我国最优公共支出规模测算——基于Barro模型的实证研究

公共管理Һ㊀
我国最优公共支出规模测算
基于Ｂａｒｒｏ模型的实证研究
倪新生ꎬ梅㊀丽
摘㊀要:公共支出作为影响经济增长的重要因素ꎬ对国民经济发展有着重要的影响ꎮ对于最优公共支出规模的研究ꎬ更是实
现公共支出结构的优化ꎬ提升公共支出效益的重要前提ꎮ本文在确定Ｂａｒｒｏ模型为计算方法的基础上ꎬ选取了１９７８—２０１５年的数据ꎬ经过模型构建㊁回归分析以及各项计量检验ꎬ最终得到了我国最优公共支出规模为２９.１５％ꎮ得出现阶段我国经济发展的重心应该是优化公共支出的结构而非进一步扩大规模的政策建议ꎮ
关键词:公共支出ꎻ最优公共支出规模ꎻＢａｒｒｏ模型
中图分类号:Ｆ２９２㊀㊀㊀㊀㊀㊀文献标识码:Ａ㊀㊀㊀㊀㊀㊀文章编号:１００８－４４２８(２０１９)０６－０１８１－０３
一㊁研究背景
公共支出是政府开展经济活动不可或缺的一部分ꎬ也是其实现职能的重要宏观调控手段ꎮ２０世纪以来ꎬ发达国家和发展中国家的公共支出相对规模逐年上升ꎮ公共支出规模上升这一现象逐渐成为社科领域备受关注的问题ꎮ２００９年希腊爆发债务危机后ꎬ市场经济发达国家比以往更加重视公共支出规模的控制ꎮ
而中国经济实力不及发达国家ꎬ遭遇着赤字和负债的困扰ꎮ由此可见ꎬ我国更加有重视与合理控制公共支出规模的必要ꎮ我们选取１９７８ ２０１５年的数据ꎬ通过构建Ｂａｒｒｏ模型ꎬ来测算我国最优公共支出规模ꎮ当政府的公共支出规模达到这个数值时ꎬ能够使政府最有效地履行其职能ꎬ更有利于稳固和发展我国的经济ꎮ
二㊁我国最优公共支出测算的实证分析(一)模型的构建
Ｂａｒｒｏ在具有固定规模报酬的 ＡＫ 生产函数的基础上ꎬ引入政府公共支出ꎬ建立了一个以政府支出为中心的内生经济增长模型ꎬ并得出了一个最优公共支出规模ꎮ
假定生产函数形式如以下公式所示:Ｙ＝Ｆ(ＫꎬＮꎬＧ/Ｎ)(１)Ｙ为实际产出ꎬ使用ＧＤＰ进行表示ꎻＫ是资本存量ꎬ为公共和私人资本存量的和ꎻＮ是就业的人数ꎻＧ代表政府支出ꎮ进一步进行假设ꎬ生产函数Ｆ是一阶齐次并且二阶连续可导ꎬ且满足Ｆｉ>０ꎬＦｉｉ<０ꎬｉ＝ＫꎬＮꎬＧꎮ
对(１)式求关于时间ｔ的偏导数ꎬ得到∂Ｙ∂ｔ＝∂Ｆ∂Ｋ ∂Ｋ∂ｔ＋∂Ｆ∂Ｎ ∂Ｎ∂ｔ＋∂Ｆ∂Ｇ ∂Ｇ∂ｔ(２)对(２)式两端同时除以Ｙꎬ得到Ｙ'Ｙ＝∂Ｆ∂Ｋ Ｋ'Ｙ＋∂Ｆ∂Ｎ Ｎ'Ｙ＋∂Ｙ∂Ｇ Ｇ'Ｙ
(３)设ｇ＝Ｇ
Ｎ
ꎬ则上述(３)式可转换为
Ｙ'Ｙ＝∂Ｆ∂Ｋ Ｋ'Ｙ＋∂Ｆ∂Ｎ Ｎ'Ｎ ＮＹ＋∂Ｆ∂Ｇ ｇ'ｇ ＧＹ
(４)令α＝∂Ｆ∂Ｎ ＮＹꎬＭＰＫ＝∂Ｆ∂ＫꎬＭＰＧ＝∂Ｆ
∂Ｇ
ꎬ则(４)式可化简为
Ｙ'Ｙ＝ＭＰＫＫ'Ｙ()＋αＮ'Ｎ()
＋ＭＰＧＧ
Ｙ
()ｇ'ｇ()
(５)
其中ꎬα＝
∂Ｙ∂Ｎ ＮＹ为就业的产出弹性ꎬＭＰＫ＝∂Ｆ
∂Ｋ
是资本的边际产出ꎬＭＰＧ＝
∂Ｆ
