財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長與外貿(mào)依存度實(shí)證分析.doc

財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長與外貿(mào)依存度實(shí)證分析摘要：根據(jù)我國19782()07年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)研究了我國財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)依存度的動態(tài)影響。研究發(fā)現(xiàn)：在長期內(nèi)，財(cái)政分權(quán)會提高我國的外貿(mào)依存度，而短期內(nèi)財(cái)政分權(quán)對外貿(mào)依存度的作用不顯著；以人均GDP衡量的經(jīng)濟(jì)增長，在短期內(nèi)可提高外貿(mào)依存度水平，而在長期中卻會降低外貿(mào)依存度。分析表明，財(cái)政分權(quán)引致的地方政府為經(jīng)濟(jì)增長而產(chǎn)生的鼓勵FDI和出口的激勵，經(jīng)濟(jì)增長及其促成的FDI及貿(mào)易升級、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、內(nèi)需導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長模式。是財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)依存度之間動態(tài)關(guān)系產(chǎn)生的內(nèi)在邏輯.關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；經(jīng)濟(jì)增長；外貿(mào)依存度一、問題提出及文獻(xiàn)回顧自1978年改革開放以來，我國的進(jìn)出口貿(mào)易大幅度增長。1978年我國進(jìn)出口總額為355億元，2007年增加到1635024億元，30年增加了近460倍。與此同時，以進(jìn)出口額占GDP比表示的外貿(mào)依存度由1978年的974，提高到2007年的663(見圖1)。這使我國的外貿(mào)依存度是否過高，以及外貿(mào)和我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系成為各界關(guān)注的熱點(diǎn)。關(guān)于對外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究文獻(xiàn)很多，如沈程祥(1999)、魏巍賢(1999)、林毅夫等(2001)、許和連與賴明勇(2002)，沈坤榮和李劍(2003)、王坤等(2004)、張學(xué)勇等(2006)、楊斐等(2007)、黃新飛和舒元(2007)、崔遠(yuǎn)淼(2007)等等。但國內(nèi)對外貿(mào)和經(jīng)濟(jì)增長的研究大都是對DHRobertson(1937)外貿(mào)是“經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)”命題在進(jìn)行檢驗(yàn)分析，集中于對外貿(mào)易到經(jīng)濟(jì)增長的單向分析，而研究經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)的作用的文獻(xiàn)卻比較少。涉及我國經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)影響的文獻(xiàn)也多是在用協(xié)整、ECM及Granger檢驗(yàn)等方法研究外貿(mào)對經(jīng)濟(jì)增長的影響時，對經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)的因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)(沈程祥，1999；魏巍賢，1999；王坤等，2004；楊斐等，2007)；但由于使用數(shù)據(jù)及其具體昏叭ger檢驗(yàn)方法的差別，研究并沒有形成共識：更為重要的是，已有的研究都沒有就經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)的作用方向、強(qiáng)度及機(jī)理等進(jìn)行深入研究。對外貿(mào)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國外研究也是更關(guān)注于貿(mào)易開放對經(jīng)濟(jì)增長的作用及機(jī)理，如Michaely(1977)、Tyler(1981)、D01lar(1992)、Edwards(1993)、Frankel&；Romer(1999)、Rodriguez&；Rodrik(2000)、Wacziarg(2001)、Greenaway(2()02)、Yanikkaya(2003)、Galina&；Murat(2004)等等，對經(jīng)濟(jì)增長對貿(mào)易開放的研究較少且也多是在研究進(jìn)出口及貿(mào)易開放對經(jīng)濟(jì)增長的影響中所進(jìn)行的考察，如：John，nlomton(1996)、FranciscoFRibeiroRamos(2001)、SaibuMuibiOlufemi(2004)等，他們的研究顯示不同國家經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)的作用存在著國別差異。為此，筆者對我國經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)的因果關(guān)系、作用方向、強(qiáng)度及其機(jī)理進(jìn)行研究，不同的是我們用外貿(mào)依存度代替其他研究者選用的進(jìn)出口總額。