉上精選優(yōu)質(zhì)文檔-----傾情為你奉上專心---專注---專業(yè)專心---專注---專業(yè)精選優(yōu)質(zhì)文檔-----傾情為你奉上專心---專注---專業(yè)呼和浩特市財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究—基于協(xié)整理論的實證分析內(nèi)容摘要財政支出作為政府宏觀調(diào)控的重要手段,其與經(jīng)濟增長的關(guān)系制約著政策的有效實施。對于二者之間的相互關(guān)系現(xiàn)有的文獻并無確定性的結(jié)論，促進論、促退論以及無關(guān)論均在不同國家的實證檢驗中獲得了支持。本文主要利用協(xié)整理論對1997～2012年呼和浩特市的財政支出與GDP之間關(guān)系進行實證研究。研究結(jié)果表明:財政支出與GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期的經(jīng)濟均衡關(guān)系。但是根據(jù)格蘭杰因果關(guān)系分析結(jié)果顯示呼和浩特市的財政支出對經(jīng)濟增長不存在長期穩(wěn)定的促進作用。這對當前呼和浩特市的財政支出安排有著重要的啟示。關(guān)鍵詞:財政支出經(jīng)濟增長單位根檢驗協(xié)整一、關(guān)于財政支出理論的文獻綜述自1978年改革開放以來，中國經(jīng)歷了一個持續(xù)高速增長的時期，GDP的年均增長率達到9%以上，中國經(jīng)濟如此持續(xù)高速增長的現(xiàn)象被世界譽為“中國奇跡”。同時呼和浩特市的經(jīng)濟增長也在飛速的增長著，從1987年的16.8834億增長到2012年的2458.7441億。作為政府影響社會經(jīng)濟生活主要手段之一的財政支出，它同經(jīng)濟增長之間到底有著怎樣的聯(lián)系?財政支出在呼和浩特市的高速增長期間又起著何種作用?這些成為本文研究的主要問題。關(guān)于財政支出與經(jīng)濟增長(以GDP為衡量指標)兩者之間的關(guān)系，國內(nèi)外學者做了大量的研究，并獲得了許多有益的成果。（一）國外學者的研究綜述國外在財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系方面的研究起步較早,研究成果也很豐厚。但由于國外學者處于不同的時代背景,采用的研究對象存在差異,運用的研究手段和方法也不盡相同,進而得出的結(jié)論也大相徑庭。以時間順序?qū)獾难芯拷Y(jié)論加以綜述。阿羅和庫爾茲(Arrow,KurZ,1970)最先將政府支出納入了生產(chǎn)函數(shù)中。他們得出結(jié)論是外生的政府支出的變化僅影響經(jīng)濟轉(zhuǎn)移動態(tài),其對經(jīng)濟的增長率影響甚微。格默爾(Gemmell,1983)在對27個較不發(fā)達國家和發(fā)達國家的政府部門的增長對經(jīng)濟的影響程度的分析后,得出其內(nèi)部關(guān)系無法確定的結(jié)論.塞米爾(1983)則認為非市場部門的增長對宏觀經(jīng)濟的增長存在不利影響,但其在不同的國家又有不同的表現(xiàn).拉姆(Ram,1986)通過對115個國家1960年至1980年的產(chǎn)出、投資、政府服務(wù)、人口數(shù)量和經(jīng)濟增長等數(shù)據(jù)的研究,發(fā)現(xiàn)政府支出規(guī)模對經(jīng)濟增長具有正的影響,而且這種正效應(yīng)在低收入國家更強。蘭多(Landau,1986)針對發(fā)展中國家的經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行研究,他認為政府支出中的消費性支出與經(jīng)濟增長間存在反向關(guān)系。蘭姆(Ram,1987)和羅賓遜(Rubinson,1977)提出政府規(guī)模的擴大對經(jīng)濟增長有著積極作用?？堤睾瓦_倫(conteandDarrat,1988)財政支出的增加或減少對經(jīng)濟增長不存在任何影響。格羅斯曼(Grossman,1988、1990)認為財政支出對經(jīng)濟增長同時存在積極的和消極的作用,但是凈作用似乎是否定的。阿沙沃爾(Aschauer,1989)發(fā)現(xiàn)財政支出對經(jīng)濟增長具有積極的正向作用。巴羅(Barro,1990)以內(nèi)生經(jīng)濟增長理論與模型為研究手段,總結(jié)出政府支出會顯著影響經(jīng)濟的穩(wěn)定及其增長率.當政府增加消費性支出后,GDP增長率和儲蓄率會下降；當政府增加生產(chǎn)性支出后,GDP增長率和儲蓄率初期會略有上升,后期轉(zhuǎn)為下降。