PAGEPAGE2財政支出與GDP的規(guī)模和結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究——基于我國1978~2005樣本數(shù)據(jù)的實證分析指導(dǎo)老師：周游班級：國貿(mào)雙語05級姓名：鄒夢學(xué)號：40502035日期：2007年12月12日西南財經(jīng)大學(xué)財政支出與GDP的規(guī)模和結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究——基于我國1978~2005樣本數(shù)據(jù)的實證分析摘要：從世界各國的實踐考察中可以發(fā)現(xiàn)，隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展進步，國家職能呈現(xiàn)日益擴張的趨勢，社會共同需要的范圍與總量也在不斷增長，在質(zhì)的方面已有了更高的要求，這導(dǎo)致了政府財政支出規(guī)模的擴張，并表現(xiàn)為公共支出不斷增長的特征。關(guān)鍵字：財政支出增長規(guī)模結(jié)構(gòu)實證分析一、引言：就世界各國的情況來看，財政支出增長的趨勢具有普遍性。各國財政支出在一個較長的時期內(nèi)呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢，特別是財政支出絕對數(shù)量于動態(tài)相對量的名義增長和實質(zhì)增長比較明顯。例如美國的財政支出占GDP的比重，1935年的9.3％到1990年的21％：財政支出總量，1935年的64.12億美元1990年的11518.48億美元，除去物價因素財政支出絕對增長為180倍。改革開放以來，我國的財政支出也呈現(xiàn)出快速上漲趨勢（圖一所示）。財政支出額從改革開放初的1122.09億元，到2004年的28486.89億元，絕對規(guī)模增長了近26倍，平均每年增長1052.49億元，特別是1996年后進入快速增長階段，名義年均增長超過10％（1991－1996的高增長是由于高通貨膨脹率導(dǎo)致的）。于同期的GDP名義增長率相比，平均高出7.3個百分點，其中1999年最高，高達17.3個百分點。為了消除支出增長種的價格因素對變化的影響，通過GDP縮減指數(shù)對名義GDP進行了通脹縮減，從縮減后的增長率看，財政支出的增長也是快速的。1998－2002年期間財政支出平均實際增長率高達19％。圖一模型的建立模型一簡單線性模型財政支出的多少又取決于我國的經(jīng)濟和社會發(fā)展的需要，而衡量經(jīng)濟和社會發(fā)展水平的重要指標就是GDP，為了簡化模型，所以選取GDP作為影響財政支出的主要變量，建立線性模型，如下：對該模型作OLS估計得：DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/11/07Time:18:48Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-542.2871479.5722-1.1307730.2685X0.1723010.00654826.313960.0000R-squared0.963810

Meandependentvar8336.983AdjustedR-squared0.962418

S.D.dependentvar9301.510S.E.ofregression1803.204

Akaikeinfocriterion17.90127Sumsquaredresid84540158

Schwarzcriterion17.99642Loglikelihood-248.6177

F-statistic692.4243Durbin-Watsonstat0.151700

Prob(F-statistic)0.000000

則模型可估計為：（0.006548）t=-1.13077326.31396=0.9638100.962418F=692.4243DW=從整體來看，模型的擬合程度較高，而且也通過了F和T檢驗。下面將對該模型進行異方差和自相關(guān)的檢驗。模型檢驗異方差檢驗：1．圖形法 由圖形可以看出，殘差平方有隨GDP的增大而增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實存在異方差還應(yīng)通過更進一步的檢驗。White檢驗：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic5.173901

Probability0.013174Obs*R-squared8.196788

Probability0.016599TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:12/11/07Time:18:57Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-154166.21224912.-0.1258590.9009X117.073144.992742.6020440.0154X^2-0.0005330.000280-1.9069830.0681R-squared0.292742

Meandependentvar3019291.AdjustedR-squared0.236162

S.D.dependentvar4293890.S.E.ofregression3752767.