∂Ｇ
是公共支出的边际产出ꎮ根据Ｂａｒｒｏ法则ꎬ政府公共支出规模为最优时要求ＭＰＧ＝１ꎮ若ＭＰＧ>１ꎬ表示政府的公共投资不足ꎻ如ＭＰＧ<１ꎬ则表示公共投资过度ꎮ
由Ｇ的产出弹性γ＝∂Ｆ∂Ｇ Ｇ
Ｙ和政府公共支出规模Ｓ＝
Ｇ
Ｙ
ꎬ可得:γ＝∂Ｆ∂Ｇ ＧＹ＝ＭＰＧ Ｓꎬ即ＭＰＧ＝γ
Ｓ
ꎬ也即当ＭＰＧ＝１时ꎬＳ＝γꎬ公共支出达到最优规模ꎮ
为简化对最优规模的估计ꎬ本文采用殷强提出的运用一个简单的 ＡＫ 生产函数进行分析ꎮ设生产函数方程为:
Ｙ＝ＡＫαＮβＧγ(６)其中ꎬＹ代表ＧＤＰꎻＡ是常数ꎬ代表一定的广义技术水平ꎻＫ代表资本存量ꎻＮ代表就业人数ꎻＧ代表公共投资规模ꎮαꎬβꎬγ分别代表资本存量㊁就业水平和公共投资的边际产出弹性ꎮ
对(６)式两边取自然对数得:ｌｎＹ＝ｌｎＡ＋αｌｎＫ＋βｌｎＮ＋γｌｎＧ(７)
其中γ＝∂Ｙ∂Ｇ ＧＹ＝ＭＰＧ Ｇ
Ｙ
ꎬ即当ＭＰＧ＝１时ꎬγ就是以
相对指标表示的公共投资的最优规模ꎮ
(二)数据选取
运用巴罗模型ꎬ本文涉及的变量有ＧＤＰ㊁政府公共支出Ｇ㊁就业人数Ｎ㊁资本存量Ｋ四项数据ꎮ其中ꎬＧＤＰ㊁政府公共支出以及就业人数可以通过国家统计局发布的«中国统计年鉴»的官方数据汇总整理得到ꎮ
国内外已有大量研究文献研究资本存量Ｋ的估算ꎬ常用的生产性资本存量估算公式为Ｋｔ＝Ｋｔ－１(１－δ)＋Ｉｔꎮ此公式中提及以下３个变量:基期资本存量Ｋ０的确定ꎻ每年投资额Ｉｔ的
１８１
确定ꎻ折旧率δ的确定ꎮ
对于变量每年投资额Ｉｔꎬ我们采用了单豪杰的做法ꎬ采用中国统计局在支出法名义ＧＤＰ中公布的固定资本形成总额ꎬ这项数据可以在统计年鉴中轻易找到ꎻ对于变量折旧率δ和基期１９７８年的资本存量ꎬ我们简单采用单豪杰在«中国Ｋ的再估算:１９５２ ２００６年»所做的估算ꎬ资本存量为１４０２０.６亿元(当年价格)ꎬ折旧率δ恒定为１０.９６％ꎮ
以１９８７年的数据为例ꎬ我们计算其资本存量的过程如下:
Ｋ１９８７＝Ｋ１９８６ˑ(１－１０.９６％)＋Ｉ１９８７＝１４０２０.６ˑ(１－１０.９６)＋３８２１.４＝１６３０５.３４
根据以上的算法ꎬ我们估算出中国１９８６ ２０１５年的资本存量ꎮ
(三)模型的检验和回归分析
使用Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验来检验各个被考察变量之间的互相依存性ꎬ再通过ＯＬＳ模型的估计ꎬ得到各变量间长期均衡的方程ꎮ
１.平稳性检验
分析中选择的经济变量均属于时间序列ꎬ在实际经济运行中ꎬ经济变量很少是平稳的ꎬ如果假设经济稳定进行回归检测ꎬ则可能出现 伪回归 ꎬ使分析结果失去价值ꎮ所以需要对经济变量进行单位根检验ꎬ判断变量的平稳性ꎮ本文使用ｅｖｉｅｗｓ软件ꎬ采用ＡＤＦ单位根检验法ꎬ检验结果见表１ꎮ
表１㊀变量的ＡＤＦ单位根检验
变量ＡＤＦ统计量临界值结论
