我國最優公共支出規模測算

倪新生 梅麗

摘?要：公共支出作為影響經濟增長的重要因素，對國民經濟發展有著重要的影響。對于最優公共支出規模的研究，更是實現公共支出結構的優化，提升公共支出效益的重要前提。本文在確定Barro模型為計算方法的基礎上，選取了1978—2015年的數據，經過模型構建、回歸分析以及各項計量檢驗，最終得到了我國最優公共支出規模為29.15%。得出現階段我國經濟發展的重心應該是優化公共支出的結構而非進一步擴大規模的政策建議。

關鍵詞：公共支出;最優公共支出規模;Barro模型

中圖分類號：F292文獻標識碼：A文章編號：1008-4428（2019）06-0181-03

一、 研究背景

公共支出是政府開展經濟活動不可或缺的一部分，也是其實現職能的重要宏觀調控手段。20世紀以來，發達國家和發展中國家的公共支出相對規模逐年上升。公共支出規模上升這一現象逐漸成為社科領域備受關注的問題。2009年希臘爆發債務危機后，市場經濟發達國家比以往更加重視公共支出規模的控制。

而中國經濟實力不及發達國家，遭遇著赤字和負債的困擾。由此可見，我國更加有重視與合理控制公共支出規模的必要。我們選取1978—2015年的數據，通過構建Barro模型，來測算我國最優公共支出規模。當政府的公共支出規模達到這個數值時，能夠使政府最有效地履行其職能，更有利于穩固和發展我國的經濟。

二、 我國最優公共支出測算的實證分析

（一）模型的構建

Barro在具有固定規模報酬的“AK”生產函數的基礎上，引入政府公共支出，建立了一個以政府支出為中心的內生經濟增長模型，并得出了一個最優公共支出規模。

假定生產函數形式如以下公式所示：

（二）數據選取

運用巴羅模型，本文涉及的變量有GDP、政府公共支出G、就業人數N、資本存量K四項數據。其中，GDP、政府公共支出以及就業人數可以通過國家統計局發布的《中國統計年鑒》的官方數據匯總整理得到。

國內外已有大量研究文獻研究資本存量K的估算，常用的生產性資本存量估算公式為Kt=Kt-1（1-δ）+It。此公式中提及以下3個變量：基期資本存量K0的確定;每年投資額It的確定;折舊率δ的確定。

對于變量每年投資額It，我們采用了單豪杰的做法，采用中國統計局在支出法名義GDP 中公布的固定資本形成總額，這項數據可以在統計年鑒中輕易找到;對于變量折舊率δ和基期1978年的資本存量，我們簡單采用單豪杰在《中國K的再估算：1952—2006年》所做的估算，資本存量為14020.6億元（當年價格），折舊率δ恒定為10.96%。

以1987年的數據為例，我們計算其資本存量的過程如下：

根據以上的算法，我們估算出中國1986—2015年的資本存量。

（三）模型的檢驗和回歸分析

使用Granger因果關系檢驗來檢驗各個被考察變量之間的互相依存性，再通過OLS模型的估計，得到各變量間長期均衡的方程。

1. 平穩性檢驗

分析中選擇的經濟變量均屬于時間序列，在實際經濟運行中，經濟變量很少是平穩的，如果假設經濟穩定進行回歸檢測，則可能出現“偽回歸”，使分析結果失去價值。所以需要對經濟變量進行單位根檢驗，判斷變量的平穩性。本文使用eviews軟件，采用ADF單位根檢驗法，檢驗結果見表1。

由表可知，除lnN外，其余變量對數值的ADF統計量都不小于臨界值，變量存在單位根，lnY、lnK、lnG在時間序列上都是不平穩的，對其進行線性回歸可能存在偽回歸。但如果變量間存在長期穩定關系，仍然可以進行協整分析。在對變量的對數值進行一階差分后，DlnY、DlnK、DlnN、DlnG的ADF統計量都分別小于置信水平1%的臨界值，所以lnY、lnK、lnN、lnG同屬于一階單整序列，符合協整條件，可以進行協整檢驗。

2. 協整檢驗

有些時間序列本身是不平穩的，但其某種線性組合卻是平穩的，這個線性組合反映了變量之間長期穩定的比例關系，這就是協整關系。對多變量的協整檢驗，一般采用Johansen協整檢驗法。使用eviews軟件對變量進行Johansen協整檢驗，具體結果見表2。

表2共有4列，其中第一列是原假設，第二列是特征值，第三列是T統計量，第四列是5%的臨界值，依次列舉了三個檢驗原假設結果，并且用“*”號表示可以拒絕原假設的檢驗，“*”號表示置信水平為95%。

第1行T值=97.58281>47.85613，即在95%置信水平上拒絕了原假設（拒絕不存在協整關系的假設），也即是三變量存在協整方程;

第2行T值=46.25757>29.79707，即在95%置信水平上拒絕了原假設（最多存在一個協整關系）;

第3行T值=20.96963>15.49471，即在95%置信水平上拒絕了原假設（最多存在兩個協整關系）。

因此，本文中提到的四個變量至少存在著2個協整關系。這表示我國GDP和就業人數、政府支出及資本存量有著長期均衡的關系。

3. OLS回歸

Granger 因果關系檢驗只可以驗證各個被考察變量之間是否存在著因果聯系，需要通過使用OLS模型進行量化能得到影響的方向和程度。

所以，由各變量的OLS估計結果可得最終的回歸方程為：

由（8）式我們可以得出，最優公共支出規模為29.15%。我們將測算出的最優公共支出規模與近年來我國公共支出占GDP比重相對比如圖1所示，不難發現，目前我們國家的公共支出所占比偏小，但是相比前幾年，已經趨于最優化。

4. 結果分析

我們將測算的29.15%的數據與國內學者測算的進行對比：王君萍，孔祥利通過建立內生增長模型，并基于1978—2003的樣本數據實證測算出我國的最優公共支出規模是22.97%;殷強通過Barro模型基于1981—2004的數據測算出我國最優公共支出規模為29.74%;馬樹才，孫長清以巴羅的單部門經濟增長模型為基礎進行擴展，構造了一個具有公共物品擁擠效應的經濟增長模型，并基于1978—2000年的統計數據，運用傳統的時間序列分析方法，得出我國的綜合最優財政支出規模約為占GDP的24%。研究發現，我國公共支出有利于經濟增長，中國的最優政府支出規模應該是27.9%。張治覺，侯奔，姚傳飛研究在家庭和政府資源約束情況下，根據“巴羅法則”進行經驗研究，研究認為我國政府支出的最優規模為占GDP的30.2%。這些與我們測算的結果相差不大。

三、 結論與政策建議

本文從內生經濟增長理論出發，根據Barro模型將公共支出作為經濟增長的內生變量，采用1978—2015年的數據，構建出“AK”生產函數模型對最優公共支出規模進行簡單估計，并通過平穩性檢驗、協整分析檢驗、Granger 因果關系檢驗以及OLS模型估計，得到變量間的長期均衡方程，使研究得到更加穩健的分析結果。經過模型構建以及回歸分析，本文得出我國1978—2015年最優公共支出規模為29.15%。對照我國實際公共支出占比，相對于計算結果，我國公共支出存在比例過大的問題，因此可以得出，現階段我國經濟發展的重心應該是優化公共支出的結構而非進一步擴大規模。

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作者簡介：

倪新生，男，山東東明人，高級經濟師，東明縣住房和城鄉建設局，研究方向：城市建設與鄉村發展;

梅麗，女，湖北黃岡人，同濟大學經濟與管理學院碩士，研究方向：公共政策與宏觀經濟分析。