改革开放三十年政府支出对二元经济结构转化效果研究--基于时变参数模型的动态分析

改革开放三十年政府支出对二元经济结构转化效果研究--基于时变参数模型的动态分析（上）2010-6-24摘要：基于中国1978-2008年时间序列数据，采用时变参数模型对我国政府支出对二元经济结构转化效果进行分析，结果表明：改革开放30年来，我国政府支出对城乡二元经济结构转化的影响曲线呈U形；政府分类支出方面，不同时期，政府分类支出对二元经济结构转化效果影响的不同。近年来，政府行政性支出和民生性支出对二元经济结构转化具有一定正向影响，但影响效果在不断下降；而基本建设支出对二元经济转化产生了负向影响。要通过制度创新调整政府支出结构，以促进二元经济结构向好的方向转化。关键词：改革开放，政府支出，行政性支出，民生性支出，基本建设支出，二元经济，时变参数模型一、引言改革开放的三十年里，中国经济保持着平均10%的年增长率，创下了世界经济增长的奇迹，使得中国成为世界经济增长中最为重要的一极[1].然而，与经济增长取得巨大成就形成鲜明对比的是具有我国特色的城乡二元经济结构一直没有得到改善，并且呈现不断加大的趋势。虽然我国政府出台了一系列相应的财政经济政策，旨在调节城乡二元经济结构，例如：增加农民收入、促进农业稳定发展、缩小城乡收入差距等[2]，但从财政支出的实际效果看，我国政府支出对我国城乡二元经济结构的转化效果并不明显。政府支出与城乡二元经济结构发展趋势如图1.在我国居民收入差距严重不平衡的情况下，研究改革开放三十年来，我国政府支出对城乡二元经济结构转化效果，不仅对于总结改革开放三十年来我国政府财政支出各方面所取得的成就和经验教训具有十分重要的理论和现实意义，同时也为我国政府制定财政支出政策、加速我国财政体制改革以及调节城乡二元经济结构提供相关政策启示和建议。图1改革开放三十年政府支出与二元经济结构发展趋势图注：二元对比系数根据公式计算所得；政府支出为经过平减后数据。二、模型选择与数据来源1.时变参数模型的特征与优势在分析政府支出对我国二元经济结构转化效果时，考察政府政策效应的核心和前提是如何对财政政策的冲击加以识别，如何从数据中提取出政策冲击信号，区分预期到的政府财政政策（如对城乡二元经济结构转化的自动反应）与未预期到的政府财政政策，并将当期财政政策对城乡二元经济结构转化效果与其它因素对城乡二元经济结构转化效果区别开来进行研究。在一般的计量经济模型中，通常都假定在所研究的样本区间内经济变量之间的数量关系是既定的，即不随时间变化，因而使用OLS等固定参数方法来计算，得到的系数是所研究的经济变量之间在样本区间的平均影响关系。然而由于不同时间内，经济结构可能发生变化，以往不变系数的计量模型不能表现这种变化。因此，本文经验分析所建立的计量模型是利用状态空间模型（Hamilton，1994；Harvey，1999）[3、4]构造的时变参数模型。量测方程：yt=Z'tα+χ'tβt+εt（1）状态方程：（2）（3）在（1）式中Zt是固定系数的解释变量的集合，χt是有随机系数的解释变量集合，随机系数向量βt是状态向量，称为可变参数。βt是不可观测变量，必须利用可观测变量yt和χt来估计。在（2）式中假定参数的变动服从于AR（1）模型。εt和ηt分别是量测方程和状态方程的扰动项，根据（3）式εt和ηt是相互独立的，且服从均值为0，方差为σ2和协方差矩阵为R的正态分布。利用状态空间方法建立可变参数模型的计算方法比较复杂，详细的介绍可参见高铁梅（2006）[5]第11章。2.数据来源与说明本文使用改革开放以来1978-2008年的年度数据，所选取的经济变量见表1.衡量城乡二元经济结构的指标有二元对比系数、二元反差系数等，笔者采用学术界较常用的二元对比系数作为衡量我国二元经济结构的指标，数据根据历年《中国统计年鉴》中相关数据计算所得。在政府支出方面，本文借鉴李树培（2009）[6]的分类方法，将财政支出主要划分为基本建设支出（包括：基本建设支出、增拨企业流动资金、挖潜改造科技三项费用、地质勘探）、民生支出（包括：文教科学卫生、社会保障、政策性补贴、支农支出）与政府部门经费支出（包括：行政管理费、交通流通部门事业费、国防支出）三个部分，有关政府支出的经济变量数据来自《中国统计年鉴2007》、《中国统计年鉴2008》与《中国统计年鉴2009》，部分数据来自《新中国五十五年统计资料汇编》。所有变量均用我国历年消费价格指数进行平减，另外，为了消除异方差、提高估计精度，并对所有数据取自然对数。表11978-2008年财政支出与二元对比系数／亿元年份财政总支出基本建设支出行政性支出民生性支出二元对比系数19781122.09601.91234.72219.660.42419791281.79589.19300.78323.170.38619801228.83486.09283.48376.390.38619811138.41367.54262.53426.170.36319821229.98384.82281.78470.490.34819831409.52460.18307.21531.610.34119841701.02602.07336.65602.60.3219852004.25694.13357.27710.680.3419862204.91758.92405.34797.290.33819872262.18682.23422.08868.910.33219882491.21681.58477.841003.730.33719892823.78669.67558.341173.60.3519903083.59748.39640.341274.890.3319913386.62791.85726.321392.640.35219923742.2834.22867.021450.090.36719934642.31080.851037.791655.760.36519945792.621136.311380.912087.490.34