财政支出与产业结构的关系研究——基于协整分析和误差修正模型

张斌

〔武汉大学经济与管理学院，湖北武汉430072〕

〔新疆财经大学公共经济与管理学院，新疆乌鲁木齐830012〕

一、引言

产业结构是指一个国家或地区的劳动力、资金、各种自然资源与物质资料在国民经济各部门的配置状况及其相互制约的方式，反映一国的经济发展水平、发达程度、内在活力与增长潜力。它通过产品输出、资源输入及资源产品转化分别与需求结构、资源结构、分配结构等产生了联系。［1］各种生产要素在产业部门之间的分配越优化，产业之间的协同效应就越大，经济增长就越快。反之，各种生产要素在不同产业部门之间分配得越不均衡，其协同效应不但降低，甚至还会阻碍经济的发展。因此，产业结构不断的调整就非常必要了。市场经济条件下，各种要素主要通过市场机制使需求结构、资源结构、分配结构等发生变动，进而影响产业结构的变动。然而，“市场失灵”的存在和市场机制的不完善，使产业结构很难合理化，于是，政府就可以通过产业政策去影响产业结构的变动。

政府财政支出是产业政策的重要组成部分，它体现着国家对产业结构调整的导向，对产业发展起着促进或阻碍的作用。政府支出主要来源于财政预算内支出，即财政支出。财政支出影响产业结构的机制主要是通过支出规模和支出结构的变动影响社会生产要素在各产业部门之间的积累和重新分配，进而影响不同产业的发展以及产业之间的相对替代和变迁，最终实现国家整体产业结构的调整和升级。本文将采用实证分析的方法从长期和短期两个角度来研究我国财政支出政策的产业结构调整效果。

二、相关文献回顾

国内外关于产业结构的研究主要集中在两个方面:第一，产业结构的理论研究;第二，产业结构影响因素的研究。

17世纪英国经济学家威廉·配第通过研究世界各国国民收入水平的差距和经济发展阶段，提出了产业结构的思想。［2］英国经济学家科林·克拉克最先提出三次产业分类，并研究了人均国民收入增长与劳动力在三次产业间转移趋向的内在关联，［3］该理论与配第的理论综合在一起称为“配第－克拉克定理”。美国经济学家西蒙·库兹涅茨在克拉克研究的基础上，使用了国民收入和劳动力指标，从时间序列和截面数据两个角度考察了产业结构的变动，并探讨了影响产业结构变动的最重要因素:技术进步，消费结构和对外贸易。［4］德国经济学家霍夫曼则对产业结构中工业结构的演变规律和发展的阶段性做了开拓性研究，提出了消费资料工业净产值与资本资料工业净产值之比在工业化进程中是持续下降的“霍夫曼定理”。［5］霍利斯·钱纳里采用投入－产出分析方法、一般均衡分析方法和经济计量模型，将分析样本进一步拓展到低收入的发展中国家，形成了用途较为广泛的结构转变分析法。他提出了标准产业结构与制造业内部结构变动规律以及影响产业结构变动的因素假说:需求说、贸易说和技术说。［6］

国内对产业结构的研究主要集中在产业结构和经济的关系上。周振华从世界性现代经济增长进程的角度，展开对产业结构机理分析，考察产业结构变动对经济增长的作用及其实现机制，揭示了结构状态及变动对经济增长的决定性影响。［7］刘伟认为经济发展的本质就是产业结构的合理化和高度化。［8］郭克莎分析了90年代我国产业结构的变动态势，指出我国产业结构偏差明显加深，使我国的经济增长速度受到需求制约，并且影响了经济增长质量的提高。［9］

综合国内外研究可以发现，对于产业结构的理论研究、产业结构与经济关系的研究都比较成熟，但作为市场经济重要补充的政府产业政策和产业结构关系的研究相对比较少，本文尝试着从这个角度来研究。

三、变量选择及模型建立

1.变量的选择

本文选取了1978－2009年的国家财政支出总额作为一个指标变量，它包括中央财政支出和地方财政支出，记作G。另一个指标变量选取了1978－2009年我国的产业结构系数，由于该系数在统计资料中无法直接查到，因此，本文测算了我国自改革开放以来的产业结构系数，记作CIT。上述两个变量的时间数据序列都通过CPI平减消除了价格因素的影响，并且对各变量取了自然对数，使时间变化趋势线性化，消除了时间序列中的异方差现象。最后，得到模型数据序列:LNG、LNCIT。所用数据均来自《中国统计摘要2010》、《中国财政年鉴2009》和《中国统计年鉴2009》。

