财政分权、经济增长与外贸依存度

财政分权、经济增长与外贸依存度——基于1978～2007年改革开放30年数据的实证分析王德祥李建军内容提要：本文以我国1978～2007年的数据，运用协整、Granger因果检验、脉冲响应函数研究了我国财政分权、经济增长对外贸依存度的动态影响。研究发现：长期内，财政分权会推进外贸依存度的提高，而短期内财政分权对外贸依存度的作用不显著；以人均GDP衡量的经济增长，在短期内可提高外贸依存度水平，而在长期中却会降低外贸依存度。分析表明，财政分权引致的地方政府为经济增长而产生的对FDI和出口的激励，以及贸易升级、产业结构调整、内需导向型经济增长模式，是财政分权、经济增长和外贸依存度之间动态关系产生的内在逻辑。关键词：财政分权，经济增长，外贸依存度一、问题提出及文献回顾自1978年改革开放以来，我国的进出口贸易大幅度增长。1978年我国进出口总额为355亿元，2007年增加到163502.4亿元，30年增加了近460倍。与此同时，以进出口额占GDP比表示的外贸依存度由1978年的9.74%，提高到2007年的66.3%(如图1)。中国的外贸依存度是否过高？外贸和中国经济增长的关系如何？这成了各界关注的热点。关于对外贸易和经济增长关系的研究文献很多，但国内对外贸和经济增长关系的研究大都是对D.H.Robertson(1937)外贸是“经济增长的发动机”的命题在中国进行检验分析，集中于对外贸易到经济增长的单向分析，而研究经济增长对外贸的作用的文献却比较少。涉及我国经济增长对外贸影响的文献多是在用协整、ECM及Granger检验等方法研究外贸对经济增长的影响时，对经济增长与外贸的因果关系进行了检验(沈程祥，1999；魏巍贤，1999；王坤等，2004；杨斐等，2007)。由于使用数据及其具体granger检验方法的差别，这些研究并没有形成共识。更为重要的是，已有的研究都没有就经济增长对外贸的作用方向、强度及机理等进行深入研究。关于外贸与经济增长的关系，国外研究也是更关注于贸易开放对经济增长的作用及机理，且也多是在研究进出口及贸易开放对经济增长的影响中所进行的考察，如JohnThornton(1996)、FranciscoF.RibeiroRamos(2001)、SaibuMuibiOlufemi(2004)等，他们的研究显示，不同国家经济增长对外贸的作用存在着国别差异。本文着重从我国经济增长与外贸之间的因果关系、前者对后者的作用方向、强度及其机理方面进行研究，不同之处在于我们用外贸依存度代替了其他研究者用的进出口总额，这一方面是因为作为相对指标外贸依存度能更好地反映一国的对外贸易状况；另一方面这又可直接考察经济增长对我国外贸依存度提高的影响。改革开放30年，财政分权是重要的制度变革，也是影响中国经济、社会的重要变量。主流财政分权理论认为，信息优势(Hayek，1948)、同质偏好(Oates，1972)和“用脚投票”(Tiebout，1956)使地方政府在公共品供给上更有效率，虽然我国地方政府还没有标准意义上的“用手投票”机制，城乡户籍制度也削弱了“用脚投票”机制的发挥，但地方政府作为辖区居民公共利益的法定代表，其行为必然要考虑辖区居民的偏好，“用手投票”和“用脚投票”机制依然发挥了很大作用。在“用手投票”和“用脚投票”机制软化条件下，地方政府便可能在居民公共服务需求集中的情况下，根据自己的偏好和需要提供选择。中国式财政分权的最大特点是经济上的分权和政治上的集权相伴，在地方官员的“晋升锦标赛治理模式”下，地方官员之间始终围绕经济增长而进行激烈的“晋升锦标赛”竞争(LIHongbin、Li-anzhou，2005；周黎安，2007)。在财政分权情况下，地方政府拥有本地财政收入支出权、投资项目审批权和各种资源配置权，而为了更好的政绩，地方政府便最大限度地利用其掌握的资源鼓励投资和出口，以促进经济增长。