ｌｎＹ－２.３５２２６３－２.９８６２２５∗∗∗不平稳
ｌｎＮ－７.０９１３０８－３.７３７８５３∗∗平稳
ｌｎＫ－２.９７６６２７－２.９９８０６４∗∗不平稳
ｌｎＧ０.３７６４３３－２.９７６２６３∗∗不平稳
ＤｌｎＹ－２.９０３８７２－２.６３２６０４∗平稳
ＤｌｎＫ－３.２５７８８０－２.９７６２６３∗∗平稳
ＤｌｎＮ－２.７５３４３９－２.６４６１１９∗平稳
ＤｌｎＧ－３.４３５２６７－２.９７１８５３∗∗平稳注:本表中 ∗ ꎬ ∗∗ ꎬ ∗∗∗ 表示１０％ꎬ５％和１％的置信水平ꎮ
由表可知ꎬ除ｌｎＮ外ꎬ其余变量对数值的ＡＤＦ统计量都不小于临界值ꎬ变量存在单位根ꎬｌｎＹ㊁ｌｎＫ㊁ｌｎＧ在时间序列上都是不平稳的ꎬ对其进行线性回归可能存在伪回归ꎮ但如果变量间存在长期稳定关系ꎬ仍然可以进行协整分析ꎮ在对变量的对数值进行一阶差分后ꎬＤｌｎＹ㊁ＤｌｎＫ㊁ＤｌｎＮ㊁ＤｌｎＧ的ＡＤＦ统计量都分别小于置信水平１％的临界值ꎬ所以ｌｎＹ㊁ｌｎＫ㊁ｌｎＮ㊁ｌｎＧ同属于一阶单整序列ꎬ符合协整条件ꎬ可以进行协整检验ꎮ
２.协整检验
有些时间序列本身是不平稳的ꎬ但其某种线性组合却是平稳的ꎬ这个线性组合反映了变量之间长期稳定的比例关系ꎬ这就是协整关系ꎮ对多变量的协整检验ꎬ一般采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验法ꎮ使用ｅｖｉｅｗｓ软件对变量进行Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验ꎬ具体结果见表２ꎮ
表２㊀变量的协整检验
Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄ
Ｎｏ.ｏｆＣＥ(ｓ)ＥｉｇｅｎｖａｌｕｅＴｒａｃｅＳｔａｔｉｓｔｉｃ
０.０５ＣｒｉｔｉｃａｌＶａｌｕｅ
Ｎｏｎｅ∗０.８４００７４９７.５８２８１４７.８５６１３Ａｔｍｏｓｔ１∗０.５９４７０５４６.２５７５７２９.７９７０７
续表Ｈｙｐｏｔｈｅｓｉｚｅｄ
Ｎｏ.ｏｆＣＥ(ｓ)ＥｉｇｅｎｖａｌｕｅＴｒａｃｅＳｔａｔｉｓｔｉｃ
０.０５
ＣｒｉｔｉｃａｌＶａｌｕｅＡｔｍｏｓｔ２∗０.４６３９１４２０.９６９６３１５.４９４７１
Ａｔｍｏｓｔ３０.１１７９０５３.５１２７８３.８４１４７㊀㊀表２共有４列ꎬ其中第一列是原假设ꎬ第二列是特征值ꎬ第三列是Ｔ统计量ꎬ第四列是５％的临界值ꎬ依次列举了三个检验原假设结果ꎬ并且用 ∗ 号表示可以拒绝原假设的检验ꎬ ∗ 号表示置信水平为９５％ꎮ
第１行Ｔ值＝９７.５８２８１>４７.８５６１３ꎬ即在９５％置信水平上拒绝了原假设(拒绝不存在协整关系的假设)ꎬ也即是三变量存在协整方程ꎻ
第２行Ｔ值＝４６.２５７５７>２９.７９７０７ꎬ即在９５％置信水平上拒绝了原假设(最多存在一个协整关系)ꎻ
