政府消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

政府消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究08經(jīng)濟(jì)學(xué)1班0824411010郭敏摘要：作為財(cái)政總支出的組成部分，政府消費(fèi)和政府投資均是衡量政府活動(dòng)的重要尺度。一般認(rèn)為政府投資對經(jīng)濟(jì)增長具有正向作用，而政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長有一定負(fù)向沖擊，即可能阻礙經(jīng)濟(jì)增長。但也有研究表明政府消費(fèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。本文基于世界銀行發(fā)布的我國1960-2009年間政府消費(fèi)支出和國民總產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用協(xié)整技術(shù)和誤差修正模型來分析我國的政府消費(fèi)支出和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。關(guān)于學(xué)術(shù)界對于政府消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的爭議，本文通過實(shí)證分析的結(jié)果認(rèn)為，在我國政府消費(fèi)支出對經(jīng)濟(jì)增長起到了長期拉動(dòng)、短期促進(jìn)的作用。關(guān)鍵字：政府消費(fèi)支出經(jīng)濟(jì)增長平穩(wěn)性檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)誤差修正模型一、引言（一）研究背景近10年來，政府對公共服務(wù)領(lǐng)域的投入力度在逐步加大，我國已初步形成教育科技、文化體育、醫(yī)療衛(wèi)生、就業(yè)與社保等全方位公共服務(wù)體系。但總體而言，我國公共服務(wù)水平仍處于中下等收入國家行列。作為財(cái)政總支出的組成部分，政府消費(fèi)和政府投資均是衡量政府活動(dòng)的重要尺度。一般認(rèn)為政府投資對經(jīng)濟(jì)增長具有正向作用，而政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長有一定負(fù)向沖擊，即可能阻礙經(jīng)濟(jì)增長。但也有研究表明政府消費(fèi)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，本文將對政府消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。（二）政府消費(fèi)支出按照西方發(fā)達(dá)國家的支出分類，政府支出主要有四個(gè)方面：一是政府消費(fèi)．即是國家作為公共服務(wù)的提供者所支付的工資和其地投人；二是公共投資，即由政府出面組織和進(jìn)行的投資；三是轉(zhuǎn)移支付和補(bǔ)貼，即是作為社會(huì)福利部分從納稅人那里取得收入再以補(bǔ)貼方式或是救濟(jì)方式支付的部分；四是債務(wù)的利息支出。按國家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)口徑，政府消費(fèi)是指政府部門為全社會(huì)提供公共服務(wù)的消費(fèi)，包括教育、科學(xué)、文化、衛(wèi)生和社會(huì)保障等，以及向住戶以免費(fèi)或低價(jià)提供的貨物和服務(wù)等方面的支出。具體來說，政府消費(fèi)主要包括兩類：一類是政府自身的消費(fèi)，即行政運(yùn)行成本，是指政府行政活動(dòng)（政府機(jī)構(gòu)的正常運(yùn)轉(zhuǎn)）對公共資源的消耗；另一類是用于社會(huì)的消費(fèi)是指由社會(huì)公眾即期消費(fèi)的各種公共服務(wù)，如教育、醫(yī)療、社保、科學(xué)、文化、體育等各項(xiàng)社會(huì)事業(yè)支出（劉尚希等，2008）。（三）經(jīng)濟(jì)增長經(jīng)濟(jì)增長(economicgrowth)：一個(gè)國家和地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)由于就業(yè)人數(shù)的增加、資本積累和技術(shù)進(jìn)步等原因，經(jīng)濟(jì)規(guī)模（包括物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)）在數(shù)量上的擴(kuò)大和增加。它反映了一個(gè)國家國民經(jīng)濟(jì)總量的變化情況。考慮到價(jià)格調(diào)整或通貨膨脹的因素，經(jīng)濟(jì)增長可以分為名義經(jīng)濟(jì)增長和實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長。衡量經(jīng)濟(jì)增長，通常主要采用國民生產(chǎn)總值增長率、國民收入增長率等總量增長率和人均增長率等指標(biāo)。（四）研究現(xiàn)狀1、國外研究現(xiàn)狀長期以來，國外眾多學(xué)者就政府消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系展開了廣泛研究，但對兩者的關(guān)系至今沒有形成一致的定論。