這是基于作為相對指標(biāo)外貿(mào)依存度更好地反映了一國的對外貿(mào)易狀況，另外這又可直接考察經(jīng)濟(jì)增長對我國外貿(mào)依存度提高的影響.改革開放30年財(cái)政分權(quán)是重要的制度變革，也是影響我國經(jīng)濟(jì)、社會的重要變量。主流財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，信息優(yōu)勢(Havek，1948)、同質(zhì)偏好(0ates，1972)和“用腳投票”(Tiebout，1956)使地方政府在公共品供給上更有效率，雖然我閣地方政府還沒有標(biāo)準(zhǔn)意義上的“用手投票”機(jī)制，城鄉(xiāng)戶籍制度也削弱了“朋腳投票”機(jī)制的發(fā)揮，但地方政府作為轄區(qū)居民公共利益的法定代表，其行為必然要考慮轄區(qū)居民的偏好，“用手投票”和“用腳投票”機(jī)制依然發(fā)揮很大作用而有力的全國性政黨呵以減輕分權(quán)產(chǎn)生的地方保護(hù)、跨區(qū)負(fù)外部性等消極作用(Riker，1964；E一li】olopov&；Zhuravskaya，2006)。在“用手投票”和“用腳投票”機(jī)制軟化條件下，地方政府便可能在居民的公共服務(wù)需求集中，根據(jù)自己的偏好和需要進(jìn)行選擇提供。中國式的財(cái)政分權(quán)的最大特點(diǎn)是經(jīng)濟(jì)上的分權(quán)和政治上的集權(quán)相伴，在地方官員的“晉升錦標(biāo)賽治理模式”下，地方官員之問圍繞經(jīng)濟(jì)增長而進(jìn)行激烈的“晉升錦標(biāo)賽”競爭(“andzhou，2005；周黎安，2007)。在財(cái)政分權(quán)情況下，地方政府擁有本地財(cái)政收入支出權(quán)、投資項(xiàng)目審批權(quán)和各種資源配置權(quán)。長期以來投資和出口一直是我國經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動機(jī)，地方政府為了更好的政績，便最大限度地利用其掌握的資源鼓勵投資和出口，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。與內(nèi)資相比，地方政府更青睞于外商直接投資(FDI)，因?yàn)椋湟?，F(xiàn)DI的進(jìn)入取決于外資公司的決策，不像內(nèi)資而臨來源地地方政府各種形式的競爭壓力；其二二，F(xiàn)DI町以繞過金融體制，直接為地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展注入大量資本，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(王文劍等，2007)；其i，F(xiàn)DI帶來資本、管理及技術(shù)，是“資本、專利和相關(guān)技術(shù)的結(jié)合體”，還可對地方經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生溢出效應(yīng)(沈坤榮、耿強(qiáng)2001)。為贏得更多的FDI，地方政府通過稅收優(yōu)惠、土地、金融信貸，以及偏向于招商引資的基礎(chǔ)設(shè)施等公共品的大量提供，進(jìn)行FDI吸引競爭；FDI的直接結(jié)果便是機(jī)器設(shè)備、原料及能源的大量進(jìn)口。隨著世界范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，外資又利用我國勞動力等成本優(yōu)勢，把我困作為其全球重要的生產(chǎn)加工及出口基地，這使FDI產(chǎn)生r巨大的進(jìn)出口效應(yīng)。另一方面，由于出口對經(jīng)濟(jì)增長的重要性地方政府除了通過吸引FDI促進(jìn)投資與出口外，還在國家優(yōu)惠的基礎(chǔ)上競相出臺了名目繁多的更優(yōu)惠的出口鼓勵措施，下達(dá)并考核口指標(biāo)(魏興民，2006；陳文玲，2007)，促進(jìn)各類企業(yè)的出口。財(cái)政分權(quán)下各地方政府為追求政績的錦標(biāo)賽競爭，引致了地方政府對FDl和出口的熱情，從而促進(jìn)了進(jìn)口的長期快速增長和外貿(mào)依存度的持續(xù)攀升，j筆者根據(jù)我國19782007年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用動態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，實(shí)證研究了財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長對我國外貿(mào)依存度的影響.二、實(shí)證研究1數(shù)據(jù)及平穩(wěn)性檢驗(yàn)理論界關(guān)于財(cái)政分權(quán)的度量還存在很大爭議，最常用的是0ates(1985)首先采用的財(cái)政收支指標(biāo)，用下級政府的財(cái)政收支份額來刻畫財(cái)政分權(quán)程度；研究我困財(cái)政分權(quán)的文獻(xiàn)也大都是基于這種方法(Zhang和Zou1998：Jin和Zou，2005；王文劍等，2007)筆者沿廂這一方法，財(cái)政分權(quán)注：ADF檢驗(yàn)形式(cTK)，c和T表示帶自常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)；K為滯后階數(shù)南sIc和AIc準(zhǔn)則確(FD)州地方貝才I攻定，4、”、+4分別表示1、5和lo的砂著水平；表不一階差分算于。支出占財(cái)政總支n的比重來衡量，地方財(cái)政支出占財(cái)政總支m的比重越高，財(cái)政分權(quán)程度越高。