分析了政府真實消費購買支出減去教育和國防支出后占實際GDP的比率對經(jīng)濟增長的有負向作用。布蘭姆(Bairam,1990)認為財政支出在一些國家起到積極作用,而其在另一些國家中則有消極作用。納爾遜和辛(Nelson,Singh,1994)從不發(fā)達國家的數(shù)據(jù)入手,得出中央政府收入占GDP的比例對國家的經(jīng)濟增長在20世紀70年代有顯著的負面影響,而其在80年代的作用則不明顯。德瓦拉簡、斯瓦盧普和鄒(Devarajan、swaroopandzou,1996)通過對43個發(fā)展中國家七十年代至九十年代數(shù)據(jù)的研究,得到政府支出占國民生產(chǎn)總值的比重對人均GDP的影響范圍為五年,經(jīng)常性支出占財政支出的比重對經(jīng)濟增長有正效應(yīng)。埃文斯(Evans,1997)也認為政府消費支出占總產(chǎn)出的比重與人均GDP的關(guān)聯(lián)度不高。高斯(Jamess.Guseh,1997)認為政府規(guī)模的增長對經(jīng)濟增長有負的作用。（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀國內(nèi)的一些學者也很關(guān)注財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系,對此進行了研究。從財政支出與全國經(jīng)濟增長關(guān)系角度出發(fā)的文獻主要有:郭杰在《內(nèi)生經(jīng)濟增長與我國政府支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整》中通過對我國政府的財政支出水平、投資規(guī)模和方向及教育投入的具體研究發(fā)現(xiàn),我國財政支出中既有促進內(nèi)生經(jīng)濟增長的因素又有阻礙經(jīng)濟增長的因素。郭慶旺等在《財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長》中通過分析財政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長間的關(guān)系,得出財政支出總水平與經(jīng)濟增長負相關(guān),財政生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟增長正相關(guān),財政用于科學研究的支出經(jīng)濟效益更為顯著,人力資本投資比物質(zhì)資本投資更能提高經(jīng)濟增長率的結(jié)論。莊子銀和鄒微在《公共支出能否促進經(jīng)濟增長:中國的經(jīng)驗分析》一文中通過對公共支出的時間序列和截面分析,得出了存在大量調(diào)整成本,使預(yù)算內(nèi)財政投資對經(jīng)濟增長的效應(yīng)很小,甚至為負,但各省的財政收入對經(jīng)濟增長具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。婁洪在《長期經(jīng)濟增長中的公共投資政策)包含一般擁擠性公共基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的動態(tài)經(jīng)濟增長模型》一文中,通過構(gòu)建包含外生公共基礎(chǔ)設(shè)施資本的動態(tài)模型和包含由公共投資形成的內(nèi)生公共基礎(chǔ)設(shè)施資本的動態(tài)模型得到的結(jié)論是,包含外生公共基礎(chǔ)設(shè)施資本的動態(tài)模型中,無論是純公共性還是擁擠性的外生公共基礎(chǔ)設(shè)施資本,都能夠提高長期經(jīng)濟增長率；包含由公共投資形成的內(nèi)生公共基礎(chǔ)設(shè)施資本的動態(tài)模型假定公共基礎(chǔ)設(shè)施資本由政府通過征稅而進行公共投資形成,結(jié)論是如果基礎(chǔ)設(shè)施資本為純公共性質(zhì),就能產(chǎn)生恒定的內(nèi)生增長,如果基礎(chǔ)設(shè)施資本為擁擠性質(zhì),雖然不能產(chǎn)生恒定的內(nèi)生增長,但能減緩增長率的遞減。張清研究了我國財政支出與經(jīng)濟景氣指標之間的關(guān)系:財政支出與經(jīng)濟增長之間有著長期的動態(tài)均衡關(guān)系,財政支出對經(jīng)濟增長有著重要的拉動作用,財政支出對GDP的產(chǎn)出彈性系數(shù)為0.324。