國外文獻(xiàn)按照研究結(jié)論大體可以分為三類：第一，政府消費(fèi)阻礙經(jīng)濟(jì)增長。Aschauer&Greenwood(1985)研究指出:被引入居民效用函數(shù)的那部分公共物品（服務(wù)）與跟私人部門生產(chǎn)有互補(bǔ)關(guān)系的那部分公共物品（服務(wù)）是有區(qū)別的，前者包括大多數(shù)政府消費(fèi)，對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)效應(yīng)。該理論被Grier&Tullock（1989）所證實(shí)，他們對二戰(zhàn)后115個(gè)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列分析，其結(jié)論是實(shí)際GDP增長率與政府消費(fèi)占GDP比例之間呈負(fù)相關(guān)。Aschauer（1989）研究了美國在1949-1985年間核心基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與產(chǎn)出的關(guān)系，其結(jié)論是生產(chǎn)率與公共資本投資占私人資本的比率兩者呈顯著正相關(guān)，而政府消費(fèi)支出占GDP的比例和產(chǎn)量增長之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系。Landau（1983）利用104個(gè)國家1960-1977年間的有關(guān)數(shù)據(jù)，對經(jīng)濟(jì)平均增長率進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)人均真實(shí)GDP增長與政府消費(fèi)占GDP比重呈顯著負(fù)相關(guān)。第二，政府消費(fèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Barro（1991）對98個(gè)國家1960-1985年間的政府消費(fèi)支出與人均GDP的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為公共教育是對人力資本的投資，國防支出則幫助保護(hù)財(cái)產(chǎn)權(quán)，兩者都可以增加投資者的資本邊際產(chǎn)品收入，換言之，國防和教育具有生產(chǎn)性。Devarajanetal（1996）利用43個(gè)發(fā)展中國家1970-1990年間的數(shù)據(jù)，研究指出:生產(chǎn)性政府支出的過度使用對經(jīng)濟(jì)有負(fù)面影響,而經(jīng)常性支出對經(jīng)濟(jì)增長有積極作用。根據(jù)政府支出的結(jié)構(gòu)，他們推斷出發(fā)展中國家已經(jīng)錯(cuò)配了公共支出資源，過多的生產(chǎn)性支出擠占了經(jīng)常性支出。Devereuxetal（1996）運(yùn)用新古典模型框架研究了政府支出沖擊的影響，研究發(fā)現(xiàn)：政府消費(fèi)增加會(huì)導(dǎo)致總產(chǎn)量的上升。Karras（1996）利用118個(gè)國家1960-1985年間的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出如下結(jié)論：政府的公共服務(wù)具有顯著的生產(chǎn)性，樣本國家的平均最優(yōu)政府規(guī)模為23%；政府公共服務(wù)的邊際產(chǎn)出與政府規(guī)模呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。第三，兩者不相關(guān)或弱相關(guān)。Kormendi&Meguir（1985）利用47個(gè)國家1961-1980年間的樣本分析了總產(chǎn)出增長與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的線性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)真實(shí)GDP的平均增長與政府消費(fèi)占GDP比率之間沒有顯著關(guān)系。Levine&Renelt（1992）的研究則發(fā)現(xiàn)政府消費(fèi)的增長與經(jīng)濟(jì)增長有統(tǒng)計(jì)上的弱相關(guān)關(guān)系。Engen&Skinner（1992）改用兩階段工具變量技術(shù)，分析結(jié)果顯示增長回歸中政府總支出的系數(shù)不足用OLS估計(jì)出的系數(shù)的1/3，且統(tǒng)計(jì)上不顯著。Evans（1997）利用一個(gè)簡單的隨機(jī)增長模型和92個(gè)國家1960-1989年的數(shù)據(jù)，分析結(jié)果顯示：人均產(chǎn)出的增長與政府消費(fèi)比重的相關(guān)性不顯著。綜上所述，關(guān)于政府消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國外研究得出了迥然不同的結(jié)論。然而，根據(jù)瓦格納法則(Wagner’sLaw)，政府公共支出（特別是政府公共消費(fèi)支出)的不斷增長是一種必然趨勢。按照Musgrave(1969)的觀點(diǎn)，當(dāng)一個(gè)經(jīng)濟(jì)趨于成熟時(shí)，政府公共支出將從政府投資逐步轉(zhuǎn)向政府消費(fèi)支出，即轉(zhuǎn)向不斷增加的基礎(chǔ)教育、環(huán)境保護(hù)、公共衛(wèi)生、社會(huì)福利及其他公共服務(wù)方面的支出，且政府消費(fèi)支出的增長幅度大于政府投資降低的幅度。