我國政府支出對人類發展指數影響的經驗分析

摘要：文章用我國國家財政支出和預算外支出度量政府支出，計算出政府支出的增長率作為我國財政政策變動的代理變量，用我國的人類發展指數度量人類發展狀況。對數據整理后，形成政府支出增長率和人類發展指數變動的時間序列。使用計量經濟學的方法考察了政府支出變動對人類發展指數變動的影響，在借鑒其他學者對政府支出和經濟增長關系研究成果的基礎上，得出的基本結論是：在1990—2003年間，我國財政政策的變動和人類發展指數的變動沒有顯著的相關關系，二者之間也不能相互解釋，我國財政政策依然是以拉動經濟增長為政策偏向的，考慮財政政策變動的時滯，發現其對我國人類發展指數的影響為負。

關鍵詞：我國政府支出；財政政策；人類發展指數

中圖分類號：F810

文獻標識碼：A

文章編號：1002—2848—2006(02)—0052—08

一、引 言

近年來，我國政府支出能否促進經濟增長已經成為學者們討論的熱門話題。許多學者進行了深入研究并形成一些有益結論。劉進、丁偉、劉軍民運用我國1981—2002年的數據，在進行了協整檢驗與因果關系檢驗后，用公共支出、公共投資對GDP回歸，發現政府公共支出和公共投資對拉動GDP增長有顯著因果關系，并且這種拉動刺激作用隨著考察滯后期的延長而衰減。馬拴友，李永友，馬樹才、孫長清，王小利的實證分析也得出了相近的結論。另一方面，莊子銀、鄒薇進行了時間序列分析和省際截面分析，得出了不同結論：預算外支出增長對經濟增長產生了負效應，各省預算內公共投資對經濟增長效應為負，但省政府通過財政收入融資的地方投資對經濟增長有正效應。但是，由于其運用的計量方法不精確，結論存在爭議。從已有的研究結論來看，我國政府支出的確起到了拉動GDP增長的作用。然而，GDP的不斷增長并不是我們發展經濟的全部目的。十六屆五中全會提出，在制定我國“十一五”規劃時，要堅持科學發展觀，堅持以人為本，轉變發展觀念，加強和諧社會建設。使用傳統一維的衡量經濟增長的指標——CDP不能適應反映我國人類發展成就的需要。人類發展指數增加了指標的維度。全面衡量人類發展狀況，并衡量一個國家在人類發展的三個方面的基本成就：健康長壽的生活，知識和體面的生活。因此，使用人類發展指數比使用GDP包含了反映人類發展成就的更多信息。

最近幾年，我國關于人類發展指數(以下簡稱為HDl)的討論逐漸多了起來，宋洪遠、馬永良使用HDI估計了我國的城鄉差距，得出了我國城鄉差距始終存在并波動性擴大的結論。楊永恒、胡鞍鋼、張寧使用主成分分析法分析了HDl分項指數權重動態變化的經濟意義，指出我國的人類發展越來越多地表現為經濟發展，人類發展的三個方面存在嚴重的不平衡。在我國，人類發展指數一方面表現為絕對數的逐年提高，另一方面表現為結構的不平衡。占我國GDP總額24％左右的政府支出在拉動GDP增長方面起到了促進作用，然而其對我國人類發展狀況影響是怎樣的?學者的分析并不多見。霍景東、夏杰長對HDI與我國公共部門支出和分項財政支出進行了回歸，他們的研究結論表明公共支出對HDI的彈性系數為正，且大于居民支配支出對HDI的貢獻。

本文用我國國家財政支出和預算外支出之和度量政府支出，將名義政府支出通過GDP縮減指數換算為實際政府支出，計算出實際政府支出的增長率作為我國財政政策變動的代理變量，用我國的本年人類發展指數減去上年值度量人類發展狀況的變動。在對政府支出增長率取自然對數后，文章使用半對數模型來考察實際政府支出增長率每增長1％導致HDI變動的絕對量變化情況。對數據整理后，形成政府支出增長率和人類發展指數變動的時間序列。對這兩個時間序列進行相關性檢驗、因子分析、協整檢驗和因果關系檢驗，并用普通最小二乘法對二者進行回歸，用自回歸分布滯后模型考察了財政政策變動時滯對人類發展指數變動的影響。