曾娟紅、趙福軍的實證分析指出行政管理支出與經(jīng)濟增長之間呈負相關(guān)關(guān)系,社會文教支出和國防支出與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。張明喜和陳志勇也發(fā)現(xiàn)中國的公共支出對經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系,財政支出的邊際生產(chǎn)力顯著大于1。付文林和沈坤榮卻認為,政府預(yù)算內(nèi)支出的GDP占比與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)關(guān)系經(jīng)濟建設(shè)性支出與GDP增長率正相關(guān)。劉卓諾和于長革在驗證公共投資與產(chǎn)出正相關(guān)后,提出了中國政府支出的最優(yōu)規(guī)模,即公共投資占GDP的比重為4.5%。從財政支出角度研究其與地方經(jīng)濟增一長關(guān)系的主要有:齊福全在《地方政府財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析)以北京市為例》中著重分析了改革開放后北京市政府財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系,根據(jù)各項支出對經(jīng)濟增長的影響,劃分出生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出兩大類別,并利用VAR模型和IRF檢驗了生產(chǎn)性財政支出沖擊與非生產(chǎn)性財政支出沖擊對經(jīng)濟增長的影響。發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長促進了政府財政支出規(guī)模的擴張。李澤楷通過對廣東省1978一2007年歷年GDP和財政支出總量之間關(guān)系的研究表明:廣東省GDP和財政支出總量之間有著正向的關(guān)系,并且它們之間有著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,統(tǒng)計結(jié)果說明,經(jīng)濟增長是財政支出增長的格蘭杰原因,而不是相反。羅金花在《廣東省財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究》中通過對包含政府支出的C一D生產(chǎn)函數(shù)進行OLS回歸,先將財政支出劃分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出兩大類別,然后利用VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗了生產(chǎn)性財政支出沖擊與非生產(chǎn)性財政支出沖擊對經(jīng)濟增長的影響,得出生產(chǎn)性財政支出沖擊的加大促進經(jīng)濟增長,而非生產(chǎn)性財政支出沖擊的加大在一定時期內(nèi)會抑制經(jīng)濟的增長的結(jié)論。王曙光,金向鑫在《黑龍江省地方財政收支與經(jīng)濟增長關(guān)系研究》運用計量經(jīng)濟學的方法,通過黑龍江省地方財政收支對經(jīng)濟增長影響的實證分析,得出黑龍江省地方財政收支與經(jīng)濟增長呈正相關(guān),且應(yīng)當進一步加大地方財政收支的規(guī)模的結(jié)論。國內(nèi)學者在研究財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系方面,多以理論分析為主,模型實證分析較為缺乏。二、財政支出與經(jīng)濟增長一般關(guān)系理論（一）財政支出的涵義財政支出亦稱為預(yù)算支出,是財政分配活動的重要環(huán)節(jié),是財政收入的具體運用。具體的說,財政支出是指政府將財政收入集中起來的資金通過預(yù)算、安排有計劃地分配和使用于經(jīng)濟建設(shè)、國防、行政管理及改善人民生活等履行政府職能的各個方面的過程。財政支出能夠滿足社會公共的需要,實現(xiàn)政府的職能,保障社會再生產(chǎn)活動能夠有序地進行。它是以政府為主體所進行的一種資金分配活動,體現(xiàn)了政府對資金的使用,反映了政府為實現(xiàn)其職能和滿足社會的公共需要的費用金額。財政支出的數(shù)量和規(guī)模集中反映了政府活動的方式及政府導(dǎo)向,同時也規(guī)定出了政府活動的范圍和方向。（二）經(jīng)濟增長經(jīng)濟增長作為衡量一國或地區(qū)經(jīng)濟實力和居民生活水平的重要指標,保持經(jīng)濟的長期、穩(wěn)定、持續(xù)和高速的增長,是一國或地區(qū)追求的目標。