Devarajanetal(1996)同樣指出，被認(rèn)為具有生產(chǎn)性的投資性支出，在過度使用時(shí)反而不能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，并指出發(fā)展中國家常常以犧牲經(jīng)常性支出為代價(jià)增加投資性支出，而正是由于被資本性支出所擠占，經(jīng)常性支出具有正的邊際生產(chǎn)率。根據(jù)Barro(1990)法則，政府支出的邊際生產(chǎn)率(MPG)為1時(shí)，政府的公共服務(wù)是合適的，此時(shí)政府規(guī)模達(dá)到最優(yōu)。在Karras(1996)的研究中，亞洲國家的MPG大于1，即社會(huì)產(chǎn)出的增加大于政府消費(fèi)支出的增加，表明亞洲國家的公共服務(wù)不足。2、國內(nèi)研究現(xiàn)狀作為亞洲的一個(gè)發(fā)展中大國，中國也面臨著政府支出結(jié)構(gòu)調(diào)整問題，近年來，國內(nèi)學(xué)術(shù)界對政府消費(fèi)或政府支出與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系也展開了廣泛研究，以下是一些具有代表性的研究。馬拴友(2000)運(yùn)用Barro(1990)的內(nèi)生增長模型，在生產(chǎn)函數(shù)框架內(nèi)，估計(jì)了我國政府勞務(wù)的生產(chǎn)力、最優(yōu)規(guī)模及其增長含義，發(fā)現(xiàn)我國政府勞務(wù)是顯著生產(chǎn)性的，其邊際生產(chǎn)力顯著大于1，說明擴(kuò)大公共服務(wù)可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。龔六堂、鄒恒甫(2001)通過建立動(dòng)態(tài)隨機(jī)模型，討論政府支出的增長與波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，其結(jié)論是政府資本性開支的增長對經(jīng)濟(jì)增長沒有顯著的影響，經(jīng)常性開支可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。莊子銀、鄒薇(2003)實(shí)證分析的結(jié)果表明，中國政府的公共支出增長率與GDP增長率之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。郭慶旺等(2003)經(jīng)驗(yàn)分析的結(jié)果顯示：政府財(cái)政支出總規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)相關(guān)，而生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)，生產(chǎn)性支出中人力資本的投資支出比物質(zhì)資本的投資支出更能提高經(jīng)濟(jì)增長率。歐陽志剛(2004)的研究表明：政府支出對經(jīng)濟(jì)增長個(gè)別年份有負(fù)的影響，但總體上有明顯的促進(jìn)作用。張明喜、陳志勇(2005)利用OLS分析法，研究表明：財(cái)政支出的邊際產(chǎn)出顯著大于1，即政府增加財(cái)政支出能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。張鋼、段澈(2006)的研究得出：地方基本建設(shè)支出占總財(cái)政支出的比重與地方經(jīng)濟(jì)增長率負(fù)相關(guān)，但統(tǒng)計(jì)上不顯著；地方文教科學(xué)衛(wèi)生事業(yè)支出占總財(cái)政支出的比重與地方經(jīng)濟(jì)增長率正相關(guān)，且統(tǒng)計(jì)上顯著。付文林、沈坤榮(2006)利用協(xié)整和格蘭杰因果分析法，得出了實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率與公共支出占GDP比重呈反向變動(dòng)關(guān)系的結(jié)論。郭慶旺、賈俊雪(2006)運(yùn)用向量自回歸分析法，研究發(fā)現(xiàn)：公共資本投資與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期均衡關(guān)系，其中政府公共物質(zhì)資本投資對長期經(jīng)濟(jì)增長的正影響更為顯著，而政府公共人力資本投資對長期經(jīng)濟(jì)增長的正影響較小，且在當(dāng)期內(nèi)不利于經(jīng)濟(jì)增長。朱玉春、種勝兵(2008)研究指出：政府通過調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，優(yōu)化資源配置，可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，盡管政府支出的擴(kuò)大可能會(huì)有礙經(jīng)濟(jì)增長?？傮w來看，國內(nèi)關(guān)于政府公共支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究基本上沿著兩條思路進(jìn)行：一是按照Barro(1991)的研究思路把政府支出分為生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出，然后在柯布——道格拉斯函數(shù)基礎(chǔ)上進(jìn)行分析；二是從總量規(guī)模上考察政府支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響。