基于时间序列分析预算支出与经济增长的关系

1、基于时间序列分析预算支出与经济增长的关系    内容摘要：随着中国经济的快速发展，预算支出规模不断扩大。本文分析了19522006年中国经济发展过程中预算支出规模的变化趋势，并运用协整理论和因果关系检验理论，按照不同的时间序列对中国预算支出的经济带动作用进行了经验分析。关键词：预算支出经济增长协整因果检验本文借鉴国外学者对预算支出与经济增长的研究成果，在分析19522006年中国预算支出与经济增长变化趋势的基础上，运用协整理论和因果关系检验两种分析方法，按照不同的时间序列对中国预算支出的经济带动作用进行了深入地研究。预算支出与经济总量的变化趋势建国以来，

2、中国预算支出和经济总量均出现大幅增长，预算支出从1952年的172.1亿元增加到1977年的843.5亿元，再增长到2006年的40422.73亿元，年均增速分别为6.56、13.66。GDP由1952年的679.0亿元增加到1977年的3201.9亿元。改革开放后，中国经济增长迅猛，2006年GDP达210871亿元。19531977年和19782006年两个不同历史时期，中国GDP的增长率分别为6.39、15.62。总的来看，中国预算支出与经济增长表现出如下特点：预算支出规模与经济总量不断扩大。19522006年，中国预算支出总体上呈增长趋势，55个年份中有10个年份的预算支出增长率为负，

3、其中有8个年份属于计划经济时期。降幅最大的是1961年，预算支出较上年下降44.7。从1978年开始，中国预算支出规模出现根本性转变，当年预算支出增长率高达33。在改革开放的三十年间，中国预算支出规模增长了35倍，仅1980年、1981年的预算支出增长出现下降，降幅分别为4.1和7.4。在国内生产总值的增长中，55年中仅有5个年份的GDP出现负增长，均集中在计划经济时期。而改革开放后，中国经济总量持续增加，2006年中国GDP分别相当于1952年、1978年的311倍、58倍。预算支出与GDP变化率的波动性强。从预算支出增长率的变动来看，19531977年，增长率最大的年份为1969年，预算支

4、出增长率达47，与负增长的1961年相比，增长率的差值为91.7。19782006年，除了1980、1981两个负增长年份外，其它各年份的预算支出增长率平均高达16.1，其中16个年份的预算支出增长率超过15。1994年，中国预算支出增长率高达24.8，比均值高8.7个百分点。19531977年，中国GDP增长率最大的年份是1958年，增幅为22.4，与负增长的1961年相差38.7。19782006年，中国GDP的平均增长率达15.8，有12个年份的增长率在15以上。其中增长率最大的是1994年，增幅达35，较均值高14.2个百分点。预算支出占GDP的比重不断变化。19521977年，中国预

5、算支出占GDP的比重均值为28.6，1960年中国预算支出占GDP的比重高达44。改革开放后，中国预算支出占GDP的比重均值为19.2，远远低于改革开放前的水平。从19791982年，中国预算支出占比逐年下降，经过1983年的略微有所增加之后，从1984开始，这一比重呈下降趋势，一直持续到1996年。19972003年，中国预算支出占GDP比重出现回升，之后又有所回落，2006年，这一比值为19.2，仅相当于改革开放后的平均水平。与美国、英国等发达国家相比，中国预算支出占GDP的比重很低，预算支出规模有待进一步提高。预算支出的收入弹性有所增加。19531977年，中国预算支出收入弹性的变化幅度

6、非常大，有17个年份的预算支出增长率超过GDP增长率，有2个年份出现负值，均为预算支出的负增长所致。变化最为显著的是1960年，预算支出的收入弹性为14.8，主要原因是当年的预算支出增长速度非常快，而GDP增长率均为1.3，而1969年的预算支出收入弹性是真正意义上的最大值，当年预算支出增长率远超过GDP增长率。改革开放后，中国预算支出的收入弹性的变化无明显规律，有10个年份的预算支出收入弹性大于1。这一期间，1999年预算支出的收入弹性最大，为4.7，预算支出增速远高于经济增长速度。从两个时期弹性值的平均值看，改革开放前后中国预算支出的收入弹性平均值分别为2.3、1.2，除了几个突变点之外，

7、两个不同时期预算支出收入弹性的变化趋势变化并不明显。不同时间序列下预算支出的经济带动作用（一）19522006年中国预算支出的经济带动作用1。协整分析。单位根检验。19522006年，LNGDP、LNFE表现出明显的非平衡性特征，且二者具有相同的变化趋势，而两个变量的差分序列DLNGDP、DLNFE表现出平稳的特征。因此对两个变量进行协整分析之前，首先要作单整分析。对LNGDP的ADF检验中，由于ADF1.62，而0.05，T53的条件下其临界值则为2.92，可知LNGDP是非平稳的，应进一步检验LNGDP的差分序列DLNGDP的平稳性，以此确定LNGDP的单整阶数。因为DF3.82，ADF4

8、.69，小于临界值2.92和3.50，两种检验的结论都是DLNGDPI（0），可知LNGDPI（1）。同理，LNFE也是一阶单整变量，即LNFEI（1）。协整回归分析。由于LNGDP和LNFE均为一阶单整变量，做协整回归并检验二者之间是否存在协整关系。LNGDP0.44447345561.1411363 19LNFE（1）（2.902009）（56.11480）R20.983447 s。e。0.224950 T55（19522006）若二变量间存在协整关系，则由上式计算的Ut应该具有平稳性，做如下回归有：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说明上式中的残差序列不含自相关。因为这是以残差为基础的协整检验，且回归式中含有D（U）的一个滞后项，根据对残差稳定性的检验结果，可知变量之间存在协整关系。从（1）式可以看出，预算支出每增加1单位，GDP相应增加1.14单位。2。中国预算支出与经济增长之间的因果关系检验。利用Granger因果关系检验原理，对LNGDP和LNFE之间的因果关系进行分析，结果见表1。显然，在接近10的水平上拒绝了两个原假设，得出了预算支出与GDP之间存在双向因果关系的结论。可以认为，

10、19522006年，中国预算支出与经济增长之间具有显著的Granger因果关系，即二者互为因果关系。（二）19782006年中国预算支出的经济带动作用1。协整分析。19782006年的LNGDP和LNFE均为一阶单整变量，做协整回归并检验二者是否存在协整关系。LNGDP0.87073659081.0960718 4LNFE（3）（2.410132）（26.07640）R20.961809 s。e。0.257589 T29（19782006）若上述变量间存在协整关系，则由上式计算的Ut应具有平稳性。做如下回归：DU0.1157787829U（1）0.611 1489801DU（1）（4）（2.183505）（4.068964）R20.441249 s。e。0.066752 DW1.492788 T27（19802006）DW1.49可以认为上式中的残差序列不含自相关。根据对残差稳定性检验结果可以看出，变量之间存在协整关系。从（3）式可以得出，预算支出每增加1单位，GDP发生1.10单位的变化。2。因