与内资相比，地方政府更青睐于外商直接投资(FDI)，其一是FDI的进入取决于外资公司的决策，不像内资面临来源地地方政府各种形式的竞争压力；其二是FDI可以绕过中国僵化的金融体制，直接为地区经济发展注入大量资本，促进地方经济增长(王文剑等，2007)；其三是FDI带来资本、管理及技术，是“资本、专利和相关技术的结合体”，可对地方经济增长产生溢出效应(沈坤荣、耿强，2001)。为赢得更多的FDI，地方政府通过税收优惠、土地、金融信贷，以及偏向于招商引资的基础设施等公共品的大量提供，进行FDI的吸引竞争。吸引FDI的直接结果是机器设备、原料及能源的大量进口。此外，随着世界范围内的产业转移，外资又利用我国劳动力等成本优势，把我国作为其全球重要的生产加工及出口基地，从而使FDI产生了巨大的进出口效应。由于出口对于经济增长的重要性，地方政府还在国家优惠的基础上竞相出台了名目繁多的更优惠的出口鼓励措施，下达并考核出口指标(魏兴民，2006；陈文玲，2007)，以促进各类企业的出口。财政分权引致了地方政府吸引FDI和出口的热情，从而促进了国内进出口的长期快速增长和外贸依存度的持续攀升。本文以我国1978～2007年的数据，运用动态计量经济学方法，实证研究了财政分权和经济增长对我国外贸依存度的影响。二、实证研究1.数据及平稳性检验关于财政分权的度量理论界存在很大争议，最常用的是Oates(1985)首先采用的财政收支指标，用下级政府的财政收支份额来刻画财政分权程度。研究我国财政分权的文献也大都是基于这种方法(Zhang和Zou，1998；Jin和Zou，2005；王文剑等，2007)。本文沿用这一方法，财政分权(FD)用地方财政支出占财政总支出的比重衡量，地方财政支出占财政总支出的比重越高，财政分权程度越高。外贸依存度(TR)即进出口总额与GDP之比；用人均GDP(PGDP)表示经济增长；分别对三时间序列取自然对数以消除可能的异方差性，分别表示为LFD、LTR、LPGDP。本文样本区间从1978～2007年，数据来自《中国统计年鉴》相关各期和《2007年国民经济和社会发展统计公报》，并经计算整理而得。在检验财政分权、经济增长和外贸依存度的协整关系之前，需要检查变量的平稳性。如果变量是平稳的，则变量之间自然是协整的；如果变量非平稳，就需要进行协整检验，否则可能出现伪回归错误。用ADF单位根检验方法检验三变量的平稳性，结果如表1，由检验可知三时间序列都是非平稳的，而它们的一阶差分序列都是平稳的，所以是一阶单整序列I(1)。本文所使用的软件都是Eviews5.1。2.协整检验与协整方程如前，我们所涉及的变量都是一阶单整的。如果这些变量的某种线性组合是平稳的，则称这些变量之间存在协整(cointegration)关系。对于服从I(1)过程的变量的协整检验，从检验的手段上可分为两种：一种是基于回归残差的EG(Engle&Granger，1987)两步法；另一种是基于回归系数的Johansen(1988)检验。EG两步法易于计算，早期被广泛采用，但其缺点是在小样本下，参数估计的误差较大，并且当变量超过两个以上时，变量间可能存在多个“协整”关系，其分析结果不易解释。Johansen(1988)针对上述问题提出了极大似然估计法(MLE)，Gonzalo(1989)利用模拟分析显示，Johansen检验优于EG两步法。由于本文研究变量超过两个，样本量也相对有限，所以这里本文采用后者进行分析。在运用Johansen协整分析方法来检验LTR、LPGDP和LFD之间是否存在协整关系之前，需要先根据无约束的VAR模型确定最优滞后期。由于VAR模型的稳定性是判断模型好坏的关键条件，而且随着滞后期增长模型稳定性越差，所以当VAR模型不符合稳定条件时的前推一期为最长滞后期，然后根据残差检验逐期剔除不显著模型，通过残差自相关、正态性、异方差性检验的模型为最终模型。依据上述思路，当滞后期为6时VAR模型稳定性条件不满足，比较滞后1到5期VAR模型残差自相关、正态性和异方差性检验，最终确定最优滞后期为2期。用AIC、SC、HQ信息准则、FPE最终预测误差方法以及LR统计量标准来选择，可以得出最优滞后期为2的一致结果。