我國財政支出與GDP的誤差修正模型研究

1、第19卷第6期JournalofYunnanFinance&EconomicsUniversityVol.19,No.6我國財政支出與GDP的誤差修正模型研究白曉丹(天津財經(jīng)學(xué)院統(tǒng)計系,天津河西300222)關(guān)鍵詞:財政支出;協(xié)整;誤差修正模型摘要:當(dāng)許多傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟學(xué)模型在20世紀70年代的經(jīng)濟動蕩面前預(yù)測失靈時,誤差修正模型卻顯示了它的穩(wěn)定性和可靠性。運用協(xié)整理論來分析我國財政支出和GDP,并試圖建立誤差修正模型,以發(fā)現(xiàn)兩者間存在的動態(tài)均衡關(guān)系。中圖分類號:F81214文獻標(biāo)識碼:A文章編號:1672-4755(2004)06-0051-02對于財政支出的量化分析中,由于經(jīng)濟變量

2、本身是非平穩(wěn)的時間序列。那么傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟模型就有其局限性。它不能全面的反映經(jīng)濟變量之間的關(guān)系,沒有將變量數(shù)據(jù)間的內(nèi)在關(guān)系引入到模型中來。介于傳統(tǒng)模型的上述不足,為避免虛假回歸的問題,本文運用協(xié)整理論,建立誤差修正模型,來分析我國財政支出和GDP的關(guān)系。一、建模過程基本建模思想:協(xié)整(Cointegration)經(jīng)濟意義在于,雖然兩個變量它們具有各自的長期波動規(guī)律,但是如果它們是協(xié)整的,則它們之間存在著一個長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。首先對變量做單整性檢驗,如果均為I(1)過程,則再對其進行協(xié)整分析,以發(fā)現(xiàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系,即長期均衡關(guān)系,求出協(xié)整系數(shù),并以這種關(guān)系構(gòu)成誤差修正項。然后建立短期模型,

3、將誤差修正項看作一個解釋變量,連同其他反映短期波動的序號(1)(2)ADF(或DF)回歸解釋變量一起,建立短期模型,即誤差修正模型。本文選取1952年到2000年我國財政支出(E)與GDP的值及相應(yīng)的價格指數(shù)(p)。為了避免價格因素的干擾,將上述經(jīng)濟變量的數(shù)據(jù)進行處理。將物價指數(shù)折算成以1978年為不變價,剔除價格因素。同時為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差對數(shù)據(jù)進行了取自然對數(shù)變換。變量定義如下:LnEt=Log(Et/pt)DPt/pt)LnGDPt=Log(G可以看出LnE,LnGDP表現(xiàn)出明顯的非平穩(wěn)特征,以及它們的差分序列LnE,LnGDP變化極為相似,基本表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征。(一)變量的單

4、整性檢驗在進行協(xié)整分析之前,首先需要對各時間序列進行單位根檢驗。我們采用ADF(AugmentedDickeyFuller)方法來檢驗變量的平穩(wěn)性。并根據(jù)檢驗結(jié)果(見表1,表2),確定檢驗變量的單整階數(shù)。DW11782115ADF臨界值-1195-2193表1LnEt的單整性檢驗LnEt=01017319LnEt-1+01260439LnEt-1()3()22LnEt=01064236-11072719LnEt-1+01435444LnEt-13表2LnGDPt的單整性檢驗序號(1)(2)ADF(或DF)回歸DW11612121ADF臨界值-1195-2193LnGDPt=01011601Ln

5、GDPt-1+01376064LnGDPt-1322LnGDPt=01059642-01831458LnGDPt-1+01416277LnGDPt-13注:1、帶3字符括號內(nèi)數(shù)字為DF或ADF值2不帶3字符括號內(nèi)數(shù)字為t值收稿日期:2004-01-27),女,吉林市人,碩士,主要研究方向:統(tǒng)計與經(jīng)濟交叉分析研究。作者簡介:白曉丹(1979© 1995-2005 Tsinghua Tongfang Optical Disc Co., Ltd. All rights reserved.52JournalofYunnanFinance&EconomicsUniversityVol.