二、相關指標、數據來源及其整理

1．相關指標

(1)人類發展指數。1990年以來，聯合國計劃開發署(UNDP)為衡量人類發展水平，提出了五種人類發展指數，包括：人類發展指數(HDl)、發展中國家人類貧困指數(HDI—1)、部分OECD國家的人類貧困指數(HDI—2)、性別發展指數(GDl)和性別賦予尺度(GEM)。其中HDI是對人類發展成就的總體衡量。它衡量一個國家在人類發展的三個基本方面的平均成就：健康長壽的生活，用出生時預期壽命來表示；知識，用成人識字率(占2／3權重)以及小學、中學和大學綜合毛入學率(占1／3的權重)來表示；體面的生活水平，用人均GDP(PPP美元)來表示(UNDP)。在計算HDI之前，需要先生成以上三方面的指數(預期壽命、教育和GDP指數)，必須選定每個基本指標的最小和最大值(閾值)，通過以下公式的計算，把每一個分項指標表示成為0到1之間的數。

(2)政府支出。我國各級政府收入包括預算收入、預算外收入和制度外收入，相應的我國政府支出由國家財政支出、預算外支出和制度外支出構成。政府支出是政府實現其職能的成本耗費，較政府收入更能全面反映財政對宏觀經濟的調控能力。因為制度外支出沒有準確統計數據，所以文章采用國家財政支出和預算外支出來衡量政府支出的名義值。再使用GDP縮減指數將政府支出的名義值換算成真實值。

2．數據來源

1990年、1995年、1997—2003年的HDI可以從《1999—2005年人類發展報告》中直接獲得。我國政府的各年國家財政收入和預算外收入在《2005年中國統計摘要》中有準確數據。199l—1994年、1996年的HDI需要估計。在估計HDI各分項指標時，各年CDP名義值、人均GDP名義值、GDP指數的來源是《2005年中國統計摘要》，各年各級教育毛入學率可以從《2005年中國統計摘要》中獲得，各級各類學校在校生數來自《中國統計年鑒2004》，而出生時預期壽命、成人識字率和PPP美元人均CDP對人均GDP名義值的換算比率是利用已知數據用計量的方法估計得到的。

3．指標的估計

(1)出生時預期壽命。1997—2003年我國出生時預期壽命見表2。

關于時間序列數據解決觀測值丟失的一個基本方法是用獨立變量的已知觀測值對時間回歸，然后用回歸的擬合值代替丟失的觀測值，稱之為代理觀測值(Pindyck，Rubinfeld)。這里我們用出生時預期壽命(LE)對時間(YEAR)回歸，使用的統計軟件是EViews3。

從回歸結果來看，該方程擬合得比較好，系數的標準誤差很小，統計量顯著且概率均小于0．05，Durbin—Watson統計量為1．561776大于0．05顯著水平下顯著點的上限。對擬合方程殘差是否服從正態分布的檢驗結果(見表4)表明在95％的置信度下，Kolmogorov統計量是0．1412，相伴概率值大于

(2)成人識字率。對成人識字率(簡稱為ALR，數據見表2)也采用對時間(YEAR)回歸的方法估計缺失值。從回歸結果來看，方程擬合得比較理想。估計結果見表5。

(3)人均GDP(PPP美元)。從表2可以看出，1997—2003年我國人均GDP對PPP美元人均GDP換算比率在1．7934—2．0316之間波動，由于樣本數量不多，不便使用計量方法對這種隨機的波動進行估計，直接取其平均值作為代理觀測值，平均值為1．868。