對經(jīng)濟增長的定義西方較為推崇庫茨涅茲的說法:一國的經(jīng)濟增長可以定義為居民提供的種類日益增多的經(jīng)濟產(chǎn)品的能力長期上升,這種不斷增長的能力是建立在先進技術(shù)以及所需要的指導(dǎo)和思想意識之相應(yīng)的基礎(chǔ)上的。他較為注重經(jīng)濟增長能力、先進技術(shù)和制度以及思想觀念基礎(chǔ)幾個方面。薩繆爾森則認為經(jīng)濟增長代表的是一國潛在GDP或國民產(chǎn)出的增加,與之密切相關(guān)的是人均產(chǎn)出增長率的提高,它決定一國生活水平提高的速度。他將經(jīng)濟增長的能力歸結(jié)為潛在GDP的增長。我國則認為經(jīng)濟增長是指一個國家或一個地區(qū)在一定時期內(nèi)的總產(chǎn)出即國民收入與前期相比所實現(xiàn)的增長。總產(chǎn)出或國民收入通常用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來衡量。對一國經(jīng)濟增長速度的度量通常用經(jīng)濟增長率來表示。（三）財政支出與經(jīng)濟增長關(guān)系理論1．瓦格納法則的產(chǎn)生與發(fā)展阿道夫·瓦格納是19世紀80年代德國著名的經(jīng)濟學家。他以經(jīng)驗性數(shù)據(jù)為依據(jù),通過對許多歐洲國家、日本和美國的公共支出的對比、分析研究之后得出財政支出是隨著人均收入的提高而增加的,當國民收入增長時,財政支出會以更大比例增長。隨著人均收入水平的提高,政府支出占CNP的比重將會提高這一結(jié)論,即瓦格納法則。瓦格納法則可以理解為財政支出因經(jīng)濟增長而增加,前者被動的受經(jīng)濟發(fā)展的影響,其中的財政支出可以認為是財政支出絕對規(guī)模的增加,即財政支出總額的增加。由于以上特點,瓦格納法則也稱為公共支出不斷增長法則。皮科克和威斯曼對瓦格納法則的重新理解是基于對英國1890年至1955年公共部門成長情況的研究,提出導(dǎo)致財政支出增長的內(nèi)在因素與外在因素,并認為外在因素是說明財政支出增長速度超過GDP增長速度的主要原因。馬斯格雷夫和羅斯托則將經(jīng)濟發(fā)展分為的早期階段、中期階段和經(jīng)濟發(fā)展的成熟階段進而利用經(jīng)濟發(fā)展階段論來解釋公共支出增長的原因。早期階段中,政府投資在社會總投資中占較高的比重。發(fā)展中期,政府投資逐漸轉(zhuǎn)為對私人投資的補充。成熟階段中公共支出將從基礎(chǔ)設(shè)施支出轉(zhuǎn)向不斷增加的教育、保健與福利服務(wù)的支出,其增長速度將大于GDP的增長速度。2.凱恩斯45°線模型理論凱恩斯的《就業(yè)、利息和貨幣通論》在1936年發(fā)表之后,財政支出對于經(jīng)濟增長具有積極的促進作用在主流理論界開始逐漸接受。該理論被稱為凱恩斯理論。凱恩斯的45°線模型理論是宏觀經(jīng)濟學中第一個總量分析模型,可以形象的表述凱恩斯理論的精髓。S2E1S1S2E1S1Z=GDPE2 GDP在上圖中橫坐標為GDP總產(chǎn)出,縱坐標為Z代表總需求.Z=GDP代表總需求等于總產(chǎn)出,其將坐標平面平均分成兩半,線上的任意一點到橫、縱軸的距離相等,代表均衡國民收入即總支出與總產(chǎn)出相等的均衡國民收入。Sl與S2代表不同的需求曲線,El與E2為需求線與平分線的交點。sl需求曲線為需求受約束時的曲線,以總需求等于總產(chǎn)出為依據(jù),此時的總產(chǎn)出GDP水平較低。政府為滿足有效需求,采取積極的財政政策,加大財政支出的力度,需求曲線由Sl移動到S2.顯然,交點E2對應(yīng)的總產(chǎn)出要高于El點的水平.由此,凱恩斯的宏觀經(jīng)濟思想很清晰表露出來,在有效需求理論即需求約束的前提下,調(diào)整政府的財政支出,可以提高國民收入,促進經(jīng)濟增長。政府支出政策能有效的影響均衡國民收入(GDP)的水平。政府作為宏觀調(diào)控的機構(gòu)其主要通過增加或減少政府支出和增加或減少稅收幾種手段來調(diào)整經(jīng)濟。它主要包含政府購買和政府轉(zhuǎn)移支付兩大部分,政府購買即政府部門向私人部門包括企業(yè)部門和家庭部門購買商品、服務(wù)和生產(chǎn)要素,政府轉(zhuǎn)移支付是政府將征收上來的稅以各種方式如農(nóng)業(yè)補貼、社會福利保險、貧困救濟等再轉(zhuǎn)移給企業(yè)部門和家庭部門等方面的支出"通過增加政府的公共支出就可以達到擴大社會總需求,進而改善需求不足的狀況,減少失業(yè),從促進經(jīng)濟增長和穩(wěn)定。