Akaikeinfocriterion33.21484Sumsquaredresid3.52E+14

Schwarzcriterion33.35758Loglikelihood-462.0078

F-statistic5.173901Durbin-Watsonstat0.581920

Prob(F-statistic)0.013174

從上表可以看出：n=8.196776，由White檢驗知，在a=0.05下，查分布表，得臨界值0.05（2）=5.9919，因為n〉0.05（2）所以，存在異方差。異方差的修正根據(jù)估計檢驗，發(fā)現(xiàn)權(quán)數(shù)w2=1/x^2的效果最好。下面給出用權(quán)數(shù)w2的結(jié)果。DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/11/07Time:19:06Sample:19782005Includedobservations:28Weightingseries:1/X^2VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C666.501156.2294011.853250.0000X0.1265890.01201510.536310.0000WeightedStatisticsR-squared0.993098

Meandependentvar1441.482AdjustedR-squared0.992833

S.D.dependentvar1918.316S.E.ofregression162.4046

Akaikeinfocriterion13.08681Sumsquaredresid685757.0

Schwarzcriterion13.18197Loglikelihood-181.2153

F-statistic111.0138Durbin-Watsonstat1.478345

Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.880206

Meandependentvar8336.983AdjustedR-squared0.875599

S.D.dependentvar9301.510S.E.ofregression3280.698

Sumsquaredresid2.80E+08Durbin-Watsonstat0.072613

所以說估計的結(jié)果如下：（56.22940）（0.012015）t=11.8532510.53631 =0.9930980.992833F=111.0138DW=1.可以看出運用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性，參數(shù)t檢驗均顯著，可決系數(shù)大幅提高，F(xiàn)檢驗也顯著，并說明人口數(shù)量每增加GDP每增加1百億元，財政支出將增加0.126589百億元。下面將對模型是否存在自相關(guān)進行進一步檢驗。自相關(guān)檢驗：我們可以從上面的模型估計看出，DW=1.478345.查表得dl=1.328du=1.476.而DW>du，所以認為其不存在自相關(guān)。時間序列的平穩(wěn)性檢驗由于本文中用來進行計量分析的數(shù)據(jù)都是時間序列數(shù)據(jù)，所以需要對時間序列的平穩(wěn)性進行檢驗。用EVIEWS做圖可以發(fā)現(xiàn)：GDP和財政支出的增長都是隨著時間的變化而變化的，所以說它們都是非平穩(wěn)的。如圖：所以，要對X,Y進行單位根檢驗，以進一步確認他們是不是協(xié)整的。協(xié)整性檢驗首先對X的協(xié)整性進行檢驗，結(jié)果如下：NullHypothesis:D(X)hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:4(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.451621

0.0702Testcriticalvalues:1%level-4.4407395%level-3.63289610%level-3.254671*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.我們發(fā)現(xiàn)，當(dāng)顯著性水平為10%的時候，X是一階單整的。下面用同樣的方法對Y進行單位根檢驗：NullHypothesis:D(Y)hasaunitrootExogenous:Constantt-StatisticAugmentedDickey-Fullerteststatistic

6.070442Testcriticalvalues:1%level-3.7695975%level-3.00486110%level-2.642242*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.我們可以發(fā)現(xiàn)，Y也是一階單整的。為了進一步證明X,Y之間是否存在協(xié)整關(guān)系，我們還要對其殘差進行單位根檢驗。結(jié)果如下：NullHypothesis:EhasaunitrootExogenous:NoneLagLength:4(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic

2.641618

0.9967Testcriticalvalues:1%level-2.6693595%level-1.95640610%level-1.608495*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.發(fā)現(xiàn)其殘差也是一階單整的，所以我們可以認為X,Y是協(xié)整的。

X,Y之間存在協(xié)整，表明兩者之間有長均衡關(guān)系，但是從短期來看，未了增強模型等精度，可以把協(xié)整回歸式中的誤差項et看作均衡誤差，通過建立誤差修正模型把X,Y的短期行為同長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下：回歸估計結(jié)果如下：DependentVariable:DYMethod:LeastSquaresDate:12/11/07Time:21:16Sample(adjusted):19792005Includedobservations:27afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C160.1124190.08990.8422980.4079DX0.1361310.0273774.9725000.0000E(-1)0.1842440.0737422.4984860.0197R-squared0.811527

Meandependentvar1215.126AdjustedR-squared0.795821

S.D.dependentvar1421.799S.E.ofregression642.4568

Akaikeinfocriterion15.87292Sumsquaredresid9906018.