第３行Ｔ值＝２０.９６９６３>１５.４９４７１ꎬ即在９５％置信水平上拒绝了原假设(最多存在两个协整关系)ꎮ
因此ꎬ本文中提到的四个变量至少存在着２个协整关系ꎮ这表示我国ＧＤＰ和就业人数㊁政府支出及资本存量有着长期均衡的关系ꎮ
３.ＯＬＳ回归
Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验只可以验证各个被考察变量之间是否存在着因果联系ꎬ需要通过使用ＯＬＳ模型进行量化能得到影响的方向和程度ꎮ
表３㊀ＯＬＳ回归结果
变量系数标准误差Ｔ
－统计值显著水平ｌｎＡ－４.５４７４６８０.１１４６２３－４.５８１９５９０.０１６４
ｌｎＮ０.４７９８０７０.２３１２７４４.４５７３５７０.００７１
ｌｎＫ１.１３６９５５０.１４０２３１６.８９９３０００.００００
ｌｎＧ－０.２９１４５８０.１２７４６４－２.２０３２１９０.０４１９㊀㊀所以ꎬ由各变量的ＯＬＳ估计结果可得最终的回归方程为:
ｌｎＹ＝－４.５４７４６８＋０.４７９８０７ｌｎＮ＋１.１３６９５５ｌｎＫ－０.２９１４５８ｌｎＧ
(８)由(８)式我们可以得出ꎬ最优公共支出规模为２９.１５％ꎮ我们将测算出的最优公共支出规模与近年来我国公共支出占ＧＤＰ比重相对比如图１所示ꎬ不难发现ꎬ目前我们国家的公共支出所占比偏小ꎬ但是相比前几年ꎬ已经趋于最优化ꎮ
图１㊀我国公共支出占ＧＤＰ比重
数据来源:«中国统计年鉴»表３－１㊁表７－１相关数据整理而得ꎮ４.结果分析
我们将测算的２９.１５％的数据与国内学者测算的进行对比:王君萍ꎬ孔祥利通过建立内生增长模型ꎬ并基于１９７８ ２００３的样本数据实证测算出我国的最优公共支出规模是２２.９７％ꎻ殷强通过Ｂａｒｒｏ模型基于１９８１ ２００４的数据测算出我国最优公共支出规模为２９.７４％ꎻ马树才ꎬ孙长清以巴罗的单部门经济增长模型为基础进行扩展ꎬ构造了一个具有公共物品拥挤效应的经济增长
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模型ꎬ并基于１９７８ ２０００年的统计数据ꎬ运用传统的时间序列分析方法ꎬ得出我国的综合最优财政支出规模约为占ＧＤＰ的２４％ꎮ研究发现ꎬ我国公共支出有利于经济增长ꎬ中国的最优政府支出规模应该是２７.９％ꎮ张治觉ꎬ侯奔ꎬ姚传飞研究在家庭和政府资源约束情况下ꎬ根据 巴罗法则 进行经验研究ꎬ研究认为我国政府支出的最优规模为占ＧＤＰ的３０.２％ꎮ这些与我们测算的结果相差不大ꎮ
三㊁结论与政策建议