本文基于世界銀行發(fā)布的我國1960-2009年間政府消費(fèi)支出和國民總產(chǎn)出數(shù)據(jù)，采用協(xié)整技術(shù)和誤差修正模型來分析我國的政府消費(fèi)支出和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，目的在于揭示三個(gè)方面的問題，即經(jīng)濟(jì)增長與政府消費(fèi)支出之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系、政府消費(fèi)支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度如何、政府消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長之間短期的動(dòng)態(tài)關(guān)系如何，以期得到政府消費(fèi)支出對促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的規(guī)律性認(rèn)識(shí)。二、理論介紹時(shí)間序列分析中首先遇到的問題是關(guān)于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。如果隨機(jī)過程的均值和方差、自協(xié)方差都不取決于t，則稱{ut}是協(xié)方差平穩(wěn)的或弱平穩(wěn)的，即（1），對所有的t；（2），對所有的t；（3），對所有的t和s。則稱該隨即序列是平穩(wěn)的。非平穩(wěn)序列可以通過差分運(yùn)算得到平穩(wěn)性的序列，得到的平穩(wěn)時(shí)間序列稱為單整(integration)序列。定義如下：如果序列yt，通過d次差分成為一個(gè)平穩(wěn)序列，而這個(gè)序列差分d–1次時(shí)卻不平穩(wěn)，那么稱序列yt為d階單整序列，記為yt～I(xiàn)(d)。（一）ADF檢驗(yàn)檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。有6種單位根檢驗(yàn)方法：ADF檢驗(yàn)、DFGLS檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)、KPSS檢驗(yàn)、ERS檢驗(yàn)和NP檢驗(yàn)，判別的最常用方法是ADF(AugmentedDickey－Fuller)檢驗(yàn)。在ADF檢驗(yàn)中，單位根檢驗(yàn)的回歸方程為：模型3中的t是時(shí)間變量，代表了時(shí)間序列隨時(shí)間變化的某種趨勢（如果有的話）。零假設(shè)都是：δ＝0，即存在單位根。模型1與另兩模型的差別在于是否包含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。實(shí)際檢驗(yàn)時(shí),若原序列中不存在單位根，則檢驗(yàn)回歸形式選擇含有常數(shù)，意味著所檢驗(yàn)的序列的均值不為0；若原序列中存在單位根，則檢驗(yàn)回歸形式選擇含有常數(shù)，意味著所檢驗(yàn)的序列具有線性趨勢。另外，若原序列中不存在單位根，則檢驗(yàn)回歸形式選擇含有常數(shù)和趨勢，意味著所檢驗(yàn)的序列具有線性趨勢；若原序列中存在單位根，則檢驗(yàn)回歸形式選擇含有常數(shù)和趨勢，意味著所檢驗(yàn)的序列具有二次趨勢。根據(jù)上述原則選擇檢驗(yàn)回歸中是否含有常數(shù)項(xiàng)、常數(shù)和趨勢項(xiàng)、或二者都不包含。選擇上述三個(gè)模型中的一個(gè)適當(dāng)形式，然后通過ADF臨界值表檢驗(yàn)零假設(shè)：δ＝0。如果模型的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了零假設(shè)，就可以認(rèn)為時(shí)間序列是平穩(wěn)的。（二）協(xié)整檢驗(yàn)1、協(xié)整關(guān)系如果k維向量Yt=(y1t,y2t,…,ykt)￠滿足：(1)y1t，y2t，…，ykt都是d階單整的，即Yt～I(xiàn)(d)，要求Yt的每個(gè)分量yit～I(xiàn)(d)；(2)存在非零向量b=(b1,b2,…,bk)，使得￠bYt～I(xiàn)(d-b)，0<b≤d。則稱k維向量Yt=(y1t,y2t,…,ykt)￠的分量間為d,b階協(xié)整，記為Yt～CI(d，b)，簡稱Yt是協(xié)整的，向量b又稱為協(xié)整向量。如果兩個(gè)向量都是單整向量，只有它們的階數(shù)相同時(shí)才可能協(xié)整；如果兩個(gè)以上變量具有不同的單整階數(shù)，可能通過線性組合構(gòu)成低階單整變量。2、協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)的目的是決定一組非穩(wěn)定序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)的對象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)；另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，如CRDW檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)。本文采用Engle和Granger(1987)提出的協(xié)整檢驗(yàn)方法。