皖江城市带地方财政支出与经济增长关系探析

陈红玲

（安徽财经大学，安徽 蚌埠 233000）

一、引言

长期以来，学术界一直致力于对财政支出与经济增长的相关性研究，但至今也没有得出定论，给出二者之间确定的关系。尽管如此，作为政府宏观调控重要手段之一的财政支出，对经济增长有着重要的影响，这是毋庸置疑的。伴随着我国财政体制改革的推进，地方财政支出稳步攀升，并在地区经济增长和社会发展中发挥着越来越重要的作用，也引起了越来越多的关注。2008年全球性金融危机爆发后，各地政府将财政支出作为一项重要的拉升经济起稳回升的手段，发挥了重要的作用。从理论上讲，地方财政支出不仅可以通过对公共储蓄资金进行重点配置来解决经济结构问题，而且还能间接地起到示范效应，从而引导社会资源的合理流向。

2010年1月12日，国务院正式批复《皖江城市带承接产业转移示范区规划》，安徽沿江城市带承接产业转移示范区建设纳入国家发展战略。这是迄今全国唯一以产业转移为主题的区域发展规划，是促进区域协调发展的重大举措，为推进安徽参与泛长三角区域发展分工，探索中西部地区承接产业转移新模式，也为中部地区加速崛起点燃了助推器。对于国家来说，示范区肩负着促进中部地区崛起和探索中西部地区承接产业转移的新途径和新模式；对安徽省来说，推动安徽又好又快发展的现实要求。因此本文以安徽省皖江城市带为样本，采用8个地市的面板数据进行分析，从区域内部角度深挖地方财政支出与经济增长的关系，以寻求优化安徽省财政支出、促进经济增长的策略。

二、国内外文献综述

从理论上来讲，财政支出可以通过调整短期需求，影响总供给进而达到影响经济增长的目的。同时，国内外大部分实证分析的研究成果也表明了地方财政支出对区域经济增长有着举足轻重的作用，但学者们在财政支出经济影响效果的问题上并没有得出一个统一的结论，概括起来主要有以下三种观点：

（一）财政支出与经济增长正相关

部分学者通过研究发现，由于市场机制存在缺陷，政府通过提供公共产品可以对私人产权进行有效的保护，弥补市场缺陷，有利于经济可持续发展。 Ram[1](1986)利用115个发展中国家1960－1980年的产出、投资、政府服务和人口数量等数据,证明了上述观点。Aschauer[2]也发现财政支出对经济增长具有正的影响效果。

（二）财政支出与经济增长负相关

与上述观点相反，有些学者认为，政府支出效率低下，因此政府活动是会损害经济增长的。Landau[3](1986)利用65个发展中国家1960－1980年的数据研究后发现，政府支出特别是消费性支出对经济增长具有反向作用；而Devarajan[4](1996)等在重新界定生产性支出的基础上，对1971－1990年43个发展中国家(该样本不包括中国)的面板数据进行回归分析，他们认为传统的生产性支出与经济增长负相关。

（三）财政支出与经济增长的关系不确定

Barro[5](1990)通过对98个国家1970－1985年的数据进行回归分析,发现用于公共消费方面的财政支出与经济增长负相关,而用于生产服务方面的财政支出与经济增长正相关。Nelson和Singh[6](1998)利用欠发达国家的数据研究表明，中央政府收入占GDP的比例对国家的经济增长在20世纪70年代有负影响，而在80年代这种影响却并不显著。

国内学者对我国财政支出与经济增长的相关关系也进行了诸多研究,得到的结论也不尽一致。马拴友[7](2003)利用中国1981－1997年数据，发现中国公共资本的产出弹性约为0.55，公共投资对市场化的私人部门具有很强的正外部性。郭庆旺[8]等(2003)通过构建财政支出的理论和经验模型,研究得出财政支出总水平与经济增长负相关，财政生产性支出与经济增长正相关,财政人力资本投资比物质资本投资更能提高经济增长率。邹薇[9](2003)从“调整成本”入手,对我国财政支出规模与经济增长的效应进行实证分析,认为财政支出的调整成本急剧上升会对经济增长产生负效应,进而削弱财政支出对经济增长的拉动力度。齐福全[10](2007)利用VAR模型着重分析了北京市财政支出与经济增长的关系，发现财政支出规模伴随经济增长而增长，但是政府支出占GDP的比例却没有发生显著变化，生产性财政支出的冲击对经济增长产生长期的抑制作用，非生产性财政支出的冲击在短期内有利于经济增长，而在长期会阻碍经济增长。

