經濟貨幣化、經濟增長與政府財政擴張關系分析

郭俊杉

引言

始于2008年政府干預主義的積極財政政策和寬松的貨幣政策雖然在一定程度上使經濟避免了短期衰退，但其長期防范金融風險和促進經濟良性增長的效果業已引起廣泛爭議，尤其是當前預期可見的政府直接債務和或有債務累積所形成的潛在政府債務風險更是成為學界和坊間關注的焦點。實踐經驗表明，政府債務形成基于政府干預經濟增長的內在激勵所引致的積極財政行為和外部寬松的貨幣政策所營造的充足的流動性環境。已有的理論研究和經驗事實顯示，政府積極的財政行為引致的財政擴張與宏觀經濟要素如貨幣供給、固定投資、消費和經濟增長等之間的關系至今在理論經濟學家和經濟政策制定者之間存在顯著爭議。雖然已有理論研究和實證文獻對財政擴張和有關宏觀經濟因素之間關聯進行研究（Saleh，2003；許雄奇，2007等），但在經濟貨幣化程度逐漸加深背景下，針對財政擴張與宏觀經濟增長等要素之間關系的研究依然是國內外學術界理論研究的重點和難點。

文獻述評

毋庸置疑，政府財政行為作為鏈接經濟發展與政府政策的樞紐業已受到當前主流經濟學派的關注和研究。圍繞財政赤字形成、影響及控制措施等問題的實證檢驗結論或是理論研究結果均沒有形成共識，其古典經濟學派對財政赤字否定態度（向長風，2005）更是和凱恩斯主義宏觀經濟學的支持財政赤字的理念（郭守杰，2006）鮮明對立。但無論是主流西方經濟學相關理論或是國內研究學者均對財政擴張形成的財政赤字與宏觀經濟變量之間關系存在諸多爭議。

（一）財政擴張的經濟增長效應

Aschauer（1989）經驗研究顯示，基于政府消費所形成的政府財政支出對于一國經濟增長的影響效應雖然存在但是并不顯著。但是基于政府投資的資本性支出所形成的財政擴張對經濟增長的促進效應顯著，比如財政擴張所形成的一國經濟基礎設施形成及引致的私人部門的生產性投資增加（Aschauer，1989）。Duffy Deon，Eberts（1989）進一步驗證這一觀點，其研究指出基于政府支出所形成的公共資本對經濟增長的彈性為0.08，而美國20世紀中期到80年代期間公共資本的經濟增長彈性達到0.39-0.54（Ford，Poret，1991）。這一結論給出了政府財政擴張所形成公共資本促進經濟增長的直接量化結論。Ford，Poret（1991）針對OECD11個樣本國家20世紀60年代到80年代的政府支出形成的公共資本對經濟增長效應進行研究，表明財政形成公共資本對經濟增長推動作用顯著。Kenneth N.Kuttner，Adam S. Posen（2002）通過構建SVAR模型對日本戰后期間財政政策效應進行經驗驗證，其研究顯示擴張性的財政政策如減稅或增加政府財政支出對經濟增長均存在顯著刺激效應。而這一結論得到張桂鴻（2006）和付文林（2006）的研究支持。然而，財政擴張不存在抑制經濟增長的效應嗎？Grier，Tullock（1989），Barro（1991）以發達國家為樣本研究指出，政府財政擴張行為并不能推動經濟的增長，其財政支出的規模與經濟增長率之間存在較為顯著的負向相關關系（Engen，Skinner，1992）；而Feldstein（1982），Aschauer（1985）研究指出，在政府財政中性假設條件下政府支出的增加會對私人支出增加存在等量擠出效應，即政府支出增加會對私人消費或投資形成擠出效應，而這種擠出效應的存在對經濟增長形成抑制效應。而Amano，Wirjanto（1997）研究進一步量化了這種擠出效應，其通過對美國政府支出與居民消費跨期替代的研究指出政府財政支出增加1單位就會擠出居民0.9單位的消費支出。郭宏宇、呂風勇（2006），尹恒（2005；2006）、高鐵梅等（2005）研究認為，基于政府的財政投資支出或消費支出所形成的財政擴張均對私人部門投資支出和消費支出形成一定程度上的排擠效應，而這種排擠效應在長期層面上并不利于我國經濟增長。