Schwarzcriterion16.01690Loglikelihood-211.2844

F-statistic51.66952Durbin-Watsonstat0.707496

Prob(F-statistic)0.000000

最終得到的誤差修正模型為：190.08990.0273770.073742t=0.8422984.9725002.498486=0.8115270.795821F=51.66952DW=0.7上述估計結(jié)果表明，財政支出的變化不僅取決于GDP的變化，還取決于上一期財政支出對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計系數(shù)0.184244體現(xiàn)了對偏離的修正，上一期偏離越遠，本期修正的量就越大，即系統(tǒng)存在誤差修正機制四、我國財政支出的結(jié)構(gòu)分析1978年后，我國的財政支出呈現(xiàn)快速增長，但如圖二所示，1978年后，我國財政支出占GDP的比重呈倒“U”型變化，具體的是1978年后呈下降趨勢，從30.96％下降到1995年的11.67％，96年后呈上升趨勢。圖二這種變化是我國自1978您改革開放以來，社會主義市場體制發(fā)生了巨大的變化，從高度集中計劃經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變到商品經(jīng)濟，走上社會主義市場經(jīng)濟。在這個轉(zhuǎn)型過程中，政府財政的集中程度逐漸下賤，國名收入分配開始向企業(yè)，個人傾斜，財政支出占GDP的比重不斷下降，直到20世紀中期后比重才重新上漲，回到20％以上。這種倒“U”型的變化說明我國的財政支出在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中的獨特變化。按照經(jīng)典的公共支出理論，公共支出隨著GDP的增長而增長。1996前我國的財政支出比率不斷降低受經(jīng)濟制度和我國稅收制度的影響。1996年后，我國財政支出規(guī)模與經(jīng)濟發(fā)展呈正相關(guān)關(guān)系。據(jù)測算，在1978－1995年間，我國財政支出的平均彈性為0.6，表現(xiàn)出這一個時期中國支出增長是落后于GDP的增長的，1996－2004年的財政支出的平均彈性為2.1，快于GDP的增長，這主要是我國為了克服由于緊縮的財政措施使我國自1992的高通貨膨脹和1997的亞洲金融危機導(dǎo)致的經(jīng)濟萎縮實施積極的財政政策，大量的發(fā)行國債，公共支出規(guī)模迅速擴大。這種依靠預(yù)算外資金不能使公共支出規(guī)模走上與GDP良性發(fā)展軌道，而且會加重財政償還國債的負擔(dān)，影響公共支出的正常支出和經(jīng)濟的正常發(fā)展。在1978－2004年間，中國的邊際財政支出傾向為0.185，表示GDP每增長1元，財政支出增長為0.185。這種結(jié)果反映我國的財政支出與GDP增長不適應(yīng)，也反映出中國財政制度上的存在問題，即中國財政支出制度的無彈性特征。因此改變中國財政支出彈性小與邊際財政支出水平低的狀況，還需進行財政制度上的改革。模型二引入虛擬變量建立模型考慮到我國這二十多年的數(shù)據(jù)受政策性環(huán)境影響很大,而這個環(huán)境在1996年前后這兩段時間內(nèi)是有顯著差別的，這一點我們可以從圖二種看出來：1978年后，我國財政支出占GDP的比重呈倒“U”型變化，而1996年是分界點。強行用一個方程回歸很可能導(dǎo)致模型結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定,所以這里采用引進了虛擬變量D對模型進行回歸分析。DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/11/07Time:15:27Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C952.9175222.67974.2793190.0003D1-8556.026851.0563-10.053420.0000X0.1000290.00794712.587440.0000D1*X0.1314010.01039412.641760.0000R-squared0.995301

Meandependentvar8336.975AdjustedR-squared0.994713

S.D.dependentvar9301.490S.E.ofregression676.3005

Akaikeinfocriterion16.00272Sumsquaredresid10977178

Schwarzcriterion16.19303Loglikelihood-220.0380

F-statistic1694.425Durbin-Watsonstat0.770541

Prob(F-statistic)0.000000由OLS模型估計得：（222.6797）（851.0563）（0.007947）（0.010394）t=4.279319-10.0534212.5874412.64176=0.9953010.994713F=1694.452DW=由于各個系數(shù)的t值均大于2，表明各解釋變量的稀疏顯著的不等于0，財政支出與GDP的關(guān)系式可以寫為以下完整的形式：1996年以及以前1996年以后模型檢驗：（1）異方差檢驗：圖形法由圖形可以看出，殘差平方有隨GDP的增大而增大的趨勢，因此，模型很可能存在異方差。但是否確實存在異方差還應(yīng)通過更進一步的檢驗。White檢驗法：WhiteHeteroskedasticityTest:F-statistic4.660348

Probability0.004728Obs*R-squared14.40229

Probability0.013246TestEquation:DependentVariable:RESID^2Method:LeastSquaresDate:12/11/07Time:16:21Sample:19782005Includedobservations:28VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C38888.28293775.70.1323740.8959D1-936635.73153475.-0.2970170.7692X-0.56657226.85215-0.0211000.9834X^25.06E-060.0003830.0132270.9896D1*X38.6067258.094020.6645560.5132(D1*X)^2-0.0001670.000431-0.3873270.7022R-squared0.514367