但上述研究存在着一些不足之处。首先，这些研究主要集中在国家或省级层面，对地市层面的研究较少；其次，大多数使用的是时间序列或截面数据，估计方法①过于简单，而且不能同时反映各区域间的静态差异情况和各个区域本身的动态变化特征，这些都会影响模型的拟合效果和估计结果的可信度。因此，本文以安徽省的皖江城市带为样本，采用8个地市的面板数据进行分析，从区域内部角度深挖地方财政支出与经济增长之间的关系。

三、实证模型及数据

（一）模型的构建

在研究地方财政支出与经济增长关系的文献中，所用实证模型都是大同小异，其不同之处主要体现在地方财政支出与经济增长指标的选择以及控制变量的选取上。本文在结合其他实证模型②的基础上建立以下实证模型：

(1)式中Y代表经济产出变量；G代表地方财政支出变量；i为1—8，分别表示皖江城市带示范区中的合肥市、滁州市、马鞍山市、芜湖市、宣城市、铜陵市、池州市、安庆市等八市；t表示不同的年度，本文中表示2003－2012年； 为随机扰动项。 表示截距项； 表示系数项。

（二）数据来源及说明

鉴于安徽省财政支出规模和结构数据的可得性，安徽省财政支出规模选择数据的区间为2003—2012年。本文数据来自历年的《安徽统计年鉴》和各市的《国民经济和社会发展情况的统计公报》。

在本研究中我们用地方生产总值(经GDP平减指数平减)代表经济产出变量Y，用地方财政总支出(经居民消费价格指数平减)代表地方财政支出变量G。为消除序列异方差，对模型进行对数化处理。即

四、实证分析

（一）面板数据平稳性检验

经济产出、财政支出数据从序列图上来看具有不平稳的特征。一般来说，存在趋势的面板数据是非平稳的，方程回归有可能是虚假回归或伪回归。因此，需要对这些变量进行平稳性检验。本文对地方产出(1nY)和地方财政支出(1nG)变量分别进行LLC、IPS、ADF—Fisher和PP—Fisher四种检验对其水平值和一阶差分值进行检验。具体结果见表1。

表1 面板数据平稳性检验结果

从检验结果可以看出，原序列除了LLC检验方法外的其他方法的检验结果都不符合要求（概率小于置信度0.05），则认为接受存在单位根的原假设，原序列存在单位根。经过一阶差分后，所有变量都变得平稳，以5%高置信度通过了单位根检验，即各个地市所有的变量都是一阶单整，也即I(1)，所以各个地市各个变量之间存在协整关系的可能。

（二）面板数据协整检验

对协整关系的检验,传统方法主要有Engle-Grangle两步法和Johansens的似然比方法。由于在小样本的面板数据中检验协整关系,Johansen检验的功效可能会失真。因此，在检验面板数据是否存在协整关系时,为了得到稳健的结论,本文采用Pedroni(1999)提出的7个检验统计量判断变量lnY与lnG之间是否存在协整关系。结果见表2。

表2 面板协整检验结果

根据Pedroni(1999)的证明,在小样本中panel vstat、group rho-stat的检验效果最差,panel adf-stat、group adf-stat的检验效果最好,其他检验处于中间。当检验结果不一致时,以panel adf-stat、group adf-stat检验为准。因此,通过表2面板协整检验结果证实,LnY与LnG变量之间确实存在面板协整关系,即皖江城市带的8个地市的地方财政支出和经济增长之间存在着长期均衡关系。

（三）面板模型的选择与估计

面板数据的模型根据常数项和系数项是否为常数，可分为三种类型：混合估计模型（都为常数）、变截距模型（系数项为常数）、变系数模型（皆非常数）。

要判断一个面板数据究竟属于哪种模型，可以用F统计量：

主要检验两个假设：

如果计算得到的统计量F2的值小于给定显著性水平下的相应临界值，则接受假设H2，用混合模型来拟合样本；反之，则用来进一步眼见假设H1，如果计算得到的F1小于给定显著性水平下的相应临界值，则认为接受假设H1，用变截距模型来拟合样本，否则用变系数模型来拟合。

