- 相關(guān)推薦
淺談?wù)A(chǔ)設(shè)施投資與居民收入關(guān)系的實(shí)證研究
淺談?wù)A(chǔ)設(shè)施投資與居民收入關(guān)系的實(shí)證研究摘要：政府支出的目的之一就是改善人民群眾的生活條件，增加居民收入�；谥袊�1980—2009年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正模型的建立來分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入具有長期的均衡關(guān)系，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民收入的Granger原因（反向不成立）。
關(guān)鍵詞：基礎(chǔ)設(shè)施投資；人均可支配收入；協(xié)整檢驗(yàn)；Granger因果檢驗(yàn)
引言
2008年，由美國次貸危機(jī)引起的世界性經(jīng)濟(jì)金融危機(jī)，已經(jīng)對中國各方面產(chǎn)生了顯著的消極影響，如企就業(yè)形勢嚴(yán)峻，失業(yè)率上升，居民收入下降等。可以說，金融危機(jī)對社會各階層收入與財(cái)富的積累產(chǎn)生了極大的負(fù)面效果（朱玲、金成武，2009）[1].為了防止這種環(huán)境對中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的消極影響，政府采取的是由前期穩(wěn)健的財(cái)政政策轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極的財(cái)政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費(fèi)能力，擴(kuò)大內(nèi)需。政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是政府投資性支出的一個組成部分，它一直被各國政府視為實(shí)現(xiàn)社會公平、彌合城鄉(xiāng)居民收入差距，促進(jìn)社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機(jī)時中國出臺了十項(xiàng)措施，到2010年底將陸續(xù)增加4萬億的財(cái)政支出，大部分用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴(kuò)大就業(yè)、增加居民收入。由于政府的財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)、范圍和受益對象不同，對社會公平、社會福利狀況和收入分配的作用也不同（Ravallion,2009）。于是，認(rèn)清政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與居民收入關(guān)系的研究才顯得具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
目前學(xué)術(shù)界通過實(shí)證比較財(cái)政支出和居民收入關(guān)系的研究相對較少，而更多關(guān)注的是城鄉(xiāng)收入差距與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的相關(guān)研究以及積極的財(cái)政政策對社會產(chǎn)生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）基于個人效用函數(shù)的方法分析了美國20世紀(jì)60年代初期財(cái)政支出和收入關(guān)系的研究。他們得出本時期財(cái)政支出的分配是不合理的，因?yàn)榻?jīng)過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉(zhuǎn)移到了富裕家庭和窮人手中。朱柏銘和車琰（2010）利用中國1978—2006年的數(shù)據(jù)研究居民收入對財(cái)政支出的影響。實(shí)證結(jié)果表明：長期內(nèi)，基礎(chǔ)設(shè)施需求和國防安全需求隨著居民收入增長趨于穩(wěn)定；短期內(nèi)，文化教育支出需求隨著居民收入的增長而增加。而本文將采用1980—2009年相關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，通過協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)和誤差修正模型的建立來分析政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出與城鎮(zhèn)居民收入的關(guān)系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。
一、變量選取、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源
本文在變量的數(shù)據(jù)選取上，用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入代表城鎮(zhèn)居民收入，用變量Y表示；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出用每年的支出總額來代表，并用變量X 表示。具體變量的含義范圍城鎮(zhèn)居民人均可支配收入主要是城鎮(zhèn)居民能夠自由支配的收入，就是從居民總收入中扣除了繳納給國家的各項(xiàng)稅費(fèi)和各項(xiàng)社會保險(xiǎn)后余下的收入；政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出主要指用于保障性住房、社會事業(yè)建設(shè)、災(zāi)后恢復(fù)重建和鐵路、公路、機(jī)場和港口等設(shè)施方面的投資支出。
為了考察政府城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的關(guān)系，我們選取X為解釋變量，Y作為被解釋變量。同時，為了消除時間序列數(shù)據(jù)的自相關(guān)性和數(shù)據(jù)的大幅度波動，模型設(shè)定過程中我們將采用對數(shù)的形式，這樣也不影響原數(shù)據(jù)變量之間的協(xié)整關(guān)系。另外，在van de Walle（2004）對越南公共安全網(wǎng)的實(shí)證研究所建立的復(fù)合函數(shù)基礎(chǔ)上，我們提取了公共轉(zhuǎn)移和消費(fèi)兩個變量，而收入的多少又決定著消費(fèi)需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對數(shù)模型如式（1）：
lnY = α+ βlnX + ε（1）
其中，α為常數(shù)項(xiàng)，β為lnХ的系數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。
本文中用于研究的1980—1989年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（1990）》，1990—2008年的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2009）》，2009年的數(shù)據(jù)來自2010年3月《政府工作報(bào)告》中公布的數(shù)據(jù)。
二、實(shí)證分析
�。ㄒ唬﹩挝桓鶛z驗(yàn)
在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，由于時間序列數(shù)據(jù)大都具有非平穩(wěn)性，容易產(chǎn)生“偽回歸”現(xiàn)象，所以要先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，也就是數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗(yàn)方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結(jié)果（如表1所示）。
表1變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
注：（1）D表示一階差分，（2）** 表示顯著水平為10%,* 表示顯著水平為5%.