2.产业结构系数的测算

国内大多数学者研究产业结构变化主要是以传统的第一、第二、第三产业的比例变动来展开研究的，属于间接研究产业结构的变动，而产业结构变动的最直接反映是产业结构系数的变动。目前关于产业结构系数的测算除了龚唯平［10］之外相关的研究比较少，本文以该文献的研究思路为基础测算了我国1978－2009年的产业结构系数。

测算产业结构系数仍然以目前研究中最常用的三次产业分类方法为基础，通过对生产函数的变形得到产业结构系数。假设在整个经济体中只有第一、第二、第三三个产业，而且这三个产业包括了国民经济的所有行业，人口在一定时期内保持相对稳定。于是生产函数关系式可以写成:

Y=ξ*F(X1，X2，X3，A)

Xi=f(K，L，A)i=1，2，3

其中，ξ为产业结构系数，作为产业结构变动状态的一个指标，它对整个生产函数产生影响。X1、X2、X3分别代表第一、第二、第三产业。K、L、A分别代表各产业中的资本、劳动、技术。

产业结构系数反映经济体的三次产业之间相互作用所产生的协同效应。其对整个经济体的产出产生影响，进而影响经济增长。ξ有可能大于1，说明各产业之间的结构协调得好，产生的协同效应提高了整体资源的利用效率;ξ有可能小于l，说明各产业之间的结构不协调，存在资源浪费或者未被充分利用的情况，进而降低了整体产业之间的协同效应。ξ等于1的情况比较少，但ξ是大于0的。通过上述函数测算出1978－2009年我国的产业结构系数，结果见表1。

表1 1978-2009年我国的产业结构系数表

3.模型的建立

财政支出影响产业结构变动主要是通过财政支出乘数作用。财政支出资金投向不同的部门，会推动劳动力、资金、各种自然资源与物质资料在不同产业部门之间流动，加速产业结构调整优化。因此，本文构建财政支出对产业结构调整贡献的模型为LNCITt=α+βLNGt+εt，α为常数项，β为弹性系数，即财政支出变动1%引起产业结构系数变动β%，εt为随机误差项。

四、实证结果分析

1.初步分析

从图1可以看出，财政支出和产业结构系数两者间总体呈现出平稳且逐步增长趋势，说明两者可能存在长期稳定的协整关系。下面运用ADF单位根检验法验证它们的平稳性。

图1 财政支出和产业结构系数的分布趋势图

2.单位根检验

在处理时间序列数据时，我们得考虑序列的平稳性。如果一个时间序列的均值或自协方差函数随时间而改变，那么该序列就是非平稳的。单位根检验是指检验序列中是否存在单位根，因为存在单位根就是非平稳时间序列了。单位根就是指单位根过程，可以证明，序列中存在单位根过程就不平稳，会使回归分析中存在伪回归。非平稳时间序列如果存在单位根，则一般可以通过差分的方法来消除单位根，得到平稳序列。本文采用常用的ADF检验法分别对财政支出和产业结构系数进行单位根检验。检验结果见表2。

表2 各指标序列及一阶差分序列的ADF检验结果

由表2中ADF检验结果可知，财政支出和产业结构系数两个序列的检验结果都没有拒绝单位根的假设，因此时间序列变量LNCITt、LNGt是非平稳的。而经过一阶差分的序列ADF值都小于在5%显著水平下的临界值，拒绝了单位根假设。因此一阶差分序列变量DLNCITt、DLNGt是平稳的，记作I (1)，即一阶单整序列。

3.协整检验

时间序列变量之间的协整关系研究是20世纪80年代末到90年代以来计量经济学方法的重大突破。这一方法的基本思想是，如果两个或两个以上的时间序列变量是非平稳的，但它们的某种线性组合都表现出平稳性，则这些变量之间存在长期均衡关系，即协整关系。上述单位根检验已确定财政支出和产业结构系数原序列是非平稳的，本文采用Engle－Granger两步检验法，对财政支出和产业结构系数原序列进行协整检验。

第一步，利用最小二乘法构建财政支出和产业结构系数之间的回归方程，计算结果如下:

第二步，财政支出与产业结构系数之间是否存在协整关系，取决于方程(1)残差序列的平稳性。如果残差序列本身是平稳的，则说明两者之间存在协整关系。如果残差经过若干次差分后才平稳，说明两者不存在严格意义上的协整关系。上述方程中已有截距项，因此，选取无截距项对残差序列进行单位根检验，验证其平稳性。检验结果见表3。