（二）財政擴張的貨幣效應

Laney，Willett（1983）的研究揭示，形成政府財政赤字的財政擴張行為與經濟體系中貨幣供給之間存在顯著正向相關關系（Akhtar，Wilford，1979；Ahking，Miller，1985等）。而這一研究觀點也得到后來Tanner，Devereux（1993）和Vamvoukas（1998）等人研究支持。然而，Joines（1985），Barnhart，Darrat（1988），Gulley（1994）等通過經驗研究指出，一國基于擴張性財政行為所形成的財政赤字并沒有引致該經濟體系貨幣供給的增加，但針對這一結論Vamvoukas（1998）研究認為，這一經驗結果對經驗模型的設定、樣本期間選擇及相關計量方法的選取高度敏感，在一定程度上表明基于經驗分析得出的財政擴張沒有引致貨幣供給增加的這一結論并不穩健。而針對關于財政擴張與貨幣供給之間關系的直接研究并不多見，王利民、左大培（1999）的研究較為系統地分析了政府財政赤字、鑄幣稅和貨幣擴張之間的關系，并未作深入研究；張紅地（2002）和曾康霖（2002）均從理論的層面對鑄幣稅和財政赤字之間關系進行探索，其研究也并未進行進一步的經驗論證。謝平（1994）針對我國1986-1993年間政府從貨幣發行中獲得收入依據基礎貨幣增量法進行測算，其結果表明政府的貨幣發行收入占GDP比重為5.4個百分點。

綜觀已有研究可以看出，雖然政府財政擴張行為的經濟增長效應研究較為成熟，但其研究結論存在諸多爭議。而針對經濟貨幣化因素對政府財政擴張行為影響效應的直接研究并不常見，同時結合當前經濟運行實際狀況，學者在研究政府財政擴張行為命題過程中無法回避當前經濟體系內流動性存在的重要影響。而這一現有研究的爭議和研究的不足正是本文研究價值所在。

研究設計

（一）模型設定和變量選取的經濟學意義

相對于經典的C-D生產函數和CES生產函數而言，超越對數生產函數克服了投入要素之間替代彈性為1的先驗假定，并進一步克服了投入要素替代彈性為常量的內生假定。超越對數生產函數模型允許不同經濟樣本或不同樣本期間之間投入要素替代彈性可變性存在，更貼合經濟體系運行實際狀況。正是基于已有的C-D和CES生產函數模型的不足，Christensen，L.R.Jorgenson，D.W.和Lau，L.J.于1973年給出一般超越對數生產函數模型，其模型表達式如下：endprint

（1）

其中，Y表示產出要素，X為投入要素。則從（1）可以看出，超越對數生產函數模型中投入要素x1和x2的替代彈性是可變的，同時當b11+b12=0和b12+b22=0 時，超越對數生產函數是投入要素x1和x2的a1+a2度齊次的，尤其是當a1+a2=1 時，以（1）式為代表的超越對數生產函數具有線性齊次函數的特征，其經濟意義就是投入要素具有規模不變的性態。同時，從理論層面上而言，當b11=b12=b22=0 成立情況下，超越對數生產函數模型退化為C-D生產函數，當b11=b22=-b12時，（1）式退化為CES生產函數關于替代彈性等于0時的二階泰勒級數。因此，超越對數生產函數不僅具有C-D和CES生產函數模型的性態更是具有其自身獨特經濟擬合優勢。

在理論模型設定的基礎上，結合本文研究思想進一步分析變量設定的經濟意義，本文變量選取主要依據變量自身的經濟學意義和已有的相關研究文獻。首先，就一般經濟意義上而言政府財政擴張行為體現為政府積極的財政支出傾向，而積極的財政支出傾向會引致政府財政赤字的產生（馬拴友，2001；郭慶旺等，2003等），因此本文選取政府財政赤字增長率（GFB）表征政府擴張行為。而對經濟增長因素本文承接既有的有關經濟增長的研究文獻繼續選用樣本期內的GDP增長率（g）進行測算。同時對于經濟貨幣化程度因素本文在承接已有關于金融深化（Ronald I. Mckinnon，1973；熊鵬、王飛，2008；李文峰，2012等）研究文獻的基礎上，選用廣義貨幣供給量M2增長率與對應期間GDP增長率的比值表征經濟貨幣化深化程度（DEM）。同時為了避免遺漏變量所可能引致的擬合偏誤，結合我國政府對土地財政依賴的現狀，本文對房地產開發綜合景氣指數（REI）進行控制借以捕捉房地產市場發展對政府財政行為的影響。在此基礎上，為了反映經濟周期因素對政府財政行為影響本文對宏觀經濟景氣指數（MEI）進行控制。最后結合我國政府與銀行金融機構之間內生關聯所引致的政府債務和銀行貸款之間的關系，本文依次對貨幣當局對政府債權增長率（RGB）及金融機構貸款總額增長率（RTI）在模型中進行控制。