本文从内生经济增长理论出发ꎬ根据Ｂａｒｒｏ模型将公共支出作为经济增长的内生变量ꎬ采用１９７８ ２０１５年的数据ꎬ构建出 ＡＫ 生产函数模型对最优公共支出规模进行简单估计ꎬ并通过平稳性检验㊁协整分析检验㊁Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验以及ＯＬＳ模型估计ꎬ得到变量间的长期均衡方程ꎬ使研究得到更加稳健的分析结果ꎮ经过模型构建以及回归分析ꎬ本文得出我国１９７８ ２０１５年最优公共支出规模为２９.１５％ꎮ对照我国实际公共支出占比ꎬ相对于计算结果ꎬ我国公共支出存在比例过大的问题ꎬ因此可以得出ꎬ现阶段我国经济发展的重心应该是优化公共支出的结构而非进一步扩大规模ꎮ
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作者简介:
倪新生ꎬ男ꎬ山东东明人ꎬ高级经济师ꎬ东明县住房和城乡建设局ꎬ研究方向:城市建设与乡村发展ꎻ
梅丽ꎬ女ꎬ湖北黄冈人ꎬ同济大学经济与管理学院硕士ꎬ研究方向:公共政策与宏观经济分析ꎮ
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的智力水平㊁上课认真程度等因素进行有针对性的指导以达到更好的效果ꎮ
树立多样的人才观是高校思想政治教育者进行 因材施教 的重要基石ꎮ每个人生而不同ꎬ先天资质㊁个性特点㊁兴趣爱好等各方面都存在差异ꎬ高校思想政治教育者应该以一颗宽容的心和一种平等的态度对待他们ꎬ将他们培养成为有用的人ꎮ时代的发展要求多方面的人才ꎬ老师培养的学生应该也是多方位的人才ꎮ老师可以根据学生日常生活的表现发现他们身上的闪光点ꎬ将他们的优点放大化㊁最大化ꎬ并加以自己的引导ꎬ及时和孩子的父母交流沟通ꎬ培养他们擅长的兴趣点ꎬ帮助他们健康快乐成长ꎮ随着改革开放进程的加快和西方文化的冲击影响ꎬ很多人的思想观念发生了变化ꎬ不再认为只有读书才是以后生活的唯一出路ꎬ认为适合才是最好的ꎮ老师应该 牢固树立正确的教育观和人才观ꎬ积极推进教育改革发展ꎬ着力加强思想政治教育㊁品德教育㊁纪律教育㊁法制教育ꎬ注重培养创新精神和实践能力ꎮ 一个学生成才的过程中离不开老师的精心指导ꎬ不戴 有色眼镜 看待学生ꎬ尽心尽力培养学生的特长ꎬ让他们成为国家各行各业所需要的人才ꎮ
四㊁结语
在应试教育下的教育者一般都会比较重视最终的考试结果ꎬ轻视情感的教育ꎬ缺乏对学生的人文关怀ꎬ在某种程度上容易导致学生的思想品德方面存在问题ꎮ 因材施教 思想本身就是一种根据 以人为本 思想为基础的教育原则ꎬ教育者的合理运用对学生的成长和成才能起到一定的积极作用ꎮ
参考文献:
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作者简介:
王莹ꎬ女ꎬ安徽桐城人ꎬ安徽大学马克思主义学院研究生ꎬ研究方向:中国传统文化和思想政治教育研究ꎮ
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