這種協(xié)整檢驗(yàn)方法是對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的主要步驟如下：（1）若k個(gè)序列y1t和y2t,y3t,…,ykt都是1階單整序列,建立回歸方程：模型估計(jì)的殘差為：（2）用ADF檢驗(yàn)判斷殘差序列?t是否平穩(wěn)，也就是判斷序列?t是否含有單位根。（3）如果殘差序列?t是平穩(wěn)的，則可以確定回歸方程中的k個(gè)變量(y1t,y2t,y3t,…,ykt)之間存在協(xié)整關(guān)系，并且協(xié)整向量為；否則(y1t,y2t,y3t,…,ykt)之間不存在協(xié)整關(guān)系。利用ADF的協(xié)整檢驗(yàn)方法來判斷殘差序列是否平穩(wěn)，如果殘差序列是平穩(wěn)的，則回歸方程的設(shè)定是合理的，說明回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。反之，說明回歸方程的因變量和解釋變量之間不存在穩(wěn)定均衡的關(guān)系，即便參數(shù)估計(jì)的結(jié)果很理想，這樣的一個(gè)回歸也是沒有意義的，模型本身的設(shè)定出現(xiàn)了問題，這樣的回歸是一個(gè)偽回歸。（三）誤差修正模型“誤差修正”這個(gè)術(shù)語最早是由Sargen(1964)提出的，但是誤差修正模型基本形式的形成是在1978年由Davidson、Hendry等提出的。傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)模型通常表述的是變量之間的一種“長期均衡”關(guān)系，而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過程”生成的。因此，建模時(shí)需要用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過程來逼近經(jīng)濟(jì)理論的長期均衡過程。上式稱為誤差修正模型(errorcorrectionmodel，簡記ECM)。當(dāng)長期平衡關(guān)系是y*=k0+k1x*時(shí)，誤差修正項(xiàng)是如(yt-k0-k1xt)的形式，它反映了yt關(guān)于xt在第t時(shí)點(diǎn)的短期偏離。一般地，誤差項(xiàng)的系數(shù)a<0，通常稱為調(diào)整系數(shù)，表示在t-1期yt-1關(guān)于k0+k1xt-1之間的偏差調(diào)整的速度。誤差修正模型不再單純地使用變量的水平值（指變量的原始值）或變量的差分建模，而是把兩者有機(jī)地結(jié)合在一起，充分利用這兩者所提供的信息。從短期看，被解釋變量的變動(dòng)是由較穩(wěn)定的長期趨勢和短期波動(dòng)所決定的，短期內(nèi)系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度的大小直接導(dǎo)致波動(dòng)振幅的大小。從長期看，協(xié)整關(guān)系式起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、實(shí)證分析（一）數(shù)據(jù)選取本文的樣本數(shù)據(jù)為我國1960-2009年間政府消費(fèi)支出和國民總產(chǎn)出（來自世界銀行網(wǎng)站，見附表），分別記為GDP和GSE。為消除異方差性，數(shù)據(jù)都經(jīng)過取自然對數(shù)處理，記為LNGDP、LNGE。圖1為lNGDP與lNGSE的趨勢圖，這兩個(gè)序列在一定程度上是一起漂移的，說明二者可能存在協(xié)整關(guān)系。圖2顯示出lNGDP與lNGSE為1階單整的時(shí)間序列。圖1lNGDP和lNGSE序列的趨勢圖圖2lNGDP和lNGSE的1階差分圖（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)應(yīng)用EVIEWS軟件對LNGDP、LNGSE進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。在5%的顯著性水平下，所有變量序列的水平項(xiàng)都是非平穩(wěn)序列；經(jīng)過一階差分后，所有變量序列都是平穩(wěn)的，故它們都是一階單整I(1)，滿足變量之間協(xié)整關(guān)系的前提條件。表1各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量類型(C,T,K)D.W.檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量ADF值P值結(jié)論LNGDP(C,N,1)1.5821942.8606511.0000不平穩(wěn)LNGSE(C,N,1)2.0014040.998294 0.9960不平穩(wěn)ΔLNGDP(C,T,1)2.067322-6.1854640.0000平穩(wěn)ΔLNGSE(C,T,1)2.003549-5.7354470.0001平穩(wěn)注：（檢驗(yàn)類型中的C、T、K分別表示單位根檢驗(yàn)中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)；N表示不包括C或T） （三）協(xié)整檢驗(yàn)本文采用EG兩步法對變量進(jìn)行協(xié)整分析。由于變量lNGDP與lNGSE是一階單整序列，可首先OLS法進(jìn)行協(xié)整回歸，得到協(xié)整模型：=6.242851+0.832132LNGSE+(14.71323)(47.77339)R2=0.9794022=0.978973F=2282.296DW=2.02由上述檢驗(yàn)參數(shù)可以看出，協(xié)整模型擬合優(yōu)度較高，且不存在序列相關(guān)與異方差。