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一、經濟計量方法及理論模型

由于經典回歸模型估計檢驗的前提條件要求相關變量必須是平穩的，對于非平穩變量采用經典回歸則會產生虛假回歸等眾多問題，所以對非平穩變量不能直接使用經典回歸。然而，在實際經濟生活中眾多的經濟變量都是非平穩的。1987年Engle和Granger兩位學者提出協整理論，為解決非平穩時間序列的建模提供了有效方法。

(一)變量時間序列的平穩性檢驗變量的平穩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: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;t表示時間趨勢因素;原假設為H0:ρ=1，即{yt}有一個單位根。以上三種ADF回歸式的ADF統計量均為模型式中yt－1前面參數的OLS估計量的T統計量值，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的;如果ADF值小于Mackinnon臨界值，則認為是平穩的。單位根檢驗中最佳滯后階數一般按照AIC準則來確定。

(二)變量的協整關系檢驗由于不存在協整關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整性檢驗十分必要。對變量之間的協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整關系，后一種方法適合于檢驗多個變量之間的協整關系。由于本文研究的是財政支出與GDP這兩個變量之間的關系，所以采用EG兩步法來檢驗這兩個變量之間是否存在協整關系。其檢驗原理如下:首先對要作協整檢驗的變量進行協整回歸，得到殘差序列;其次對殘差序列進行單位根檢驗，計算DF統計值(EG兩步法檢驗的統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統計量與臨界值，如果DF統計值小于臨界值，則檢驗的變量(即回歸變量)之間存在協整關系，如果DF統計值大于臨界值，則檢驗的變量之間不存在協整關系。

(三)變量的Granger因果關系檢驗協整檢驗只是檢驗了變量之間是否存在長期均衡關系，但變量之間是否有因果關系，還需要進行Granger因果關系檢驗(Granger因果關系檢驗的前提是變量之間首先要存在協整關系)。Granger因果關系檢驗的思路如下:如果變量x的過去值有助于預測變量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。檢驗模型如下。檢驗的零假設為:x是y的非Granger原因，即H0:β1=β2=…=βk=0。通過計算出上述兩個式子的殘差平方和，從而算出F統計量的值，再比較F統計量的值與臨界值的大小即可得到檢驗結果。比較標準如下:如果F值大于臨界值就拒絕零假設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，這就意味著x不是y的Granger原因。

二、實證分析

(一)數據處理及分析本文所使用的數據來源于歷年《中國統計年鑒》和中宏數據庫，樣本中財政支出和GDP的數據都為1978～2011年的當年名義價格數據。在名義財政支出(CZZC)和名義國內生產總值(GDP)數據基礎上，筆者以1978年為100的全國零售商品價格指數對兩變量的名義值進行價格處理，以消除價格因素對兩變量的影響，處理后分別得到實際財政支出(CZZC78)和實際國內生產總值(GDP78)。為了消除時間數據中可能存在的異方差，對各變量分別取自然對數，取對數后的變量分別為LNCZZC78和LNGDP78，二者的變化趨勢見圖1。從圖1可以看出，LNCZZC78(財政支出)和LNGDP78(經濟增長)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濟增長兩個變量都是非平穩的。筆者對財政支出和經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ΔLNCZZC78和ΔLNGDP78，差分后兩變量的時間序列變得較為平穩(見圖2)。

(二)財政支出和GDP的單位根檢驗筆者利用Eviews6.0統計軟件中的ADF檢驗方法對財政支出和GDP兩變量進行單位根檢驗，檢驗的結果見表1。通過表1的結果可以看到，財政支出和GDP兩變量取對數后的時間序列在5%和10%的顯著性水平上都是非平穩的，而ΔLNGDP78和ΔLNCZZC78兩變量在帶有常數項、不帶趨勢項時，在5%和10%的顯著水平上都是平穩的。因此，財政支出和GDP兩變量具有相同的單整階數，即LNGDP78～I(1)，LNCZZC78～I(1)，兩者具備了進行協整檢驗的前提條件。

(三)財政支出與GDP之間的協整檢驗由于LNGDP78和LNCZZC78都是一階單整序列，符合協整檢驗的前提要求，所以，本文再利用Engle－Granger兩步法對LNGDP78和LNCZZC78兩變量進行協整檢驗。用最小二乘法建立模型，進行協整回歸。得到其回歸結果為。四、研究結論與啟示本文利用1978～2011年的數據對中國改革開放以來的財政支出與經濟增長兩者關系進行實證分析和協整檢驗，研究發現二者并不存在協整關系，也即不存在長期的經濟均衡關系。其主要原因是目前中國財政支出還存在不合理之處，使得財政支出對經濟增長不存在長期穩定的促進作用。針對目前中國的財政支出存在的問題，本文認為可從以下幾方面對中國的財政支出進行改進，從而使財政支出對中國經濟穩定發展貢獻更大的力量。首先，堅持量入為出和量出為入的財政支出原則。由于人們總希望社會事業發展得越快越好，生活水平提高得越快越好，這些都需要大量的財政投入，從而使得財政支出是無限的;而財政收入受到生產發展水平的制約，其增長總是有限的，于是有限的收入和無限的支出之間就會存在矛盾。如果不顧當年的實際財力，盲目地安排超額的財政支出，就會帶來嚴重的通貨膨脹，從而引起經濟混亂，阻礙經濟的發展。因此，必須堅持好量入為出和量出為入的原則以使得經濟穩定地增長。其次，優化財政支出結構，大量增加經濟建設和科教文衛等方面的支出，嚴格限制行政管理方面的支出。改革開放以來，中國的行政管理費用持續地增長且居高不下，而政府提供的社會公共服務卻沒有得到相應地提高，行政管理支出過于龐大和政府提供的公共服務過于落后造成了經濟效率的嚴重損失，而對經濟發展起著重大促進作用的經濟建設和科教文衛等方面的財政支出卻相對較少。因此，必須進一步優化當前的財政支出結構以使得財政支出適應社會主義市場經濟的發展要求。最后，必須厲行節約、講求實效，提高財政支出的使用效益。對生產性支出，通過減少資金占用、降低生產成本，使較小的消耗支出取得最大的收益;對非生產性支出，通過精簡結構、緊縮編制，使較少的財力完成相應的職能任務，提高辦事效率。總之，中國目前處于經濟體制轉軌和社會主義市場經濟不完善的階段，相對于其他有著相對完善市場經濟的發達國家，財政支出擔負著更為重要的使命。我們必須適度、合理、高效地安排好財政支出，從而使得財政支出更加有利于中國經濟的長期穩定增長，更加有利于社會整體福利的增加和人們生活水平的提高。

作者：楊瑞平敖小波單位：山西財經大學會計學院 中央財經大學會計學院