（二）經驗論證模型的經濟學含義

承接上文分析，給出本文經驗論證模型。由于本文研究思想是揭示在經濟貨幣化深化背景下經濟增長因素對政府財政擴張影響效應，因此本文具體經驗論證模型如下：

（2）

其中，f（Z）表征控制變量的線性組合，Z為上文為了避免遺漏變量所引致可能的擬合偏誤而選定的控制變量，其余變量如上文解釋。則在以上經驗論證模型設定基礎上，本文依據微觀經濟學理論中比較靜態分析相關理論給出本文貨幣深化與經濟增長對政府財政擴張影響效應的比較靜態等式。首先，給出經濟增長因素對財政擴張影響的邊際彈性效應比較靜態等式：

（3）

（4）

其次，給出經濟貨幣化因素對財政擴張影響的邊際彈性效應比較靜態等式：

（5）

（6）

最后，為了進一步分析經濟貨幣化因素和經濟增長因素對政府財政擴張行為交叉邊際彈性影響效應，給出交叉邊際彈性影響效應比較靜態等式：

（7）

在以上分析基礎上，有必要對數據和樣本選取進行說明。文章結合對應變量的數據可獲得性及我國經濟運行的實際狀況，選取對應變量2003.1-2013.7期間數據，同時為了增加樣本容量本文選取數據頻率為月度數據。數據主要來自于中經網產業數據庫、CSMAR系列研究數據庫及對應《中國統計年鑒》。

實證分析

（一）單變量統計描述分析

承接前文分析，為了更好地捕捉我國政府財政擴張和經濟增長性態及經濟貨幣化程度，同時也為了避免有關變量可能存在的異常值對擬合結果的杠桿作用，首先對變量序列的統計分布規律進行分析，其分析如表1所示。

從表1基本統計分析可以看出，我國政府財政赤字增長率分布波動幅度顯著，其分布呈現出尖峰厚尾的分布特性，雖然均值和中位數顯示在一定程度上財政赤字呈現縮減傾向，但其分布并沒有給出財政非擴張證據。同時結合我國經濟增長率及經濟貨幣化程度分析結果看，二者均呈現穩定的增長和深化趨勢，其中經濟貨幣化深化速度在平均意義上高于經濟增長速度并且其分布呈現尖峰厚尾的分布特征，而經濟增長分布符合我國經濟運行態勢。而我國金融機構貸款總額增長率及貨幣當局對政府債權增長率也呈現穩定上升態勢。同時，樣本期內房地產開發綜合景氣指數分布波動大于宏觀經濟景氣指數分布波動并呈現左偏分布性態，在一定程度上表明我國房地產市場對經濟體系中相關因素沖擊更為敏感。整體上看，除去經濟增長因素和宏觀經濟景氣指數分布近似于正態分布之外，其余變量序列均呈現典型金融時間序列分布特性，基本不存在異常值對擬合結果的杠桿作用。

在基本統計分析基礎上，由于選取變量序列具有顯著時間序列特征，因此對變量序列進行平穩性檢驗，其檢驗結果摘錄如表2所示。

表2中分別給出DF-GLS和ADF兩種單位根檢驗方法，其中DF-GLS單位根檢驗功效高于ADF檢驗功效，表中第2列和第4列依次給出DF-GLS單位根檢驗Tau值和ADF檢驗Z值，第3、5列分別給出兩種檢驗的在5%置信水平上關鍵值。整體檢驗結果表明，除去宏觀經濟景氣指數序列在5%顯著水平上拒絕存在單位根假設之外，其余變量序列均在1%顯著水平上拒絕存在單位根假設，表明變量序列至少在5%的顯著水平上不能拒絕平穩性分布特性。