凱恩斯還認為公共支出的增加會對私人部門的資金產(chǎn)生擠出效應(yīng),即在社會總財富一定的情況下,政府支出增加,會使私人部門可占用資金減少,公共部門的支出代替私人部門的支出,抑制了私人消費和投資,減弱了財政政策的效果。3.薩繆爾森的AS一AD模型薩繆爾森的AS一AD模型,即總供給和總需求模型。該模型是在滯漲情況下,由經(jīng)濟學家們提出的,意圖通過他分析一般價格水平與總產(chǎn)出的關(guān)系,進而對滯漲現(xiàn)象作出合理的解釋。PPQAD2AD1ASAS-AD模型AD為總需求曲線,As為產(chǎn)出曲線,P為價格指數(shù)水平,Q為總產(chǎn)出。初期需求曲線ADI對應(yīng)的總產(chǎn)出為Ql,價格水平為Pl。政府實行擴展的財政政策后,總需求曲線移動到ADZ的位置總需求增加,物價上漲為PZ。但此時的總產(chǎn)出卻沒有變化,這就解釋了滯漲的原因,增加財政支出對總產(chǎn)出沒有影響,財政政策無效。三、財政支出與GDP總量關(guān)系實證分析為了更為深入全面的研究呼和浩特市財政支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系,本文從財政支出的規(guī)模與經(jīng)濟增長總量的角度進行研究。（一）樣本數(shù)據(jù)的收集與處理本文所使用的數(shù)據(jù)來源于2013年《呼和浩市特統(tǒng)計年鑒》，樣本中財政支出和GDP的數(shù)據(jù)都為1987～2012年的當年名義價格數(shù)據(jù)，為了消除時間數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對各變量分別取自然對數(shù)，取對數(shù)后的變量分別為LnX和LnY，二者的變化趨勢見圖1。從圖1可以看出，LnX(財政支出)和LnY(經(jīng)濟增長)兩者變動方向比較一致，具有相似的增長趨勢，這說明財政支出和經(jīng)濟增長兩個變量都是非平穩(wěn)的。故對財政支出和經(jīng)濟增長兩個變量分別進行一階差分處理，差分后的變量分別表示為ΔLnX和ΔLnY，差分后兩變量的時間序列變得較為平穩(wěn)(見圖2)。表1中Y和X是1987—2012年的呼和浩特市的國民生產(chǎn)總值和財政支出數(shù)據(jù)，LnY和LnX是取自然對數(shù)后的呼和浩特市國民生產(chǎn)總值和財政支出，△lnY和△lnX是一級差分后的數(shù)據(jù)。表1年份Y（萬元）X（萬元）lnYlnX△lnY△lnX19873465212.0410.45NANA19883701512.3710.520.340.0719894133312.5110.630.140.1119904521312.6310.720.120.0919914933812.7910.810.160.0919925411912.9910.900.200.0919936780313.2311.120.270.2319947497113.5811.230.320.1019958213713.7511.320.170.10199613.9711.550.210.24199714.1111.760.140.21199814.2511.940.140.18199914.3512.050.110.11200014.5112.200.150.15200114.7212.530.210.33200214.9912.800.280.27200315.2713.090.280.29200415.5113.330.240.24200515.8613.490.350.16200616.0413.730.180.25200716.2413.820.200.09200816.4614.100.220.28200916.6214.320.160.22201016.7414.390.130.07201116.9014.750.150.37201217.0214.830.120.07數(shù)據(jù)來源:《呼和浩特市統(tǒng)計年鑒》(2013)（二）經(jīng)濟計量方法及理論模型由于經(jīng)典回歸模型估計檢驗的前提條件要求相關(guān)變量必須是平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)變量采用經(jīng)典回歸則會產(chǎn)生虛假回歸等眾多問題，所以對非平穩(wěn)變量不能直接使用經(jīng)典回歸。然而，在實際經(jīng)濟生活中眾多的經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的。1987年Engle和Granger兩位學者提出協(xié)整理論，為解決非平穩(wěn)時間序列的建模提供了有效方法。1.