政府支出的经济增长效应分析—基于内生结构突变模型

根据Ramsey-Cass-Koopmans模型，假定经济起初运行在平衡增长道路上，政府支出保持在一个稳定的水平GL上。假如突然出现无法预期的政府支出的持久性上升，居民的反应是把消费直接下调到新的鞍状路径上。当消费下调到新的鞍状路径上时，经济运行也就直接到达新的平衡增长道路上。如果政府支出的增加是暂时性的，如面对经济危机时突然加大政府投资等。期限一到本科毕业论文格式，政府支出GH就会恢复到原来的水平。在这种情况下，尽管消费也会下滑，但不会完全下滑到更低的水平上。事实上，如果消费完全下滑到政府支出GL相应的低水平上，当政府支出恢复到GL时，消费将以不连续的方式跳跃上升到原来相应于GL的水平，这意味着边际效用发生了跳跃式的下降，从而在经济增长过程中产生大的波动和突变。

换句话说，人们早就预料到经济偏离平衡增长道路只是暂时的，不久就会恢复，因而不会把消费下调到那种不会持久的新平衡增长水平上去受边际效用不连续变化的痛苦。为了效用的最优，居民把消费调整到能够向原平衡增长道路收敛的轨道上去，这样既顺应政府支出暂时性变化带来的平衡增长道路的变动，又保证当政府支出恢复到原水平时消费能够趋向于原来的消费水平。

三、实证分析

由于经济运行机制的复杂性，影响经济增长路径的因素和外部冲击很多，若要准确度量政府支出对于经济增长的冲击力度是很困难的。本文并非精确度量这种冲力度，是试图利用计量的工具来分析政府支出变动和GDP增长之间是否存在一定的传导机制和长期趋势。

（一）数据与变量

GDP(国内生成总值)：数据来源是《中国统计年55年鉴汇编》，2004-2007年数据由历年《中国统计年鉴》补齐，以1952年为基期用GDP折算指数对名义GDP数据进行处理，得到实际的GDP。

GEXP (政府支出)：用财政支出来衡量，数据来源和处理方法同上，对实际的GDP和政府支出取自然对数分别记为lnrgdp、lnrgexp杂志铺。由于选取的样本时间跨度不太长且历史上重大的经济冲击不多考虑一两个突变点可能比较符合事实，为此本文只分析内生的单突变和LM双突变检验。

若时间序列存在突变，则传统的ADF检验统计量易向接受单位根的方向偏移。为此本科毕业论文格式，先对所选取的时间序列进行单位根检验，若不存在单位根不必进行突变检验，检验结果见表1。从表1可知：两个变量均为单位根过程，需要对这两个变量进行结构突变检验。

表1ADF检验结果

注意：*和**表示1%和5%的置信水平,k为滞后阶数，从MAXK=5根据最小的SIC来确定。单整阶数根据检验差分后的ADF检验得出，检验的统计量和临界值略去。

（二）单突变点的内生检验

本文对退化趋势函数+ （8）进行回归，采用“t-sig”方法，从一般到特殊的检验程序，确定函数的最终形式。利用Perron的内生突变检验对每个变量在样本区间[0.15，0.85 ]的每一个点，利用Eviews6.0软件比较其ADF的最小值与相应的临界值确定突变点的位置，得到表2的检验结果。突变点的位置比较接近经济事实，1976年十年动荡的结束和1985年左右财政体制的重大变革。

表2 内生单突变点检验结果

注：ADF检验的滞后阶数根据“t-sig”的方法确定[⑩]；临界值根据Perron的内生检验5%水平下的临界值 =。

（三）内生双突变LM检验

对于每个变量的样本区间的[0.15 ，0.85]中的每一对可能的突变点，逐步进行LM双突变检验，利用Gauss8.0运行程序，检验结果如表3。

表3 内生双突变检验结果

注：检验程序中含有对数据进行对数处理，临界值来自JunsooLee &Mark Strazicich(2003)，从MAXK=8根据“t-sig”来确定滞后阶数k,* 、***分别表示在1%、10%的显著水平。

检验结果表明这些变量都是带结构突变的趋势平稳过程，这与内生单突变检验的结果一致。名义GDP出现两个结构突变点，分别在1974和1991年。这与梁琪和滕建州（2006）对中国总产出动态进行分析的检验结果一致，但实际GDP出现在1972和1975年。这两次冲击对宏观经济运行产生了不同的影响，经济的名义增长率如图3所示：1974年的冲击提高了总产出水平，却降低了增长速度。相比之下本科毕业论文格式，1991年虽产生负面影响，却提高增长速度。名义的政府支出在1962和1985出现两个突变点（在10%的显著水平上拒绝带突变的单位根过程）。1962年的变点受大跃进、三年自然灾害的影响，而1962年大力压缩基本建设战线和对财政银行管理体制的改进急剧冲击政府支出；1984年中共十三大对经济体制改革的一些内容作深入分析和阐述，国务院1985年进一步改革政府间的分配关系，实行“划分税种、核定收支、分级包干”的体制加剧了1985年前后政府支出的波动。