（二）經驗擬合分析

承接前文分析，對本文經驗論證模型（2）進行擬合回歸。關鍵回歸結果摘錄如表3所示。

表3中經驗擬合結果顯示，宏觀經濟增長因素及以宏觀經濟景氣指數表征的宏觀經濟周期因素與政府財政擴張行為積極相關，而經濟貨幣化程度與政府財政擴張行為顯著負相關，在一定程度上表明經濟貨幣化程度深化并不能直接引致政府財政擴張而宏觀經濟因素對于政府財政擴張具有內生刺激效應。但需要指出的是由于超越對數生產函數模型具有捕捉核心變量交叉因素對目標變量的影響特征，因此交叉變量在一定程度上反映核心因素對目標變量的影響效應。對控制因素而言，金融機構貸款總額增長率與政府財政擴張行為積極顯著相關，其對政府財政擴張的邊際彈性達到（2.82），同時貨幣當局對政府債權在一定程度上抑制了政府財政擴張傾向，其對財政擴張的邊際彈性達到（-0.71）且顯著。而房地產開發綜合景氣指數對政府財政擴張行為影響并不顯著。同時穩健性檢驗回歸結果顯示文章經驗論證結果是穩健的。

進一步結合上文所給出的比較靜態等式可知，財政擴張之于經濟增長因素邊際彈性不僅受到經濟增長率因素的影響，同樣也受到經濟貨幣化深化因素的影響，如上文比較靜態等式（3）；同樣，財政擴張之于經濟貨幣化程度深化因素邊際彈性不僅受到其自身影響，同時也受到經濟增長因素的制約，如上文比較靜態等式（5）。同時結合比較靜態等式（4）、（6）及經驗擬合結果可知，經濟增長因素及經濟貨幣化因素對于政府財政擴張的邊際彈性影響呈現非穩態動態變動趨勢。而結合比較靜態等式（7）可知，二者交叉因素對財政擴張的邊際彈性影響呈現抑制性狀并且處于穩態。進一步結合比較靜態等式（3）和（5）可以測算出來經濟增長因素和貨幣深化因素對政府財政擴張邊際彈性影響效應趨勢圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，經濟增長因素對政府財政擴張邊際彈性影響呈現顯著波動且略微上升的趨勢，其波動周期性較為明顯，在一定程度上揭示我國經濟增長因素對政府財政擴張行為影響相當顯著并且積極。而經濟貨幣化程度對財政擴張行為邊際彈性影響在樣本期內呈現較為穩定態勢，并且呈現出抑制政府財政擴張的傾向。則從二者加總邊際彈性影響效應（SUM）看，整個樣本期內政府存在積極的財政擴張行為，其中經濟增長因素主導政府財政擴張趨勢和性態。

結論

文章基于超越對數生產函數模型構建經濟增長因素和經濟貨幣化程度因素對我國政府財政擴張行為邊際彈性影響的比較靜態分析框架。經驗分析揭示，樣本期內經濟增長因素和經濟波動周期性因素是推動政府財政擴張主要因素，而經濟貨幣化在一定程度上抑制財政擴張傾向，但是這種抑制效應遠小于經濟增長因素對財政擴張的推動效應。整體上，樣本期內我國政府財政行為呈現波動擴張性態。鑒于此，在一定程度上本文研究得出的直接經驗證據揭示：我國政府財政擴張內生于經濟擴張進程。而這一結論也為關注政府財政行為乃至政府債務風險的學界和業界提供具有經驗價值的參考依據。endprint

（1）

其中，Y表示產出要素，X為投入要素。則從（1）可以看出，超越對數生產函數模型中投入要素x1和x2的替代彈性是可變的，同時當b11+b12=0和b12+b22=0 時，超越對數生產函數是投入要素x1和x2的a1+a2度齊次的，尤其是當a1+a2=1 時，以（1）式為代表的超越對數生產函數具有線性齊次函數的特征，其經濟意義就是投入要素具有規模不變的性態。同時，從理論層面上而言，當b11=b12=b22=0 成立情況下，超越對數生產函數模型退化為C-D生產函數，當b11=b22=-b12時，（1）式退化為CES生產函數關于替代彈性等于0時的二階泰勒級數。因此，超越對數生產函數不僅具有C-D和CES生產函數模型的性態更是具有其自身獨特經濟擬合優勢。

