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淺談政府基礎設施投資與居民收入關系的實證研究
淺談政府基礎設施投資與居民收入關系的實證研究摘要：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。基于中國1980—2009年的時間序列數據進行實證研究，通過協整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型的建立來分析政府基礎設施投資支出與城鎮居民收入的關系。結果發現政府基礎設施投資支出與城鎮居民收入具有長期的均衡關系，且政府基礎設施投資支出是城鎮居民收入的Granger原因（反向不成立）。
關鍵詞：基礎設施投資；人均可支配收入；協整檢驗；Granger因果檢驗
引言
2008年，由美國次貸危機引起的世界性經濟金融危機，已經對中國各方面產生了顯著的消極影響，如企就業形勢嚴峻，失業率上升，居民收入下降等。可以說，金融危機對社會各階層收入與財富的積累產生了極大的負面效果（朱玲、金成武，2009）[1].為了防止這種環境對中國經濟產生的消極影響，政府采取的是由前期穩健的財政政策轉變為積極的財政政策。通過各種的措施來提高居民的收入和消費能力，擴大內需。政府基礎設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現社會公平、彌合城鄉居民收入差距，促進社會和諧的重要手段之一。所以，金融危機時中國出臺了十項措施，到2010年底將陸續增加4萬億的財政支出，大部分用于基礎設施建設。巨額的資金投入，目的之一就是改善人民群眾的生活條件、擴大就業、增加居民收入。由于政府的財政支出的結構、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，認清政府基礎設施投資支出與居民收入關系的研究才顯得具有重要的現實意義。
目前學術界通過實證比較財政支出和居民收入關系的研究相對較少，而更多關注的是城鄉收入差距與財政支出結構的相關研究以及積極的財政政策對社會產生的影響。Aaron 和 McGuire（1970）基于個人效用函數的方法分析了美國20世紀60年代初期財政支出和收入關系的研究。他們得出本時期財政支出的分配是不合理的，因為經過研究，再分配政策把中等收入家庭的收入轉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年的數據研究居民收入對財政支出的影響。實證結果表明：長期內，基礎設施需求和國防安全需求隨著居民收入增長趨于穩定；短期內，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年相關的時間序列數據進行實證研究，通過協整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型的建立來分析政府基礎設施投資支出與城鎮居民收入的關系，為政府政策制定者提供合理、有效的建議。
一、變量選取、模型設定和數據來源
本文在變量的數據選取上，用城鎮居民人均可支配收入代表城鎮居民收入，用變量Y表示；政府基礎設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居民人均可支配收入主要是城鎮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稅費和各項社會保險后余下的收入；政府基礎設施投資支出主要指用于保障性住房、社會事業建設、災后恢復重建和鐵路、公路、機場和港口等設施方面的投資支出。
為了考察政府城鎮居民人均可支配收入與政府基礎設施投資支出的關系，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據的自相關性和數據的大幅度波動，模型設定過程中我們將采用對數的形式，這樣也不影響原數據變量之間的協整關系。另外，在van de Walle（2004）對越南公共安全網的實證研究所建立的復合函數基礎上，我們提取了公共轉移和消費兩個變量，而收入的多少又決定著消費需求的大小。所以基于上述分析，我們建立的雙對數模型如式（1）：
lnY = α+ βlnX + ε（1）
其中，α為常數項，β為lnХ的系數，ε為隨機誤差項。
本文中用于研究的1980—1989年的數據來自《中國統計年鑒（1990）》，1990—2008年的數據來自《中國統計年鑒（2009）》，2009年的數據來自2010年3月《政府工作報告》中公布的數據。
二、實證分析
（一）單位根檢驗
在進行協整檢驗之前，由于時間序列數據大都具有非平穩性，容易產生“偽回歸”現象，所以要先進行單位根檢驗，也就是數據的平穩性檢驗。本文采用最常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller）檢驗方法，通過Eviews3.1軟件分析得出的結果（如表1所示）。
表1變量數據的平穩性檢驗
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%.