由變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，lnY和lnX都是不平穩(wěn)的，但兩個序列的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)是平穩(wěn)的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協(xié)整關(guān)系，可以繼續(xù)分析。
�。ǘ﹨f(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
通過單位根檢驗(yàn)的分析，兩變量之間可能存在長期的協(xié)整關(guān)系，于是接下來對它們進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)。對協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)與估計(jì)，本文采用Engle和 Grangle（1987）提出的EG兩步法，即第一步建立變量間長期均衡的回歸方程，第二步對方程模型中的殘差序列做單位根檢驗(yàn)。具體操作步驟
首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進(jìn)行回歸，結(jié)果得到的協(xié)整方程如式（2）：
lnY=0.5118+1.0662lnX （2）
（0.9945）（14.6628）
R2=0.8848 DW=0.7672
括號里的數(shù)字代表的是對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值。
其次，對協(xié)整方程中的殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果（如表2所示）。
表2 殘差序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)
注：Et表示殘差序列，* 表示顯著水平為5%.
可以看到，在顯著水平為5%時，Et序列是平穩(wěn)的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協(xié)整關(guān)系，也就是說政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的不斷增加和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的不斷增長，兩者具有長期穩(wěn)定的平衡關(guān)系。
�。ㄈ〨ranger因果關(guān)系檢驗(yàn)
通過協(xié)整關(guān)系分析，我們知道政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入具有長期的平衡關(guān)系，但是這種關(guān)系是否具有另外一種關(guān)系——因果關(guān)系，也就是說是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加，還是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加促進(jìn)了政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加，這時候就要通過因果關(guān)系檢驗(yàn)來證明。本文選用Granger在1969年提出的通過時間序列具有的可觀測性來分析的一種方法，即若A變化能引起B(yǎng)變化，則A變化是發(fā)生在B變化之前的。所以此檢驗(yàn)的關(guān)鍵在于滯后期的選擇，因?yàn)闇笃诓煌贸龅慕Y(jié)論也會有所不同。根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則（AIC）最小化準(zhǔn)則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結(jié)果（見表3）。
從表中分析得出，當(dāng)我們選擇的滯后期為8階時，拒絕LNX does not Granger Cause LNY 的虛無假設(shè)，P值的大小通過了顯著性水平為5%時的檢驗(yàn)，此時說明政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出變動是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變動的Granger原因，即政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會引起城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加。另外，當(dāng)滯后期為6、7、8、9階時，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設(shè)，說明城鎮(zhèn)居民人均可支配收入不是政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的Granger原因。
�。ㄋ模┙⒄`差修正模型
由于通過協(xié)整檢驗(yàn)簡單差分不一定能解決非平穩(wěn)時間序列所遇到的全部問題，所以要進(jìn)行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項(xiàng)看做一個解釋變量，連同其他反映短期波動的解釋變量一起，建立短期模型（李子奈，2000）。本文將殘差序列Et作為誤差修正項(xiàng)，與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量的差分有機(jī)的結(jié)合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項(xiàng)表現(xiàn)出的短期波動。根據(jù)分析結(jié)果，可建立的修正模型如式（3）：
△lnYt=0.0656△lnXt + 0.9185△lnYt-1 - 0.0365Et-1 （3）
�。�0.9800） （11.2459）（-1.4727）
Likelihood=46.5370 AIC=-3.1098 SC=-2.9670
括號里的數(shù)字代表的是對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)值�？梢�，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優(yōu)度也比較好。從模型中分析得知，△lnXt的系數(shù)是0.0656.說明短期內(nèi)政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每變化1%,本期內(nèi)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.0656%,也說明在短期內(nèi)，支出的增加對收入增長的促進(jìn)作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出不變的情況下，上期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入變化1%,本期城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向變化0.9185%,也說明了收入在一定時期內(nèi)是具有剛性的。另外，誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，符合反向修正機(jī)制，說明長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數(shù)是0.0365,也說明修正作用并不是十分顯著。