在理論模型設定的基礎上，結合本文研究思想進一步分析變量設定的經濟意義，本文變量選取主要依據變量自身的經濟學意義和已有的相關研究文獻。首先，就一般經濟意義上而言政府財政擴張行為體現為政府積極的財政支出傾向，而積極的財政支出傾向會引致政府財政赤字的產生（馬拴友，2001；郭慶旺等，2003等），因此本文選取政府財政赤字增長率（GFB）表征政府擴張行為。而對經濟增長因素本文承接既有的有關經濟增長的研究文獻繼續選用樣本期內的GDP增長率（g）進行測算。同時對于經濟貨幣化程度因素本文在承接已有關于金融深化（Ronald I. Mckinnon，1973；熊鵬、王飛，2008；李文峰，2012等）研究文獻的基礎上，選用廣義貨幣供給量M2增長率與對應期間GDP增長率的比值表征經濟貨幣化深化程度（DEM）。同時為了避免遺漏變量所可能引致的擬合偏誤，結合我國政府對土地財政依賴的現狀，本文對房地產開發綜合景氣指數（REI）進行控制借以捕捉房地產市場發展對政府財政行為的影響。在此基礎上，為了反映經濟周期因素對政府財政行為影響本文對宏觀經濟景氣指數（MEI）進行控制。最后結合我國政府與銀行金融機構之間內生關聯所引致的政府債務和銀行貸款之間的關系，本文依次對貨幣當局對政府債權增長率（RGB）及金融機構貸款總額增長率（RTI）在模型中進行控制。

（二）經驗論證模型的經濟學含義

承接上文分析，給出本文經驗論證模型。由于本文研究思想是揭示在經濟貨幣化深化背景下經濟增長因素對政府財政擴張影響效應，因此本文具體經驗論證模型如下：

（2）

其中，f（Z）表征控制變量的線性組合，Z為上文為了避免遺漏變量所引致可能的擬合偏誤而選定的控制變量，其余變量如上文解釋。則在以上經驗論證模型設定基礎上，本文依據微觀經濟學理論中比較靜態分析相關理論給出本文貨幣深化與經濟增長對政府財政擴張影響效應的比較靜態等式。首先，給出經濟增長因素對財政擴張影響的邊際彈性效應比較靜態等式：

（3）

（4）

其次，給出經濟貨幣化因素對財政擴張影響的邊際彈性效應比較靜態等式：

（5）

（6）

最后，為了進一步分析經濟貨幣化因素和經濟增長因素對政府財政擴張行為交叉邊際彈性影響效應，給出交叉邊際彈性影響效應比較靜態等式：

（7）

在以上分析基礎上，有必要對數據和樣本選取進行說明。文章結合對應變量的數據可獲得性及我國經濟運行的實際狀況，選取對應變量2003.1-2013.7期間數據，同時為了增加樣本容量本文選取數據頻率為月度數據。數據主要來自于中經網產業數據庫、CSMAR系列研究數據庫及對應《中國統計年鑒》。

實證分析

（一）單變量統計描述分析

承接前文分析，為了更好地捕捉我國政府財政擴張和經濟增長性態及經濟貨幣化程度，同時也為了避免有關變量可能存在的異常值對擬合結果的杠桿作用，首先對變量序列的統計分布規律進行分析，其分析如表1所示。

從表1基本統計分析可以看出，我國政府財政赤字增長率分布波動幅度顯著，其分布呈現出尖峰厚尾的分布特性，雖然均值和中位數顯示在一定程度上財政赤字呈現縮減傾向，但其分布并沒有給出財政非擴張證據。同時結合我國經濟增長率及經濟貨幣化程度分析結果看，二者均呈現穩定的增長和深化趨勢，其中經濟貨幣化深化速度在平均意義上高于經濟增長速度并且其分布呈現尖峰厚尾的分布特征，而經濟增長分布符合我國經濟運行態勢。而我國金融機構貸款總額增長率及貨幣當局對政府債權增長率也呈現穩定上升態勢。同時，樣本期內房地產開發綜合景氣指數分布波動大于宏觀經濟景氣指數分布波動并呈現左偏分布性態，在一定程度上表明我國房地產市場對經濟體系中相關因素沖擊更為敏感。整體上看，除去經濟增長因素和宏觀經濟景氣指數分布近似于正態分布之外，其余變量序列均呈現典型金融時間序列分布特性，基本不存在異常值對擬合結果的杠桿作用。

在基本統計分析基礎上，由于選取變量序列具有顯著時間序列特征，因此對變量序列進行平穩性檢驗，其檢驗結果摘錄如表2所示。

表2中分別給出DF-GLS和ADF兩種單位根檢驗方法，其中DF-GLS單位根檢驗功效高于ADF檢驗功效，表中第2列和第4列依次給出DF-GLS單位根檢驗Tau值和ADF檢驗Z值，第3、5列分別給出兩種檢驗的在5%置信水平上關鍵值。整體檢驗結果表明，除去宏觀經濟景氣指數序列在5%顯著水平上拒絕存在單位根假設之外，其余變量序列均在1%顯著水平上拒絕存在單位根假設，表明變量序列至少在5%的顯著水平上不能拒絕平穩性分布特性。