6、19,No.6兩表中的回歸方程(1)分別是對LnEt和LnGDPt做ADF檢驗。LnEt和LnGDPt的ADF檢驗值均大于5%顯著性水平的臨界值,所以接受單位根假設(shè),因一年度的非均衡誤差以4145%的比率對本年度的LnEt作出反向修正。模型(4)中的實際值、擬合值和殘差序列的比較見圖1。此它們都是不平穩(wěn)的單位根過程。這時進一步檢驗一階差分序列LnEt,LnGDPt的平穩(wěn)性以確定LnEt和LnGDPt的單整階數(shù)。差分后ADF均比臨界=0105)?？芍狶nEt和LnGDPt經(jīng)一階差分后值小(是平穩(wěn)的,即LnEt,LnGDPtI(0),也就是說LnEt和LnGDPt是一階單整過程,LnEt,LnGD

7、PtI(1)。(二)經(jīng)濟變量協(xié)整檢驗在檢驗了經(jīng)濟變量為一階單整過程的基礎(chǔ)上,還要檢驗各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。如果存在協(xié)整關(guān)系,才能建立誤差修正模型。首先用動態(tài)分布滯后(ADL)模型檢驗LnEt和LnGDPt序列是否存在協(xié)整關(guān)系。一階ADL模型LnEt-1+LnEt=DPt+DPt-1+1LnG2LnGt估計結(jié)果如下LnEt=11673134LnGDPt-11661707LnGDPt-1+01955548LnEt-1(13166104)R2=0198367DW=1.437264T=48(1)圖1(91528783)(-81355452)利用上式求與的長期關(guān)系=()1+2)/(1-=(1167

8、3134-11661707)/(1-01955548)=012582則估計的長期關(guān)系為LnEt=012582LnGDPt012582。非均衡誤差為Et=LnEt-012582LnGDPt(3)(2)上式顯示我國財政支出對GDP的平均彈性為對et作ADF檢驗,檢驗結(jié)果是在=0105水平下,ADF=-414412<-315066,這說明et是平穩(wěn)的時間序列,即etI(0),認為兩個經(jīng)濟變量之間存在協(xié)整關(guān)系。(三)建立誤差修正模型用上述過程所得到的殘差序列et,建立我國財政支出與GDP的ECM模型。LnEt=11673184LnGDP-01044452et-1(11103921)(-3.370

9、365)R2=0172,DW=1145,s.e.=010950,T=48(4)在模型中,被解釋變量的波動可以分為短期波動和長期均衡兩部分。根據(jù)ECM模型(4)顯示,(對數(shù))的我國財政支出和(對數(shù))GDP之間存在著密切的聯(lián)系。尤其是,更是存在著穩(wěn)定的關(guān)系。短期的變動將引起財政支出同方向的變動。從增長率的角度看,如果每增加1%,則引起財政支出增加1167%,而上一年的非均衡誤差以01044的比率對本年度的(對數(shù))財政支出做出修正。同時也可以看出我國財政支出的增長速度高于的增長速度,這也基本符合經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律和國際經(jīng)驗。從全球視角來看,各國財政支出無論從絕對值還是相對值來說都呈現(xiàn)不斷增長的趨勢。隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高,財政支出占GDP的比重是逐步提高的。二、結(jié)論我國財政支出的增長是伴隨著GDP的增長而增長的。GDP的增長是財政收入增加的前提,也就是財政支出增長的堅實基礎(chǔ)。GDP的增長會刺激財政支出的增加。自從1998年以來,實施擴張性的財政政策對通過擴大投資需求拉動宏觀經(jīng)濟保持快速增長起了不可替代的作用,是拉動我國投資和經(jīng)濟增長的重要力量。隨著經(jīng)濟的持續(xù)增長,國家對經(jīng)濟社會和生態(tài)環(huán)境等各方面的調(diào)節(jié)都需要強有力的財政政策,西部大開發(fā),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,社會安全網(wǎng)的建立以及社會分配關(guān)系問題的調(diào)整也都需要財政政策的支持。因此,目前還不是財政政策淡出的好時機?？梢越?jīng)歷一個從積極到穩(wěn)健的過渡。在模型