變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗變量的平穩(wěn)性檢驗也被稱作單位根檢驗，其具體的檢驗方法主要有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法。在實際使用時，人們最常用的是ADF檢驗法，其回歸式有三種形式:m∑i回歸式m∑iΔyt=(ρ－1)yt－1+=ytΔt－1+εtm∑i回歸式m∑iΔyt=β1++(ρ－1)Δyt+yiΔyt－i+εtm∑i回歸式m∑iΔyt=β1+β2t(ρ－1)Δyt+yiΔyt－i+εt其中，Δ表示變量取一階差分；εt表示白噪聲序列，即εt為零均值、同方差且序列無關(guān)；t表示時間趨勢因素;原假設(shè)為H0:ρ=1，即{yt}有一個單位根。以上三種ADF回歸式的ADF統(tǒng)計量均為模型式中yt－1前面參數(shù)的OLS估計量的T統(tǒng)計量值，ADF檢驗所用的臨界值表與DF檢驗是同一個表。如果得到的模型中ADF值大于Mackinnon臨界值(Mackinnon臨界值可通過直接查閱臨界值表獲得)，則認為此時間序列是非平穩(wěn)的;如果ADF值小于Mackinnon臨界值，則認為是平穩(wěn)的。單位根檢驗中最佳滯后階數(shù)一般按照AIC準則來確定。財政支出和GDP的單位根檢驗接下來利用Eviews6.0統(tǒng)計軟件中的ADF檢驗方法對財政支出和GDP兩變量進行單位根檢驗，檢驗的結(jié)果見表1。對序列LnY和LnX的平穩(wěn)性進行ADF檢驗,表2的結(jié)果顯示ADF檢驗值都大于5%的臨界值,說明LnY和LnX均為非平穩(wěn)系列;對兩個序列做一階差分,再進行ADF檢驗,下表顯示經(jīng)過一級差分的呼和浩特市的國民生產(chǎn)總值和財政支出的P值都小于臨界值0.05，故為平穩(wěn)序列。可知,LnY和LnX都具有一階單整性,即LnYI(1),LnXI(1)。表2國民生產(chǎn)總值與財政支出序列的ADF檢驗結(jié)果變量檢驗形式ADF檢驗值臨界值（1%）臨界值（5%）P值結(jié)論lnY(C,0，5)2.-2.-1.0.9981不平穩(wěn)lnX(C,0，5)1.-3.-2.0.9993不平穩(wěn)△lnY(C,0，5)-3.-3.-2.0.0180平穩(wěn)△lnX(C,0，5)-4.-3.-2.0.0008平穩(wěn)注:(1)檢驗形式(C,T,L)中的C、T、L分別表示模型中的常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù);(2)滯后期的選擇以施瓦茨信息準則(SC)為依據(jù)。2.變量的協(xié)整關(guān)系檢驗在協(xié)整關(guān)系的時間序列變量之間的回歸為虛假回歸，故在作回歸分析之前，對所研究的被解釋變量與解釋變量先作協(xié)整性檢驗十分必要。對變量之間的協(xié)整檢驗主要有以下兩種方法:一種是EG兩步法，另一種是Johansen檢驗法。前一種方法適合于檢驗兩個變量之間的協(xié)整關(guān)系，后一種方法適合于檢驗多個變量之間的協(xié)整關(guān)系。由于本文研究的是財政支出與GDP這兩個變量之間的關(guān)系所以采用EG兩步法來檢驗這兩個變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。其檢驗原理如下:首先對要作協(xié)整檢驗的變量進行協(xié)整回歸，得到殘差序列；其次對殘差序列進行單位根檢驗，計算DF統(tǒng)計值(EG兩步法檢驗的統(tǒng)計量及計算方法與單位根檢驗完全相同，所不同的只是臨界值不同)；再次通過查表得到三個值φ∞、φ1、φ2，由此計算臨界值，計算公式為Cα=φ∞+φ1n－1+φ2n－2(其中下標α為顯著性水平，取0.05，n表示樣本容量);最后比較DF統(tǒng)計量與臨界值，如果DF統(tǒng)計值小于臨界值，則檢驗的變量(即回歸變量)之間存在協(xié)整關(guān)系，如果DF統(tǒng)計值大于臨界值，則檢驗的變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。財政支出與GDP之間的協(xié)整檢驗LnX和LnY都是一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的前提要求，所以，本文再利用Engle－Granger兩步法對LnX和LnY兩變量進行協(xié)整檢驗。用最小二乘法建立模型，進行協(xié)整回歸。得到其回歸結(jié)果為:lnY=A+BlnX+Et估計結(jié)果為:lnY=1.