外貿(mào)依存度(TR)，即進(jìn)出口總額與GDP之比：用人均GDP(PGDP)表示經(jīng)濟(jì)增長；分別對三時問序列取自然對數(shù)以消除可能的異方差性，分別表示為LFD、LTR、LPGDP。本文樣本區(qū)間從19782007年，數(shù)據(jù)根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)各期和2007年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)計(jì)算整理而得。在檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)依存度的協(xié)整關(guān)系之前，需要檢查變量的乎穩(wěn)性。如果變量是平穩(wěn)的。則變量之間自然是協(xié)整的；如果變量非平穩(wěn)，就需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，否則就可能出現(xiàn)偽回歸錯誤。檢驗(yàn)平穩(wěn)性的常用方法是單位根檢驗(yàn)，常用的單位根檢驗(yàn)方法是ADF檢驗(yàn)(AugmentedDickevFullertest)。用ADF單位根檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)i變量的平穩(wěn)性，結(jié)果如表1所示，由檢驗(yàn)可知二時間序列都是非乎穩(wěn)的，而它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，所以是一階單整序列I(1)，所使用的軟件都是Eviews51.2協(xié)整檢驗(yàn)與協(xié)整方程如前。我們所涉及的變量都是一階單整的。如果這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系反映了所研究變量之間存在的一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。對于服從I(1)過程的變量的協(xié)整檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)的手段上可分為兩種：一種是基于回歸殘差的EG(Engle&；Granger，1987)兩步法；另一種是基于回歸系數(shù)的johansen(1988)檢驗(yàn)。EG兩步法易于計(jì)算，早期被廣泛采用，但其缺點(diǎn)是在小樣本下，參數(shù)估計(jì)的誤差較大，并且當(dāng)變量超過兩個以上時，變量間可能存在多個“協(xié)整”關(guān)系，其分析結(jié)果不易鰓釋；而Johansen(1988)針對上述問題提出極大似然估計(jì)法(MLE)，Gollzalo(1989)利用模擬分析顯示，Johansen檢驗(yàn)優(yōu)于EG兩步法。由于本文研究變量超過兩個，樣本量也相對有限，所以這里采用后者進(jìn)行分析.在運(yùn)用j(，hansen協(xié)整分析方法來檢驗(yàn)LTR、LPGDP和LFD之問是否存在協(xié)整關(guān)系之前，需要先根據(jù)無約束的VAR模型確定最優(yōu)滯后期。由于VAR模型的穩(wěn)定性是判斷模型好壞的關(guān)鍵條件，而且隨著滯后期的增長，模型的穩(wěn)定性也越差，所以當(dāng)VAR模型不符合穩(wěn)定條件時前推一期為最長滯后期，然后根據(jù)殘差檢驗(yàn)逐期剔除不顯著模型，通過殘差自相關(guān)、正態(tài)性、異方差性檢驗(yàn)的模型為最終模型。依據(jù)上述思路，當(dāng)滯后期為6時VAR模型穩(wěn)定性條件不滿足，比較滯后l期到5期VAR模型殘差自相關(guān)、正態(tài)性和異方差性檢驗(yàn)，最終確定最優(yōu)滯后期為2期。用AIC、SC、HQ信息準(zhǔn)則、FPE最終預(yù)測誤差方法以及LR統(tǒng)計(jì)量標(biāo)準(zhǔn)來選擇可以得出最優(yōu)滯后期為2的一致結(jié)果。協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)際上是對無約束VAR模型進(jìn)行協(xié)整約束后得到的VAR模型，該VAR模型的滯后期是無約束VAR型一階差分變量的滯后期。由于前面確定的無約束VAR模型的最優(yōu)滯后期為2，因此協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型滯后期應(yīng)確定為1.如表3檢驗(yàn)的結(jié)果表明.在5的顯著水平上，變量之問有兩個協(xié)整關(guān)系說明財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長與外貿(mào)依存度之間具有很強(qiáng)的長期均衡關(guān)系。估計(jì)出的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整關(guān)系式為：EC。=TR。一0773902LFD。+0906579LPGDP一017157呵rent(79)4649228(1)(O21626)【一357864】(O14952)f606339】(O02098)卜817769】LogHkelihood=l312353(1)式所示協(xié)整系數(shù)下小括號內(nèi)數(shù)字為漸進(jìn)標(biāo)準(zhǔn)誤，中括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量。表明各個變量在協(xié)整關(guān)系中濕著，且方程具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。