結(jié)論分析及政策建議
本文從政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入兩個變量進(jìn)行討論，采用了1980—2009年政府相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)，利用協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)以及誤差修正模型的方法進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)論及建議（1）從協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒Y(jié)果分析表明，所選時間序列數(shù)據(jù)的一階差分是平穩(wěn)的，且政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出每增加1%,城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就會同方向增加1.0662%,說明兩者存在長期均衡關(guān)系的同時，政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的增加會對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進(jìn)作用。從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中分析，當(dāng)我們選擇滯后期為8階時，得出政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出是城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的Granger原因（反向關(guān)系不成立），于是印證了基礎(chǔ)設(shè)施支出對收入的顯著促進(jìn)作用。所以，政府應(yīng)連續(xù)逐年增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出數(shù)額，保證城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的可持續(xù)增長。但并不是說一年內(nèi)增加的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入就能在一年內(nèi)立即增長，它是在相當(dāng)長的時期內(nèi)實(shí)現(xiàn)與政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出均衡的狀態(tài)。另外還要求政府優(yōu)化政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出結(jié)構(gòu)，使其支出更多的轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結(jié)果來看，短期內(nèi)，本期的人均收入水平在本期的政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出和上期的收入水平之間相比，更多的依賴于上期的收入水平（0.9185>0.0656）。因此，短期內(nèi)政府不可過多的增加政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出，盡管長期均衡關(guān)系對城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化具有修正作用，但作用并不是十分顯著，若實(shí)際城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的增長幅度小于通貨膨脹的增長幅度，這時候短期政府基礎(chǔ)設(shè)施投資支出的劇增很可能會引發(fā)通貨膨脹。
參考文獻(xiàn)：
[1]朱玲，金成武。中國居民收入分配格局與金融危機(jī)應(yīng)對[J].管理世界，2009,（3）：63-71.
Ravallion,M. Are There Lessons for Africa from China's Success Against Poverty[J].World Development,2009,（37）：303-313.
Aaron,A.and McGuire,M.C.Benefits and burdens of government expenditure[J].Econometrica,1970,（6）：919.
朱柏銘，車琰。居民收入增長對公共支出的需求變動分析——基于中國1978—2006年數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，
2010,（4）：28-32.
Vn de Walle.Testing Vietnam's public safety net[J]. Journal of Public Economics,2004,（32）。
Engle,R.F.and Granger,C.W.J.Cointegration and Error Correction:Representation,Estimation and Tesring[J].Econometrica,1987,（55）。
Granger C W J.Investigating causal relations by econometric models and cross-spectral methods[J].The Econometric Society,1969,（37）。
李子奈。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：高等教育出版社，2000:7.
【淺談?wù)A(chǔ)設(shè)施投資與居民收入關(guān)系的實(shí)證研究】相關(guān)文章：
淺談機(jī)構(gòu)投資者對關(guān)聯(lián)擔(dān)保抑制效應(yīng)的實(shí)證研究08-05
股票市場與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實(shí)證研究08-05
證券投資基金時機(jī)選擇能力的實(shí)證研究08-05
淺談我國風(fēng)險(xiǎn)投資對創(chuàng)業(yè)板企業(yè)IPO定價(jià)效率影響的實(shí)證研究08-05
淺談外商直接投資對大連經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)證分析08-05
淺談中國對外直接投資產(chǎn)業(yè)選擇的實(shí)證分析08-05
政府花錢建基礎(chǔ)設(shè)施08-18