若變量序列l(wèi)NGDP與lNGE存在協(xié)整關(guān)系，則模型估計(jì)式的殘差序列應(yīng)具有平穩(wěn)性，對做單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。表2殘差序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果 t-StatisticProb.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-5.8124830.0001Testcriticalvalues:1%level-4.1611445%level-3.50637410%level-3.183002由表2可知，殘差序列的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-5.812483，明顯小于顯著水平為為10%、5%、1%的臨界值，因此殘差序列為平穩(wěn)序列，這表明變量lNGDP和LNGE之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系所對應(yīng)的長期關(guān)系方程為上述回歸模型所示，且具有明確的經(jīng)濟(jì)意義，它表示我國政府消費(fèi)支出每增長1%，名義GDP將增長0.83%，同時(shí)說明我國GDP和政府消費(fèi)支出之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。lNGDP與lNGSE長期關(guān)系擬合效果較好，如圖3所示。圖3lNGDP和lNGSE存在協(xié)整關(guān)系的擬合效果（四）誤差修正模型以穩(wěn)定的殘差序列作為誤差修正項(xiàng)，用EVIEWS建立誤差修正模型，將協(xié)整方程的誤差修正項(xiàng)引入模型，可以得到政府消費(fèi)支出對GDP的短期影響。用OLS法求得的ECM模型為：=0.030071+0.581306△LNGSC-0.0568(1.832800)(5.128777)(-2.872890)R2=0.3648372=0.337221F=13.21117DW=1.628698回歸結(jié)果表明，誤差修正模型通過顯著性檢驗(yàn)，其中變量的符號(hào)與長期均衡關(guān)系的符號(hào)一致，政府消費(fèi)支出的短期變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長存在正向影響，短期內(nèi)政府消費(fèi)支出每增加1%，本期GDP增加0.58%。由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，且為負(fù)值，符合反向修正機(jī)制。它表明GDP與長期均衡值的偏差中的5.68%被修正。ECM模型反映了lNGDP受lNGSE影響的短期波動(dòng)規(guī)律，說明政府消費(fèi)支出與GDP之間存在緊密聯(lián)系，在短期內(nèi)，政府消費(fèi)支出對GDP增長具有一定的促進(jìn)作用。ECM模型的實(shí)際值與擬合值的擬合效果較好，如圖4所示。圖4誤差修正模型的擬合效果四、結(jié)論1、我國政府消費(fèi)支出和國內(nèi)生產(chǎn)總值在樣本年間呈現(xiàn)出非平穩(wěn)增長的趨勢,但是各變量的一階差分是平穩(wěn)的。2、通過對國內(nèi)生產(chǎn)總值與政府消費(fèi)支出變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)得出,我國國內(nèi)生產(chǎn)總值與政府消費(fèi)支出兩個(gè)變量之間存在長期的均衡關(guān)系。我國GDP和政府消費(fèi)支出之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，從長期來看，我國政府消費(fèi)支出每增長1%，名義GDP將增長0.83%，對經(jīng)濟(jì)增長起到了拉動(dòng)作用。3、通過ECM模型看出,我國政府消費(fèi)支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響在短期偏離均衡水平,但都向長期均衡水平調(diào)整且速度較快。在向量誤差修正模型中,誤差修正項(xiàng)系數(shù)是負(fù)數(shù),起到了反向修正的作用，同時(shí)它表明GDP與長期均衡值的偏差中的5.68%被修正。在短期中，政府消費(fèi)支出每增加一個(gè)百分點(diǎn)，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.58個(gè)百分點(diǎn)。政府消費(fèi)支出起到了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用。4、關(guān)于學(xué)術(shù)界對于政府消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的爭議，本文通過實(shí)證分析的結(jié)果認(rèn)為，在我國政府消費(fèi)支出對經(jīng)濟(jì)增長起到了長期拉動(dòng)、短期促進(jìn)的作用。