由變量數據的平穩性檢驗可知，lnY和lnX都是不平穩的，但兩個序列的一階差分數據是平穩的，所以它們是一階單整序列，可能存在一定的協整關系，可以繼續分析。
（二）協整關系檢驗
通過單位根檢驗的分析，兩變量之間可能存在長期的協整關系，于是接下來對它們進行協整（Cointegration）檢驗。對協整關系的檢驗與估計，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。具體操作步驟
首先，采用OLS（Ordinary Least Square）回歸分析法對兩變量進行回歸，結果得到的協整方程如式（2）：
lnY=0.5118+1.0662lnX （2）
（0.9945）（14.6628）
R2=0.8848 DW=0.7672
括號里的數字代表的是對應系數的t統計值。
其次，對協整方程中的殘差序列進行平穩性檢驗。結果（如表2所示）。
表2 殘差序列的平穩性檢驗
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序列是平穩的。這表明方程式（2）不是偽回歸，lnY與lnX之間存在協整關系，也就是說政府基礎設施投資支出的不斷增加和城鎮居民人均可支配收入的不斷增長，兩者具有長期穩定的平衡關系。
（三）Granger因果關系檢驗
通過協整關系分析，我們知道政府基礎設施投資支出和城鎮居民人均可支配收入具有長期的平衡關系，但是這種關系是否具有另外一種關系——因果關系，也就是說是政府基礎設施投資支出的增加促進了城鎮居民人均可支配收入的增加，還是城鎮居民人均可支配收入的增加促進了政府基礎設施投資支出的增加，這時候就要通過因果關系檢驗來證明。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變化，則A變化是發生在B變化之前的。所以此檢驗的關鍵在于滯后期的選擇，因為滯后期不同得出的結論也會有所不同。根據赤池信息準則（AIC）最小化準則，我們選取的滯后期為6、7、8、9階，結果（見表3）。
從表中分析得出，當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，P值的大小通過了顯著性水平為5%時的檢驗，此時說明政府基礎設施投資支出變動是城鎮居民人均可支配收入變動的Granger原因，即政府基礎設施投資支出的增加會引起城鎮居民人均可支配收入的增加。另外，當滯后期為6、7、8、9階時，都接受LNY does not Granger Cause LNX的虛無假設，說明城鎮居民人均可支配收入不是政府基礎設施投資支出的Granger原因。
（四）建立誤差修正模型
由于通過協整檢驗簡單差分不一定能解決非平穩時間序列所遇到的全部問題，所以要進行誤差修正。誤差修正模型就是將誤差修正項看做一個解釋變量，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，與政府基礎設施投資支出和城鎮居民人均可支配收入兩個變量的差分有機的結合在一起，建立誤差修正模型，用于說明變量差分項表現出的短期波動。根據分析結果，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
括號里的數字代表的是對應系數的t統計值。可見，AIC、SC的值都比較小，變量的整體擬合優度也比較好。從模型中分析得知，△lnXt的系數是0.0656.說明短期內政府基礎設施投資支出每變化1%,本期內城鎮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，支出的增加對收入增長的促進作用不是很明顯。同理，在本期政府基礎設施投資支出不變的情況下，上期城鎮居民人均可支配收入變化1%,本期城鎮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是具有剛性的。另外，誤差修正項系數為負數，符合反向修正機制，說明長期均衡關系對城鎮居民人均可支配收入的變化具有修正作用，由于系數是0.0365,也說明修正作用并不是十分顯著。
結論分析及政策建議
本文從政府基礎設施投資支出和城鎮居民人均可支配收入兩個變量進行討論，采用了1980—2009年政府相關時間序列數據，利用協整檢驗和Granger因果檢驗以及誤差修正模型的方法進行實證研究，得出的結論及建議（1）從協整檢驗模型結果分析表明，所選時間序列數據的一階差分是平穩的，且政府基礎設施投資支出每增加1%,城鎮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系的同時，政府基礎設施投資支出的增加會對城鎮居民人均可支配收入的增加起到顯著的促進作用。從Granger因果關系檢驗結果中分析，當我們選擇滯后期為8階時，得出政府基礎設施投資支出是城鎮居民人均可支配收入的Granger原因（反向關系不成立），于是印證了基礎設施支出對收入的顯著促進作用。所以，政府應連續逐年增加政府基礎設施投資支出數額，保證城鎮居民人均可支配收入的可持續增長。但并不是說一年內增加的政府基礎設施投資支出，城鎮居民人均可支配收入就能在一年內立即增長，它是在相當長的時期內實現與政府基礎設施投資支出均衡的狀態。另外還要求政府優化政府基礎設施投資支出結構，使其支出更多的轉移到城鎮居民生活水平上，變相提高其收入。（2）從誤差修正模型的結果來看，短期內，本期的人均收入水平在本期的政府基礎設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，短期內政府不可過多的增加政府基礎設施投資支出，盡管長期均衡關系對城鎮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，若實際城鎮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設施投資支出的劇增很可能會引發通貨膨脹。
參考文獻：
[1]朱玲，金成武。中國居民收入分配格局與金融危機應對[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.
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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年數據的實證研究[J].技術經濟與管理研究，
2010,（4）：28-32.
Vn de Walle.Testing Vietnam's public safety net[J]. Journal of Public Economics,2004,（32）。
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李子奈。計量經濟學[M].北京：高等教育出版社，2000:7.
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