协整检验实际上是对无约束VAR模型进行协整约束后得到的VAR模型，该VAR模型的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期。由于前面确定的无约束VAR模型的最优滞后期为2，因此协整检验的VAR模型滞后期应确定为1。表3检验的结果表明，在5%的显著水平上，变量之间有两个协整关系，说明财政分权、经济增长与外贸依存度之间具有很强的长期均衡关系。估计出的经过标准化的协整关系式为：上式所示协整系数下小括号内数字为渐进标准误，中括号内为t统计量，表明各个变量在协整关系中显著，且方程具有良好的统计性质。由(1)式可知，就长期而言，财政分权对外贸依存度具有推进作用，财政分权度增加1%，将促进外贸依存度提高0.77%；经济增长在长期中对外贸依存度则有负向作用，人均GDP每提高1%，可以使外贸依存度降低0.91%。在长期，财政分权对外贸依存度的增进作用略低于经济增长的负向作用。上述结论是基于协整检验得出的初步分析结果，尚有待于结合其他方法进行综合分析。3.基于VECM的Granger因果检验与脉冲响应分析从上述协整检验结果可知，财政分权、经济增长和外贸依存度之间存在着长期稳定的关系。我们可以进一步研究它们之间的因果联系。这里我们采用被广泛使用的Granger(1969)因果关系检验法。Granger因果关系检验有两种形式：一种是传统的基于VAR模型的检验；另一种则是最近发展起来的基于VEC模型的检验。两者间的区别在于适用范围有所不同。Feldstein&Stock(1994)认为，如果非平稳变量间存在着协整关系，则应考虑使用基于VEC模型进行因果检验，即不能省去模型中的误差修正项，否则得出的结论可能会出现偏差。由于VECM的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，根据无约束VAR模型的滞后期为2确定VECM的滞后阶数为1，构造外贸依存度的VECM如(2)式。式中的ECt-1为(1)式，人为调整系数向量，包含着变量的过去值对现在值影响的信息，可以反映系统中上一期的均衡误差修正项在决定变量的当期增长中起的重要作用。VECM估计结果为(3)式：该VECM残差序列的Jarque-Bera统计量为1.9189，相伴概率为0.3831；White检验统计量为52.692，相伴的概率为0.2975；LM统计量为12.618，相伴概率为0.1807，说明VECM的残差序列满足正态性，不存在自相关和异方差，验证了VECM模型的有效性。模型调整系数EC为-0.829823，符合反向调整原则，表明校正上一年非均衡的程度为82.98%，对失衡调整的速度很快。由于误差修正模型的随机扰动项具有独立同分布的白噪声性质，可以使用Wald检验对误差修正模型各方程系数的显著性进行联合检验，以判断各变量因果关系的方向。表4列出了依据Wald检验对VECM方程系数显著性进行的联合检验。检验结果显示，从长期来看，均衡误差修正项系数在5%的显著水平上不为零，因此，在长期财政分权和经济增长都是外贸依存度变化的原因。从短期来看，经济增长在1%的显著水平上是外贸依存度的Granger原因，且由(3)式知人均GDP的提高对外贸依存度有促进作用，而财政分权不是外贸依存度变化的Granger原因。Granger因果检验结果仅说明变量之间的长短期因果关系，但不能说明变量之间因果关系的强度和路径。我们在VECM基础上得到脉冲响应函数(见图2)。由图2可知，在短期内，财政分权对外贸依存度的影响不显著，而在长期财政分权对外贸依存度有持续的促进作用。财政分权的一个信息(1nnovation)的冲击，在第四期达到冲击作用的最大值，并长期保持这个水平。在短期内，以人均GDP表示的经济增长对外贸依存度有正向作用，而在长期经济增长则会降低外贸依存度。人均GDP的一个信息在第二期对外贸依存度产生一个正向冲击，接着开始衰减，第三期以后冲击作用小于0，在第六期达到最