文章中，我们采用协方差分析检验来分析该使用哪种模型，其结果如表3。

表3 面板数据的协方差分析检验结果

表3协方差分析检验结果显示,应该选用变系数模型。根据个体影响的不同形式，变系数模型又可分为固定效应和随机效应。为了证明到底采用哪种形式,我们采用Hausman检验进一步验证。Hausman检验的原假设是固定效应模型和随机效应模型的估计系数没有系统性差别,接受原假设模型应为随机效应模型,否则为固定效应模型,而对Hausman检验无法判断的模型应采用随机效应模型。Hausman检验结果如表4。

表4 全部样本数据的Hausman检验结果

从表4豪斯曼检验结果看,在5%的显著性水平下应该拒绝原假设，接受固定效应模型。最终的固定效应的变系数模型的估计结果如表5所示。

表5 面板数据回归估计结果

回归结果表明,皖江城市带的地方财政支出与经济增长显著正相关,其中，马鞍山市的财政支出弹性最大,滁州市最小。例如，长期内,马鞍山市财政支出增长速度每提高10%,经济增长速度平均就提高7.75%。说明从长期上看，财政支出对经济增长有相当程度的促进作用，可以说是经济增长的一个主要因素。另外，由值可以看出，长期均衡模型中影响经济增长也具有地区效应，各个地市与整体水平存在不同程度的偏离，其中，合肥、宣城和滁州三市具有正向偏离，其他五市具有负向偏离。

五、结论与政策建议

（一）结论

通过以上分析，可以得到以下结论：

1.皖江城市带各地市的地方财政支出对经济增长具有较大的促进作用，说明从长期上看，财政支出对经济增长有相当程度的促进作用，可以说是经济增长的一个主要因素。其中，马鞍山市的财政支出弹性最大,滁州市最小。长期内,马鞍山市财政支出增长速度每提高10%,经济增长速度平均就提高7.75%。这可能是因为马鞍山是安徽连接长三角的桥头堡，毗邻南京，水路、陆路交通便捷，自然资源丰富，这给马鞍山的发展带来了相当大的优势。

2.在同一省份内，长期均衡模型中影响经济增长也具有地区效应，即各市经济增长对整体偏离程度差异很大。其中，合肥、宣城和滁州三市是正向偏离，其他五市则是负向偏离。

（二）政策建议

综上，我们提出以下政策建议：

1.从长期来看，皖江城市带地方财政支出对经济增长有相当程度的促进作用，财政支出作为政府宏观调控的重要手段，是保证地方经济平稳健康增长的物质基础。因此，要在考量安徽省情的基础上增加财政支出规模，同时加大财政资金使用的监管力度，确保经济增长持续稳定。

范恒山指出，皖江城市带的发展规划是国家战略，不仅仅是安徽的事。规划提出了有关投资、财政、金融、土地和对外开放的国家政策支持。随着规划的深入实施，国家还将继续加大协调力度，采取进一步的财政政策支持。在当前“保增长、促稳定”的大背景下，地方财政支出政策既可以通过政府投资来刺激经济增长，也可以通过政府消费来带动内需，扩大消费对经济增长的拉动力。而且现阶段我们更应追求公正公平，缩小贫富差距，维护社会稳定，因此财政支出更应增加服务性的权重，在实现社会全面协调发展目标的指导下，实现财政支出规模的增加和结构的优化。

2.皖江城市带地方财政支出对经济增长作用的趋同性说明在同个省的范围内，以“保增长”为出发点的财政政策可以保持一致性，但要注意与各地方经济发展水平相适应。结合各个地市所处的地理位置和拥有的资源优势，促进地方经济增长。例如，根据集中区的合理选址和建设发展，区域远景可形成芜马巢联合体和安池铜联合体。同时城市分工应进一步明确，城市间横向联系增强，城市功能逐步完善。

注：

①传统的研究主要用最小二乘法（OLS）进行估计。

②主要综合了吴颖和薄勇健、毛中根和洪涛等人的实证模型。

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