表3 残差序列的单位根检验结果

从表3可以看出，残差序列的单位根检验ADF值小于5%显著水平下的临界值，表明他们是平稳的，即I(0)，因此可以确定LNCITt和LNGt之间存在协整关系，方程(1)就是财政支出和产业结构系数的协整方程，这个方程表明了财政支出和产业结构系数之间存在长期的均衡关系。

4.格兰杰因果关系检验

Grange表述定理认为如果两个变量间存在协整关系，则必然存在某一方向上的格兰杰因果关系。由于格兰杰因果关系检验的数据序列必须是平稳序列，所以，本文选取了财政支出和产业结构系数的一阶差分序列来做格兰杰因果关系检验，以此判定财政支出与经济增长之间的因果关系。检验结果见表4。

表4 财政支出与产业结构系数的格兰杰因果关系检验

从表4可以看出，原假设“DLNGt不是DLNCITt的Granger原因”的P值大于0.05，没有理由拒绝原假设，说明财政支出不是引起产业结构系数变动的原因。原假设“DLNCITt不是DLNGt的Granger原因”的P值小于0.05，即拒绝原假设，表明产业结构系数的变动是引起财政支出变化的原因。该检验说明，1978－2009年间，我国产业结构变动与财政支出存在因果关系，即全要素要在第一、第二、第三产业之间合理流动必然导致财政支出的变动。这也体现了我国产业结构调整受到了各种瓶颈制约。

5.误差修正模型

上述分析得出了财政支出和产业结构系数之间的协整关系，即长期均衡关系。Grange表述定理认为如果变量X与Y是协整的，则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述:

(2)式中，μt－1是非均衡误差项或者说是长期均衡偏差项，λ是短期调整参数。本文将以上述的协整方程的残差序列项作为误差修正项，记作ecmt并视为一个解释变量，连同其他反映短期波动的解释变量一起，建立误差修正模型。具体如下:

上述方程各指标项都通过了检验，拟合效果比较好，基本能够从短期上解释财政支出和产业结构系数之间的关系。但为了验证模型设定的合理程度，本文对误差修正模型的残差序列进行了单位根检验，结果见表5。检验结果表明误差修正模型设定是稳定的。

表5 残差序列的单位根检验结果

至此，我们得到了财政支出和产业结构系数的长期关系模型方程(1)和短期关系模型方程(3)。从长期来看，方程(1)中财政支出对产业结构的影响系数为0.1464，说明国家财政支出每增加1个单位，会推动产业结构系数提高0.1464单位。从短期来看，产业结构系数的变化不仅与财政支出有关，还与上一期的均衡误差项有关系。方程(3)显示，财政支出的短期变化对产业结构系数的变动产生了负的影响，影响系数为－0.0614，这说明短期内我国财政支出的增加反而降低了产业结构系数，即降低了我国产业之间的协同效应。原因可能是政府尤其是各级地方政府财政支出的盲目性造成的。改革开放以来，“放权让利”政策的实行使得地方政府开始有了自己独立的利益;而“财政包干，分灶吃饭”体制和分税制财政体制的实施，使得地方利益得到强化。［11］而在整个体制改革尚未完成，投融资体制没有理顺的情况下，财政支出的各级政府预算缺乏有效的自我约束机制，导致在效果上急功近利，使各级政府把财政支出资金放在短期见效的项目上，造成地方政府的短期行为，表现在单纯追求本地GDP的增长而忽视经济和社会的全面和可持续发展上。［12－13］误差修正项的系数为－0.0466，长期均衡状态的调整速度为4.66%，符合反向修正原则，但调整速度慢，说明长期均衡关系对短期波动的调整力度比较弱。

五、结论及政策建议

本文运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果检验及误差修正模型等经济计量分析方法，对我国改革开放以来财政支出和产业结构系数之间的关系进行了实证分析，结论如下:1.单位根检验和协整检验表明财政支出和产业结构系数变量都是一阶单整序列，二者存在长期的均衡关系;2.格兰杰因果关系检验表明财政支出和产业结构系数之间存在单向的因果关系，即产业结构系数的变动会引起财政支出的变动;3.误差修正模型表明误差修正项对财政支出与产业结构系数之间的长期均衡具有调节作用，但这种调节力度比较弱。

依据对财政支出和产业结构系数之间的实证检验结果，结合我国经济发展的现状，我们提出如下建议:第一、强化国家预算的分配和监督职能，健全国家预算管理制度;第二、加强人大对中央和地方预算草案及中央和地方预算执行情况的审查力度;第三、加强对政府尤其是地方政府的预算支出的管理和监督;第四、完善市场经济体制，协调推进财政体制、金融体制、投融资体制等的改革;第五、完善现行各级政府的考核机制，淡化GDP指标权重。

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