（二）經驗擬合分析

承接前文分析，對本文經驗論證模型（2）進行擬合回歸。關鍵回歸結果摘錄如表3所示。

表3中經驗擬合結果顯示，宏觀經濟增長因素及以宏觀經濟景氣指數表征的宏觀經濟周期因素與政府財政擴張行為積極相關，而經濟貨幣化程度與政府財政擴張行為顯著負相關，在一定程度上表明經濟貨幣化程度深化并不能直接引致政府財政擴張而宏觀經濟因素對于政府財政擴張具有內生刺激效應。但需要指出的是由于超越對數生產函數模型具有捕捉核心變量交叉因素對目標變量的影響特征，因此交叉變量在一定程度上反映核心因素對目標變量的影響效應。對控制因素而言，金融機構貸款總額增長率與政府財政擴張行為積極顯著相關，其對政府財政擴張的邊際彈性達到（2.82），同時貨幣當局對政府債權在一定程度上抑制了政府財政擴張傾向，其對財政擴張的邊際彈性達到（-0.71）且顯著。而房地產開發綜合景氣指數對政府財政擴張行為影響并不顯著。同時穩健性檢驗回歸結果顯示文章經驗論證結果是穩健的。

進一步結合上文所給出的比較靜態等式可知，財政擴張之于經濟增長因素邊際彈性不僅受到經濟增長率因素的影響，同樣也受到經濟貨幣化深化因素的影響，如上文比較靜態等式（3）；同樣，財政擴張之于經濟貨幣化程度深化因素邊際彈性不僅受到其自身影響，同時也受到經濟增長因素的制約，如上文比較靜態等式（5）。同時結合比較靜態等式（4）、（6）及經驗擬合結果可知，經濟增長因素及經濟貨幣化因素對于政府財政擴張的邊際彈性影響呈現非穩態動態變動趨勢。而結合比較靜態等式（7）可知，二者交叉因素對財政擴張的邊際彈性影響呈現抑制性狀并且處于穩態。進一步結合比較靜態等式（3）和（5）可以測算出來經濟增長因素和貨幣深化因素對政府財政擴張邊際彈性影響效應趨勢圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，經濟增長因素對政府財政擴張邊際彈性影響呈現顯著波動且略微上升的趨勢，其波動周期性較為明顯，在一定程度上揭示我國經濟增長因素對政府財政擴張行為影響相當顯著并且積極。而經濟貨幣化程度對財政擴張行為邊際彈性影響在樣本期內呈現較為穩定態勢，并且呈現出抑制政府財政擴張的傾向。則從二者加總邊際彈性影響效應（SUM）看，整個樣本期內政府存在積極的財政擴張行為，其中經濟增長因素主導政府財政擴張趨勢和性態。

結論

文章基于超越對數生產函數模型構建經濟增長因素和經濟貨幣化程度因素對我國政府財政擴張行為邊際彈性影響的比較靜態分析框架。經驗分析揭示，樣本期內經濟增長因素和經濟波動周期性因素是推動政府財政擴張主要因素，而經濟貨幣化在一定程度上抑制財政擴張傾向，但是這種抑制效應遠小于經濟增長因素對財政擴張的推動效應。整體上，樣本期內我國政府財政行為呈現波動擴張性態。鑒于此，在一定程度上本文研究得出的直接經驗證據揭示：我國政府財政擴張內生于經濟擴張進程。而這一結論也為關注政府財政行為乃至政府債務風險的學界和業界提供具有經驗價值的參考依據。endprint

（1）

其中，Y表示產出要素，X為投入要素。則從（1）可以看出，超越對數生產函數模型中投入要素x1和x2的替代彈性是可變的，同時當b11+b12=0和b12+b22=0 時，超越對數生產函數是投入要素x1和x2的a1+a2度齊次的，尤其是當a1+a2=1 時，以（1）式為代表的超越對數生產函數具有線性齊次函數的特征，其經濟意義就是投入要素具有規模不變的性態。同時，從理論層面上而言，當b11=b12=b22=0 成立情況下，超越對數生產函數模型退化為C-D生產函數，當b11=b22=-b12時，（1）式退化為CES生產函數關于替代彈性等于0時的二階泰勒級數。因此，超越對數生產函數不僅具有C-D和CES生產函數模型的性態更是具有其自身獨特經濟擬合優勢。

