1、基于時間序列分析預算支出與經濟增長的關系    內容摘要：隨著中國經濟的快速發展，預算支出規模不斷擴大。本文分析了19522006年中國經濟發展過程中預算支出規模的變化趨勢，并運用協整理論和因果關系檢驗理論，按照不同的時間序列對中國預算支出的經濟帶動作用進行了經驗分析。關鍵詞：預算支出經濟增長協整因果檢驗本文借鑒國外學者對預算支出與經濟增長的研究成果，在分析19522006年中國預算支出與經濟增長變化趨勢的基礎上，運用協整理論和因果關系檢驗兩種分析方法，按照不同的時間序列對中國預算支出的經濟帶動作用進行了深入地研究。預算支出與經濟總量的變化趨勢建國以來，

2、中國預算支出和經濟總量均出現大幅增長，預算支出從1952年的172.1億元增加到1977年的843.5億元，再增長到2006年的40422.73億元，年均增速分別為6.56、13.66。GDP由1952年的679.0億元增加到1977年的3201.9億元。改革開放后，中國經濟增長迅猛，2006年GDP達210871億元。19531977年和19782006年兩個不同歷史時期，中國GDP的增長率分別為6.39、15.62。總的來看，中國預算支出與經濟增長表現出如下特點：預算支出規模與經濟總量不斷擴大。19522006年，中國預算支出總體上呈增長趨勢，55個年份中有10個年份的預算支出增長率為負，

3、其中有8個年份屬于計劃經濟時期。降幅最大的是1961年，預算支出較上年下降44.7。從1978年開始，中國預算支出規模出現根本性轉變，當年預算支出增長率高達33。在改革開放的三十年間，中國預算支出規模增長了35倍，僅1980年、1981年的預算支出增長出現下降，降幅分別為4.1和7.4。在國內生產總值的增長中，55年中僅有5個年份的GDP出現負增長，均集中在計劃經濟時期。而改革開放后，中國經濟總量持續增加，2006年中國GDP分別相當于1952年、1978年的311倍、58倍。預算支出與GDP變化率的波動性強。從預算支出增長率的變動來看，19531977年，增長率最大的年份為1969年，預算支

4、出增長率達47，與負增長的1961年相比，增長率的差值為91.7。19782006年，除了1980、1981兩個負增長年份外，其它各年份的預算支出增長率平均高達16.1，其中16個年份的預算支出增長率超過15。1994年，中國預算支出增長率高達24.8，比均值高8.7個百分點。19531977年，中國GDP增長率最大的年份是1958年，增幅為22.4，與負增長的1961年相差38.7。19782006年，中國GDP的平均增長率達15.8，有12個年份的增長率在15以上。其中增長率最大的是1994年，增幅達35，較均值高14.2個百分點。預算支出占GDP的比重不斷變化。19521977年，中國預

5、算支出占GDP的比重均值為28.6，1960年中國預算支出占GDP的比重高達44。改革開放后，中國預算支出占GDP的比重均值為19.2，遠遠低于改革開放前的水平。從19791982年，中國預算支出占比逐年下降，經過1983年的略微有所增加之后，從1984開始，這一比重呈下降趨勢，一直持續到1996年。19972003年，中國預算支出占GDP比重出現回升，之后又有所回落，2006年，這一比值為19.2，僅相當于改革開放后的平均水平。與美國、英國等發達國家相比，中國預算支出占GDP的比重很低，預算支出規模有待進一步提高。預算支出的收入彈性有所增加。19531977年，中國預算支出收入彈性的變化幅度

6、非常大，有17個年份的預算支出增長率超過GDP增長率，有2個年份出現負值，均為預算支出的負增長所致。變化最為顯著的是1960年，預算支出的收入彈性為14.8，主要原因是當年的預算支出增長速度非常快，而GDP增長率均為1.3，而1969年的預算支出收入彈性是真正意義上的最大值，當年預算支出增長率遠超過GDP增長率。改革開放后，中國預算支出的收入彈性的變化無明顯規律，有10個年份的預算支出收入彈性大于1。這一期間，1999年預算支出的收入彈性最大，為4.7，預算支出增速遠高于經濟增長速度。從兩個時期彈性值的平均值看，改革開放前后中國預算支出的收入彈性平均值分別為2.3、1.2，除了幾個突變點之外，

7、兩個不同時期預算支出收入彈性的變化趨勢變化并不明顯。不同時間序列下預算支出的經濟帶動作用（一）19522006年中國預算支出的經濟帶動作用1。協整分析。單位根檢驗。19522006年，LNGDP、LNFE表現出明顯的非平衡性特征，且二者具有相同的變化趨勢，而兩個變量的差分序列DLNGDP、DLNFE表現出平穩的特征。因此對兩個變量進行協整分析之前，首先要作單整分析。對LNGDP的ADF檢驗中，由于ADF1.62，而0.05，T53的條件下其臨界值則為2.92，可知LNGDP是非平穩的，應進一步檢驗LNGDP的差分序列DLNGDP的平穩性，以此確定LNGDP的單整階數。因為DF3.82，ADF4

8、.69，小于臨界值2.92和3.50，兩種檢驗的結論都是DLNGDPI（0），可知LNGDPI（1）。同理，LNFE也是一階單整變量，即LNFEI（1）。協整回歸分析。由于LNGDP和LNFE均為一階單整變量，做協整回歸并檢驗二者之間是否存在協整關系。LNGDP0.44447345561.1411363 19LNFE（1）（2.902009）（56.11480）R20.983447 s。e。0.224950 T55（19522006）若二變量間存在協整關系，則由上式計算的Ut應該具有平穩性，做如下回歸有：DU0.2074499072U（1）0.311 0377379DU（1）（2）（2.664

9、777）（2.319796）R20.156500 s。e。0.118995DW1.850845 T53（19542006）DW1.85說明上式中的殘差序列不含自相關。因為這是以殘差為基礎的協整檢驗，且回歸式中含有D（U）的一個滯后項，根據對殘差穩定性的檢驗結果，可知變量之間存在協整關系。從（1）式可以看出，預算支出每增加1單位，GDP相應增加1.14單位。2。中國預算支出與經濟增長之間的因果關系檢驗。利用Granger因果關系檢驗原理，對LNGDP和LNFE之間的因果關系進行分析，結果見表1。顯然，在接近10的水平上拒絕了兩個原假設，得出了預算支出與GDP之間存在雙向因果關系的結論。可以認為，

10、19522006年，中國預算支出與經濟增長之間具有顯著的Granger因果關系，即二者互為因果關系。（二）19782006年中國預算支出的經濟帶動作用1。協整分析。19782006年的LNGDP和LNFE均為一階單整變量，做協整回歸并檢驗二者是否存在協整關系。LNGDP0.87073659081.0960718 4LNFE（3）（2.410132）（26.07640）R20.961809 s。e。0.257589 T29（19782006）若上述變量間存在協整關系，則由上式計算的Ut應具有平穩性。做如下回歸：DU0.1157787829U（1）0.611 1489801DU（1）（4）（2.183505）（4.068964）R20.441249 s。e。0.066752 DW1.492788 T27（19802006）DW1.49可以認為上式中的殘差序列不含自相關。根據對殘差穩定性檢驗結果可以看出，變量之間存在協整關系。從（3）式可以得出，預算支出每增加1單位，GDP發生1.10單位的變化。2。因