+1.lnX（4.07）(42.72)R2=0.9870F=1825DW=0.37125接下來對Et進行ADF檢驗，模型的協(xié)整檢驗結(jié)果如表2所示：檢驗形式（0，0,1）ADF檢驗值為-3.，1%的臨界值為-2.，5%的臨界值為-1.，P值為0.0032，由于ADF的檢驗值小于1%和5%的臨界值且P值小于顯著性水平0.05，表明殘差序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明財政支出與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系進而說明財政支出與經(jīng)濟增長之間存在長期動態(tài)均衡關(guān)系。表3殘差的ADF值和臨界值A(chǔ)DF值-2.臨界值-2.P值0.0057結(jié)論存在協(xié)整關(guān)系3.變量的Granger因果關(guān)系檢驗協(xié)整檢驗只是檢驗了變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，但變量之間是否有因果關(guān)系，還需要進行Granger因果關(guān)系檢驗(Granger因果關(guān)系檢驗的前提是變量之間首先要存在協(xié)整關(guān)系)。Granger因果關(guān)系檢驗的思路如下:如果變量x的過去值有助于預(yù)測變量y的當前值，即用y的過去值對y的當前值進行回歸時，如果再加上x的過去值一起進行回歸，能夠顯著地增強回歸方程的解釋能力，則稱x是y的Granger原因，否則稱x不是y的Granger原因。通過殘差平方和，從而算出F統(tǒng)計量的值，再比較F統(tǒng)計量的值與臨界值的大小即可得到檢驗結(jié)果。比較標準如下:如果F值大于臨界值就拒絕零假設(shè)H0(x是y的非Granger原因)，換句話說，x是y的Granger原因;如果F小于臨界值就接受零假設(shè)，這就意味著x不是y的Granger原因。財政支出與GDP之間的格蘭杰因果關(guān)系分析協(xié)整檢驗可以揭示變量序列之間是否存在長期均衡關(guān)系,但是無法揭示變量之間是否具有因果關(guān)系,格蘭杰因果檢驗為解決這類問題提供了一種很好的思路和方法。建立經(jīng)濟增長(LnY)與財政支出(LnX)與之間的格蘭杰因果關(guān)系模型:財政支出與經(jīng)濟增長的之后階數(shù)的選擇是根據(jù)VAR滯后階數(shù)標準進行確定的，下圖是VAR滯后階數(shù)結(jié)果，由此可見，滯后階數(shù)應(yīng)該選擇一階。表4VARlagOrderselectioncritericaLagLOGLLRFPEAICSCHQ0-28.19386NA0.042442.5162.6142.542160.43155.1*3.68*-4.53*-4.24*-4.45*263.885.453.89-4.49-3.99-4.35表5財政支出與經(jīng)濟增長的格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果因果關(guān)系假定滯后期數(shù)F統(tǒng)計值P值lnY不是lnX的格蘭杰原因14.241040.0415lnX不是lnY的格蘭杰原因11.121210.3022表5中檢驗結(jié)果表明:滯后1期時LnY不是LnX的格蘭杰原因的概率為0.0415，小于顯著性水平0.05說明LnY是LnX的格蘭杰原因即經(jīng)濟增長是財政支出的格蘭杰原因。但LnX不是LnY的格蘭杰原因的P值為0.3022，說明呼和浩特市的財政支出不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。其主要原因是呼和浩特市的財政支出還存在不合理之處，使得財政支出對經(jīng)濟增長不存在長期穩(wěn)定的促進作用。四、研究結(jié)論與啟示以上根據(jù)1887-2012年的時序數(shù)據(jù),利用協(xié)整檢驗和因果關(guān)系檢驗對呼和浩特市財政支出與經(jīng)濟增長進行了動態(tài)的計量分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，呼和浩特市的財政支出與經(jīng)濟增長之間存著長期均衡關(guān)系，但是通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗發(fā)現(xiàn)呼和浩特市的經(jīng)濟增長是呼和浩特市財政支出的格蘭杰原因，即隨著呼和浩特市的經(jīng)濟增長速度的加快，財政支出也明顯上升，符合瓦格納法則：財政支出因經(jīng)濟增長而增加,前者被動的受經(jīng)濟發(fā)展的影響,即其中的財政支出