由(1)式可知，就長期而言，財(cái)政分權(quán)對外貿(mào)依存度具有推進(jìn)作用，財(cái)政分權(quán)每增加l，將促進(jìn)外貿(mào)依存度提高O77；而經(jīng)濟(jì)增長在長期中對外貿(mào)依存度有負(fù)向作用，人均GDP每提高1，可以使外貿(mào)依存度降低091。長期財(cái)政分權(quán)下對外貿(mào)依存度的增進(jìn)作用略低于經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向作用。上述結(jié)論是基于協(xié)整檢驗(yàn)得出的初步分析結(jié)果，有待于結(jié)合其他方法進(jìn)行綜合分析.3基于vEcM的Granger因果檢驗(yàn)與脈沖響應(yīng)分析從上述協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)依存度之間存在著長期穩(wěn)定的關(guān)系。為進(jìn)一步研究它們之間的因果聯(lián)系，這里采用被廣泛使用的Granger(1969)因果關(guān)系檢驗(yàn)法。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)有兩種形式：一種是傳統(tǒng)的基于VAR模型的檢驗(yàn)：另一種則是最近發(fā)展起來的基于VECM模型的檢驗(yàn)。兩者間的區(qū)別在于適用范圍有所不同，F(xiàn)eldsteinStock(1994)認(rèn)為，如果非平穩(wěn)變量問存在著協(xié)整關(guān)系，則應(yīng)考慮使用基于VECM模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)，即不能省去模型中的誤差修正項(xiàng)，否則得出的結(jié)論可能會出現(xiàn)偏差。由于VECM的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，根據(jù)無約束VAR模型的滯后期為2確定VECM的滯后階數(shù)為1構(gòu)造外貿(mào)依存度的VECM如(2)式。式中的ECH為(1)式，入為調(diào)整系數(shù)向量，包含著變量的過去值對現(xiàn)在值影響的信息，可以反映系統(tǒng)中上期的均衡誤差修正項(xiàng)在決定變量的當(dāng)期增長中起的重要作用.該VECM殘差序列的JarqueBera統(tǒng)計(jì)量為19189，相伴概率為0383l；White檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為52692，相伴概率為02975；LM統(tǒng)計(jì)量為12618，相伴概率為01807，說明VECM的殘差序列滿足正態(tài)性，不存在自相關(guān)和異方差，驗(yàn)證了VECM模型的有效性。模型調(diào)整系數(shù)EC為一0829823，符合反向調(diào)整原則，表明校正上一年非均衡的程度為8298，對失衡調(diào)整的速度很快。由于誤差修正模型的隨機(jī)擾動項(xiàng)具有獨(dú)立同分布的白噪聲性質(zhì)?？梢允褂肳ald檢驗(yàn)對誤差修正模型各方程系數(shù)的顯著性進(jìn)行聯(lián)合檢驗(yàn)，來判斷各變量因果關(guān)系的方向表4列出了依據(jù)Wald檢驗(yàn)對VECM方程系數(shù)顯著性進(jìn)行的聯(lián)合檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從長期來看，均衡誤差修正項(xiàng)系數(shù)在5的顯著水平上不為零，因此，在長期財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長都是外貿(mào)依存度變化的原因.從短期來看經(jīng)濟(jì)增長在1的顯著水平上是外貿(mào)依存度的Granger原因，且由(3)式知人均GDP的提高對外貿(mào)依存度有促進(jìn)作用；而財(cái)政分權(quán)不是外貿(mào)依存度變化的Granger原因.Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果僅說明變量之間的長短期因果關(guān)系。但不能說明變量之間因果關(guān)系的強(qiáng)度和路徑.我們在VECM基礎(chǔ)上得到脈沖響應(yīng)函數(shù)(見圖2)。由圖2可知，在短期內(nèi)，財(cái)政分權(quán)對外貿(mào)依存度的影響不顯著。而長期的財(cái)政分權(quán)對外貿(mào)依存度有持續(xù)的促進(jìn)作用。財(cái)政分權(quán)的一個信息的沖擊在第四期達(dá)到?jīng)_擊作用的最大值，并長期保持這個水平。在短期內(nèi)，以人均GDP表示的經(jīng)濟(jì)增長對外貿(mào)依存度有正向作用，而在長期經(jīng)濟(jì)增長會降低外貿(mào)依存度。人均GDP的一個信息在第二期對外貿(mào)依存度產(chǎn)生一個正向沖擊，接著開始衰減，第三期以后沖擊作用小于O，在第六期達(dá)到最低值，其后長期保持這個水平的負(fù)向沖擊效應(yīng)。這和前面進(jìn)行的協(xié)整分析和Granger因果檢驗(yàn)是一致的.二、結(jié)論與啟示筆者運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、基于VECM的Granger因果檢驗(yàn)和脈沖響應(yīng)分析技術(shù)，分析了財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)依存度的動態(tài)關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長和外貿(mào)依存度之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。在