在理論模型設定的基礎上，結合本文研究思想進一步分析變量設定的經濟意義，本文變量選取主要依據變量自身的經濟學意義和已有的相關研究文獻。首先，就一般經濟意義上而言政府財政擴張行為體現為政府積極的財政支出傾向，而積極的財政支出傾向會引致政府財政赤字的產生（馬拴友，2001；郭慶旺等，2003等），因此本文選取政府財政赤字增長率（GFB）表征政府擴張行為。而對經濟增長因素本文承接既有的有關經濟增長的研究文獻繼續選用樣本期內的GDP增長率（g）進行測算。同時對于經濟貨幣化程度因素本文在承接已有關于金融深化（Ronald I. Mckinnon，1973；熊鵬、王飛，2008；李文峰，2012等）研究文獻的基礎上，選用廣義貨幣供給量M2增長率與對應期間GDP增長率的比值表征經濟貨幣化深化程度（DEM）。同時為了避免遺漏變量所可能引致的擬合偏誤，結合我國政府對土地財政依賴的現狀，本文對房地產開發綜合景氣指數（REI）進行控制借以捕捉房地產市場發展對政府財政行為的影響。在此基礎上，為了反映經濟周期因素對政府財政行為影響本文對宏觀經濟景氣指數（MEI）進行控制。最后結合我國政府與銀行金融機構之間內生關聯所引致的政府債務和銀行貸款之間的關系，本文依次對貨幣當局對政府債權增長率（RGB）及金融機構貸款總額增長率（RTI）在模型中進行控制。

（二）經驗論證模型的經濟學含義

承接上文分析，給出本文經驗論證模型。由于本文研究思想是揭示在經濟貨幣化深化背景下經濟增長因素對政府財政擴張影響效應，因此本文具體經驗論證模型如下：

（2）

其中，f（Z）表征控制變量的線性組合，Z為上文為了避免遺漏變量所引致可能的擬合偏誤而選定的控制變量，其余變量如上文解釋。則在以上經驗論證模型設定基礎上，本文依據微觀經濟學理論中比較靜態分析相關理論給出本文貨幣深化與經濟增長對政府財政擴張影響效應的比較靜態等式。首先，給出經濟增長因素對財政擴張影響的邊際彈性效應比較靜態等式：

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其次，給出經濟貨幣化因素對財政擴張影響的邊際彈性效應比較靜態等式：

（5）

（6）

最后，為了進一步分析經濟貨幣化因素和經濟增長因素對政府財政擴張行為交叉邊際彈性影響效應，給出交叉邊際彈性影響效應比較靜態等式：

（7）

在以上分析基礎上，有必要對數據和樣本選取進行說明。文章結合對應變量的數據可獲得性及我國經濟運行的實際狀況，選取對應變量2003.1-2013.7期間數據，同時為了增加樣本容量本文選取數據頻率為月度數據。數據主要來自于中經網產業數據庫、CSMAR系列研究數據庫及對應《中國統計年鑒》。

實證分析

（一）單變量統計描述分析

承接前文分析，為了更好地捕捉我國政府財政擴張和經濟增長性態及經濟貨幣化程度，同時也為了避免有關變量可能存在的異常值對擬合結果的杠桿作用，首先對變量序列的統計分布規律進行分析，其分析如表1所示。

從表1基本統計分析可以看出，我國政府財政赤字增長率分布波動幅度顯著，其分布呈現出尖峰厚尾的分布特性，雖然均值和中位數顯示在一定程度上財政赤字呈現縮減傾向，但其分布并沒有給出財政非擴張證據。同時結合我國經濟增長率及經濟貨幣化程度分析結果看，二者均呈現穩定的增長和深化趨勢，其中經濟貨幣化深化速度在平均意義上高于經濟增長速度并且其分布呈現尖峰厚尾的分布特征，而經濟增長分布符合我國經濟運行態勢。而我國金融機構貸款總額增長率及貨幣當局對政府債權增長率也呈現穩定上升態勢。同時，樣本期內房地產開發綜合景氣指數分布波動大于宏觀經濟景氣指數分布波動并呈現左偏分布性態，在一定程度上表明我國房地產市場對經濟體系中相關因素沖擊更為敏感。整體上看，除去經濟增長因素和宏觀經濟景氣指數分布近似于正態分布之外，其余變量序列均呈現典型金融時間序列分布特性，基本不存在異常值對擬合結果的杠桿作用。