附表附表原始數(shù)據(jù)：1960-2009年中國政府消費(fèi)支出和國民總產(chǎn)出GDP（美元）GE(美元)19606137793068244061131851961501009349163568924131196246464003927360791901119635028042416938922624301964586132391334428860476196569709152023508449089819667587943352857799169811967720570261165429766646196869993499400526606516619697871882094663616049451970915062136467096835501197198562021764791371693119721.1216E+11892655149919731.3677E+111041118398719741.42255E+111063277595619751.61162E+111211205470119761.51628E+111139796468219771.72349E+111294488123519781.48179E+111951219481919791.76635E+112705217447419801.894E+112819583221319811.94111E+112911111133119822.03183E+113098855097219832.28456E+113430268337119842.57432E+113943928638619853.06667E+114418027124919862.97832E+114404927475319872.70372E+113763452882619883.09523E+114056378489419893.43974E+114760323831519903.56937E+115047036310519913.79469E+115855923578519924.22661E+116598430259819934.40501E+116841534145219945.59225E+118583661081619957.28007E+111.00333E+1119968.56085E+111.19838E+1119979.52653E+111.35336E+1119981.01946E+121.49278E+1119991.08328E+121.65692E+1120001.19848E+121.89184E+1120011.3248E+122.11403E+1120021.45383E+122.26652E+1120031.64096E+122.42064E+1120041.93164E+122.6984E+1120052.2569E+123.22161E+1120062.71295E+123.82878E+1120073.49406E+124.71908E+1120084.52183E+126.01173E+1120094.98546E+126.50269E+11數(shù)據(jù)來源：世界銀行網(wǎng)站參考文獻(xiàn)[1]張東剛.政府消費(fèi)支出變動(dòng)與近代中國經(jīng)濟(jì)增長[J].中華兒女(海外版),2001,(02).[2]張東剛.消費(fèi)需求變動(dòng)與近代中國經(jīng)濟(jì)增長[J].北京大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),2004,(03).[3]康鋒莉,鄭一萍.政府支出與經(jīng)濟(jì)增長:近期文獻(xiàn)綜述[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì),2005,(01).[4]孟淑芳.政府支出和經(jīng)濟(jì)增長的理論與實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)論壇,2004,(10).[5]王志濤.政府消費(fèi)、政府行為與經(jīng)濟(jì)增長[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2004,(08).[6]張東剛.近代中國消費(fèi)者行為的宏觀分析[J].南開學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版),1996,(03).[7]張東剛.近代中國國民消費(fèi)需求總額估算[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,1999,(02).[8]張東剛,柳文.近年來天津宏觀經(jīng)濟(jì)的回顧與展望[J].環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)瞭望,2001,(02).[9]曾康華.政府消費(fèi)若干問題研究[J].湖南商學(xué)院學(xué)報(bào),2001,(01).[10]郭杰.內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長與我國政府支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整[J].教學(xué)與研究,2004,(05).[11]宋超,紹智.\o"我國財(cái)政專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付制度研究"我國財(cái)政專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付制度研究[J].財(cái)會(huì)研究,2004,(11)[12]周建,汪偉.\o"資本形成、投資效率與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)性——來自中國1978