实际产出和政府支出的突变点出现在1972年和1975年。1972年的突变点可能与70年代初的“放权” 改革的史实和“九．一三”事件后周恩来主持中央工作的经济调整措施有关：在1969年至1972年，我国经济管理体制发生了大的变动，主要表现在以下三个方面：1969年下放企业和管理权、1970年精简国家机构；1971年初下放财政、物资、基建投资权；1972年全面简化税收、信贷、劳动工资制。1975年的突变点出现受邓小平领导的1975年全面整顿和1976年的经济危机影响：1975年许多工农业产品月产量达到历史新高，工农业产值大幅度增加，财政收支平衡略有盈余；1976年的天灾人祸使经济建设遭受“文革”初期以来的再次严重破坏，主要工农业产品中有多种没有完成计划，国家基本建设资金比上年减少32.3亿元，国营企业亏损额177亿元，出现严重的收支不平衡。而实际的政府支出变动率与实际经济增长保持一致，对比分析可以看出：1962年政府支出的瞬时变化对经济变动产生了的增长效应，而1985年的变动只产生水平效应。

图1名义经济增长率 图2 政府支出的变化率 图3 实际经济增长率

（四）结构变化的Cusum平方诊断

Cusum平方统计量是利用局部减缩残差平方和与它的全部平方和之比而构造的结构突变诊断检验统计量。即： （9）由于，有服从分布，且E(St)=(t-k)/(T-k) 对CusumSQ统计量，(t=k+1,2,…,T)是一个序列，将其绘制与t为横轴、为纵轴的平面上。若超出它的边界线和所界定的区域，则样本有结构突变，若位于界定的区域内则说明无结构变化。临界线表示为：

： （10） ： （11）

故为临界线的截距，其取值因不同的显著性水平和变量个数而不同。

表4 CusumSQ的临界线的截距值

数据来源：Harvey (1990)

为进一步检验建国以来政府支出和GDP出现结构突变，我们对lnrgdp和lnrgexp应用上述CusumSQ诊断。软件计算rgdp和rgexp的Cusum值均落在置信区间外，出现结构突变。这与前面的检验结果一致本科毕业论文格式，即建国以来GDP和政府支出均出现了结构突变，但最终趋于平稳。

四、主要结论及问题

如果实际经济序列是单位根过程，则意味政府主导的改革效率不大[11]；相反，如果是趋势平稳过程，则意味只有比较强烈的冲击，才能对潜在的数据生成过程函数产生持久影响，当这些冲击具有改变总量趋势的能力时，总量就会离开原来的稳定状态，并逐渐调整到新的稳定增长路径上。另外，经济变量DGP具有“路径依赖”特征，这暗含只有大的外部冲击或内部制度变革，才可以改变目前数据的生成路径杂志铺。

内生增长理论认为，稳定状态的增长速度可能由于政府政策发生改变；经济可能会转变到新的稳定增长路径上，紧随政策冲击可能比以前很陡峭或平坦。只有发生大的冲击，经济产出才偏离旧的均衡状态，然后逐步调整到新的均衡状态，而小的冲击只使实际产出围绕潜在产出上下波动。在本文的动态渐变模型中解释了经济增长和稳定之间的均衡，这种均衡成为政府在作出稳定和改革政策时的主要出发点。

上面的讨论对于中国暗含重要的一点：在中国，伴随不断出台的经济体制改革政策，使经济正常的增长状态受到影响，实际产出沿着一条带结构突变的趋势平稳路径。四万亿的政府支出，无疑会对经济产生重大影响，是否会真正提高长期经济增长率值得商榷。“四万亿”只是政府应对经济危机的急救措施和短期行为，突破危机最根本的措施是综合性体制改革。由于人们可以预期到政府支出增加的最终期限本科毕业论文格式，因而对经济增长作用是短期的，拉动经济长期增长的引擎是内需。

通过以上的分析，有几个问题值得探讨：（一）本文在突变点的选取上采用双突变模型，并不是强调在模型中对突变点个数的偏好。而是不能狭隘的考虑数据生成过程及成规的检验方法和思路。（二）通过DGP分析，数据的调整路径与我国经济转型的路径有许多相似之处。是巧合还是他们本质就存在相关性，值得思考。（三）本文的计量有点粗糙，存在一些不足。比如，在循环程序检验时，样本不够长，可能影响检验势；模型的选择有点简单，变量不够精细不能全面反应所研究的问题。(四) 。虽然存在一些关于突变协整检验，但已有的只是外生带单突变的检验。实际GDP和实际政府支出的双突变点一致，是否可以进行多变量结构突变协整分析值得进一步深究。

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