在基本統計分析基礎上，由于選取變量序列具有顯著時間序列特征，因此對變量序列進行平穩性檢驗，其檢驗結果摘錄如表2所示。

表2中分別給出DF-GLS和ADF兩種單位根檢驗方法，其中DF-GLS單位根檢驗功效高于ADF檢驗功效，表中第2列和第4列依次給出DF-GLS單位根檢驗Tau值和ADF檢驗Z值，第3、5列分別給出兩種檢驗的在5%置信水平上關鍵值。整體檢驗結果表明，除去宏觀經濟景氣指數序列在5%顯著水平上拒絕存在單位根假設之外，其余變量序列均在1%顯著水平上拒絕存在單位根假設，表明變量序列至少在5%的顯著水平上不能拒絕平穩性分布特性。

（二）經驗擬合分析

承接前文分析，對本文經驗論證模型（2）進行擬合回歸。關鍵回歸結果摘錄如表3所示。

表3中經驗擬合結果顯示，宏觀經濟增長因素及以宏觀經濟景氣指數表征的宏觀經濟周期因素與政府財政擴張行為積極相關，而經濟貨幣化程度與政府財政擴張行為顯著負相關，在一定程度上表明經濟貨幣化程度深化并不能直接引致政府財政擴張而宏觀經濟因素對于政府財政擴張具有內生刺激效應。但需要指出的是由于超越對數生產函數模型具有捕捉核心變量交叉因素對目標變量的影響特征，因此交叉變量在一定程度上反映核心因素對目標變量的影響效應。對控制因素而言，金融機構貸款總額增長率與政府財政擴張行為積極顯著相關，其對政府財政擴張的邊際彈性達到（2.82），同時貨幣當局對政府債權在一定程度上抑制了政府財政擴張傾向，其對財政擴張的邊際彈性達到（-0.71）且顯著。而房地產開發綜合景氣指數對政府財政擴張行為影響并不顯著。同時穩健性檢驗回歸結果顯示文章經驗論證結果是穩健的。

進一步結合上文所給出的比較靜態等式可知，財政擴張之于經濟增長因素邊際彈性不僅受到經濟增長率因素的影響，同樣也受到經濟貨幣化深化因素的影響，如上文比較靜態等式（3）；同樣，財政擴張之于經濟貨幣化程度深化因素邊際彈性不僅受到其自身影響，同時也受到經濟增長因素的制約，如上文比較靜態等式（5）。同時結合比較靜態等式（4）、（6）及經驗擬合結果可知，經濟增長因素及經濟貨幣化因素對于政府財政擴張的邊際彈性影響呈現非穩態動態變動趨勢。而結合比較靜態等式（7）可知，二者交叉因素對財政擴張的邊際彈性影響呈現抑制性狀并且處于穩態。進一步結合比較靜態等式（3）和（5）可以測算出來經濟增長因素和貨幣深化因素對政府財政擴張邊際彈性影響效應趨勢圖，如圖1所示。

從圖1可以看出，經濟增長因素對政府財政擴張邊際彈性影響呈現顯著波動且略微上升的趨勢，其波動周期性較為明顯，在一定程度上揭示我國經濟增長因素對政府財政擴張行為影響相當顯著并且積極。而經濟貨幣化程度對財政擴張行為邊際彈性影響在樣本期內呈現較為穩定態勢，并且呈現出抑制政府財政擴張的傾向。則從二者加總邊際彈性影響效應（SUM）看，整個樣本期內政府存在積極的財政擴張行為，其中經濟增長因素主導政府財政擴張趨勢和性態。

結論

文章基于超越對數生產函數模型構建經濟增長因素和經濟貨幣化程度因素對我國政府財政擴張行為邊際彈性影響的比較靜態分析框架。經驗分析揭示，樣本期內經濟增長因素和經濟波動周期性因素是推動政府財政擴張主要因素，而經濟貨幣化在一定程度上抑制財政擴張傾向，但是這種抑制效應遠小于經濟增長因素對財政擴張的推動效應。整體上，樣本期內我國政府財政行為呈現波動擴張性態。鑒于此，在一定程度上本文研究得出的直接經驗證據揭示：我國政府財政擴張內生于經濟擴張進程。而這一結論也為關注政府財政行為乃至政府債務風險的學界和業界提供具有經驗價值的參考依據。endprint