119956823.721384.791612.162377.630.31719967937.551541.951881.272850.910.30119979233.561788.272086.143344.740.308199810798.182154.412383.034088.150.312199913187.673022.722730.154980.60.325200015886.53119.313145.196063.620.341200118902.583623.923839.687007.890.348200222053.154233.224919.588363.070.346200324649.954641.185630.788913.560.381200428486.894809.336628.1310749.320.397200533930.285686.87754.5412593.910.426200640422.736293.349199.6815336.630.456200749781.358514.2410302.5917241.120.477200862592.669795.9214396.5821796.490.511表2各变量的描述性统计量三、政府支出对我国二元经济结构转化效果的实证分析1.单位根检验如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么这个序列就是非平稳时间序列，如果时间序列不平稳而进行回归就可能出现“伪回归”现象。因此，为了提高估计的可靠性，在分析之前，我们首先要对各变量进行平稳性检验，而检验变量序列是否平稳的方法，习惯上称之为单位根检验，一般使用ADF检验法，形式如下：（4）作者：辽宁大学经济学院张峁辽宁大学国际关系学院张红中郭春桥来源：《西部论坛》2010年第3期责任编辑：夏鼎指标代码单位观测值最大值最小值标准差均值中位数政府总支出G亿元3162592.661122.0915811.4312459.104642.30民生性支出MG亿元3121796.49219.665656.484550.731655.76行政性支出AG亿元3114396.58234.723546.492754.511037.79基本建设支出CG亿元319795.92367.542500.9652328.361080.85二元对比系数P—310.51100.30100.05000.36340.3480改革开放三十年政府支出对二元经济结构转化效果研究--基于时变参数模型的动态分析（下）2010-6-24在实际操作中，（4）式中的参数P视具体情况而定，一般选择能保证εi是白噪声的最小的P值。本文用ADF检验对各个变量进行了单位根检验，对滞后项的选择和模型优劣的问题，本文主要运用AIC和SC信息准则，经过反复实验，使AIC和SC的值同时相对较小，则所选的模型最恰当[7、8]，检验结果见表2.从检验结果可以看出LNG、LNMG、LNAG、LNCG和LNP等变量都是一阶单整过程。表3单位根检验结果变量检验形式ADF值1%临界值5%临界值平稳性LNGC,0,13.8760-3.6701-2.9639不平稳△LNGC,0,1-4.0192-4.3098**-3.5742平稳LNMGC,0,11.1060-3.6701-2.9639不平稳△LNMGC,0,1-4.4229-3.6793**-2.9677平稳LNAGC,0,11.6947-3.6701-2.9639不平稳△LNAGC,0,1-4.4621-3.6793**-2.9677平稳LNCGC,0,11.3125-3.6701-2.6210不平稳△LNCGC,0,1-3.2491-3.6793-2.9677*平稳LNPC,0,10.3265-3.6701-2.9639不平稳△LNPC,0,1-3.8377-3.6793**-2.9677平稳注：检验形式中C表示带有常数项，0和1分别表示不含趋势项和滞后阶数，数据经过四舍五入后去小数点后四位。笔者参考已有文献，并结合文章研究目的，首先从政府总支出角度考察其对二元经济结构的转化效果，然后从政府支出结构方面考察其对二元经济结构的转化效果。2.政府总支出对城乡二元经济结构转化效果分析在对改革开放三十年来我国政府总支出与城乡二元经济结构之间关系进行卡尔曼滤波分析，通过递归迭代得出的模型估计结果如下面方程所示：量测方程：LNPt=-3.2176+αtLNGt+εt（5）（0.000）（0.000）状态方程：αt=-0.1298αt-1+ηt（6）LogL＝-5.8968；AIC＝0.4449；SC＝0.4912；HQ＝0.46003。式中，LNGt是年度政府总支出，LNPt是代表二元经济结构状况的二元对比系数，αt为变参数序列，代表政府总支出对我国城乡二元经济结构的转化效果，εt为残差序列。我们给出政府总支出对我国城乡二元经济结构转化效果的弹性影响系数特征，如图2。图2政府总支出对城乡二元结构的弹性影响系数图由图可见：我国政府总支出对城乡二元经济结构的影响呈倒U形，即改革开放初期到1984年，我国政府支出对二元经济结构转化存在负的影响效应，而且负效应不断提高。从1984年到1998年之间，我国政府支出对二元经济结构仍存在负的影响，其影响程度基本保持在0.145的水平，而1998年后，虽然政府支出对二元经济结构的转化效应仍为负，但其负向影响程度却逐渐减弱。究其原因，改革开放初期，由于我国经济基础相对薄弱，国家出台了工业化发展战略，要求农村支持城市，而且我国财政支出大部分也主要集中于城市，因此其对我国二元经济的转化效果较差，以至于我国城乡二元化趋势越来越强。而在90年代初期，我国经济每年以10%的增长速度发展，我国经济发展取得了世界瞩目的成就，同时政府也意识到了我国广大农村的经济发展状况，提高了对农村的财政支出力度。因此，政府支出对城乡二元经济结构的影响保持在0.145的水平，不再上升。从1998年开始，政府更加意识到缩