Meandependentvar392042.1AdjustedR-squared0.403996

S.D.dependentvar762002.3S.E.ofregression588275.4

Akaikeinfocriterion29.59519Sumsquaredresid7.61E+12

Schwarzcriterion29.88066Loglikelihood-408.3326

F-statistic4.660348Durbin-Watsonstat1.980759

Prob(F-statistic)0.004728從上表可以看出：n=14.40228，由White檢驗知，在a=0.05下，查分布表，得臨界值0.05=11.0705，因為n=14.40228〉0.05=11.0705所以，存在異方差。異方差的修正根據(jù)估計檢驗，發(fā)現(xiàn)權(quán)數(shù)w3=1/sqr(x)的效果最好。下面給出用權(quán)數(shù)w3的結(jié)果。DependentVariable:YMethod:LeastSquaresDate:12/12/07Time:13:35Sample:19782005Includedobservations:28Weightingseries:1/SQR(X)VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C816.413273.0551311.175300.0000D1-9238.1841011.309-9.1348790.0000X0.1068210.00538119.851750.0000D1*X0.1315530.01038412.669190.0000WeightedStatistics*R-squared0.984653

Meandependentvar4348.928AdjustedR-squared0.982735

S.D.dependentvar2488.409S.E.ofregression326.9708

Akaikeinfocriterion14.54918Sumsquaredresid2565837.

Schwarzcriterion14.73950Loglikelihood-199.6886

F-statistic1475.508Durbin-Watsonstat0.612610

Prob(F-statistic)0.000000UnweightedStatisticsR-squared0.994947

Meandependentvar8336.975AdjustedR-squared0.994316

S.D.dependentvar9301.490S.E.ofregression701.2655

Sumsquaredresid11802559Durbin-Watsonstat0.660260

所以說，修正后的原模型估計可如下：(73.05513)(1011.309)(0.005318)(0.10384)T=11.17530-9.13487919.8517512.66919=0.9846530.982735F=1475.508DW=自相關(guān)的檢驗因為原模型的DW=0.612610<dl=1.818,所以我們有理由認為該模型存在自相關(guān)現(xiàn)象，現(xiàn)在對自相關(guān)進行修正。自相關(guān)的修正：對e進行滯后一期后，得到回歸方程：所以ρ=0.974767，對原模型進行廣義差分，得到廣義差分方程廣義差分的輸出結(jié)果為：DependentVariable:Y-0.974767*Y(-1)Method:LeastSquaresDate:12/11/07Time:17:20Sample(adjusted):19792005Includedobservations:27afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C241.7137151.77241.5926060.1249D1-0.974767*D1(-1)-9860.4921982.470-4.9738410.0000X-0.974767*X(-1)0.0759180.0256552.9591560.0070D1*X-0.974767*D1(-1)*X(-1)0.1321920.0259855.0872270.0000R-squared0.915946

Meandependentvar1401.567AdjustedR-squared0.904982

S.D.dependentvar1617.979S.E.ofregression498.7409

Akaikeinfocriterion15.39800Sumsquaredresid5721078.

Schwarzcriterion15.58998Loglikelihood-203.8731

F-statistic83.54452Durbin-Watsonstat1.275551

Prob(F-statistic)0.000000

所得出的DW=1.275551,該DW處于（du,dl）之間，所以，進行修正后是否仍然存在自相關(guān)無法判斷。但為了謹慎起見，仍然判斷其存在自相關(guān)。由于水平有限，無法對此進行進一步的修正。時間序列平穩(wěn)性檢驗由于變量太多，逐一進行單位根檢驗比較麻煩，現(xiàn)在僅對殘差進行平穩(wěn)性檢驗，如果殘差是平穩(wěn)的，則我們有理由相信解釋變量和被解釋變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。對e的平穩(wěn)性檢驗如下：NullHypothesis:EhasaunitrootExogenous:NoneLagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=6)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.073700

0.0035Testcriticalvalues:1%level-2.6569155%level-1.95441410%level-1.609329*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(E)Method:LeastSquaresDate:12/12/07Time:13:18Sample(adjusted):19802005Includedobservations:26afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

E(-1)-0.5114220.166387-3.0737000.0052D(E(-1))0.9085400.2040144.4533190.0002R-squared0.431449

Meandependentvar-135.0783AdjustedR-squared0.407759

S.D.dependentvar694.7075S.E.ofregression534.6272

Akaikeinfocriterion15.47482Sumsquaredresid6859830.

Schwarzcriterion15.57160Loglikeli