4．指標的計算

(1)三級綜合毛入學率。三級綜合毛入學率是指初等、中等和高等學校綜合毛入學率，該指標的計算是用初、中、高等學校的入學總人數除以按照官方0，15>0．05，接受殘差服從正態分布的原假設。因此，可以用回歸方程估計缺失的預期壽命值。

規定的該級教育適齡總人口而得出的(c)計算方法如下：三級教育適齡總人口=∑(各級教育在校學生總數／各級教育入學率)；三級教育綜合毛入學率=三級教育在校生總數／三級教育適齡人口。

計算所得1991—1994年、1996年的預期壽命、教育、GDP指數和HDI。

(2)GDP縮減指數。統計年鑒中的國家財政支出和預算外支出是各年的名義值，需要換算成實際值，這里使用的方法是政府支出實際值=政府支出名義值／GDP縮減指數。GDP縮減指數的計算方法采用司春林等人的方法。

其中，GDP_i表示第i年GDP名義值，GDP_i^imdex表示第1年GDP指數，GDP¹⁹⁸⁷

5.整理所得數據

通過前面的估計與計算可以得到我們需要的數據。這里用YEAR表示年度，用NGEX表示名義政府支出，用DEFLATOR表示GDP縮減指數，用值，CDP₁₉₈₇^index代表1978年GDP指數(=100)。AGEX表示實際的政府支出，DLnGEX表示實際政府支出增長率的自然對數，DHDI表示本年HDI與上年值的差。

三、經驗分析

在對變量之間的關系進行計量分析之前，我們首先對政府支出增長率和HDT變動值的相關性加以考察。然后對二者進行因果關系檢驗，如果變量之間不存在因果關系，那么可能會出現偽回歸現象，回歸的結果會失去實際意義。根據計量分析的理論，在檢驗因果關系之前，需要進行單位根檢驗，因為只有時間序列是同階單整的才可能存在長期協整關系，才可以進行回歸分析。最后，在對隨機擾動項的序列自相關性檢驗之后，我們使用了ADL模型考察了政府支出增長率變動的動態效果。

1．相關分析

相關分析反映了政府支出增長率和HDI變動值之間的聯系的密切程度。分析結果見表8和表9，這里使用的分析軟件是SPSS 11．0。

使用EViews3．1的計算結果見表12。我們從DLnGEX和DHDI對時間作圖判斷其不存在趨勢項，根據AlE(赤池信息準則)和SIC(施瓦茨準則)統計學意義不顯著。非參數相關分析的SPearman相關系數為—0．135，P=0，660，統計學意義也不顯著。因此，政府支出的變動和HDI的變動之間的相關程度在統計學意義上是不顯著的。

2．因子分析

通過因子分析可以對原始變量進行歸類，相關性較強的歸為一類，成為一個公共因子，公共因子是原始變量的線性組合，從而達到驗證原始變量之間存在特定內在結構并簡化解釋變量的目的。分析使用的軟件是SPSS ll．0。

在因子分析之前，首先計算了KMO統計量并進行Bartlett's球形檢驗，一般認為KMO統計量的值為0．9以上時效果會比較好，在0．5以下時不宜進行因子分析。如果不能拒絕BarTlett's球形檢驗的原假設，則說明變量之間不存在聯系(張文彤)。

計算結果顯示KMO統計量為0，5，是可以進行因子分析的底線，Baxtlett's球形檢驗的概率是0．567，不能拒絕該檢驗的原假設，說明兩變量之間不存在聯系。提出的公共因子為一個，可以解釋總變異的58．761％，有41．239％的原因未被公共因子說明，因子分析進一步證實了政府支出增長率的變動和HDI的變動沒有相關關系。

依據相關分析和因子分析的結果，我們初步判斷HDI的變動并非政府支出變動所致，提高政府支出不一定導致HDI的變動。

取到最小值來確定滯后期數。分析結果表明DLnGEX和DHDI的ADF值分別大于1％、5％和10％臨界值，序列是非平穩的，經過一次差分后ADLnGEX和ADHDI的ADF值小于1％的臨界值，說明原序列經過差分后是平穩的，并且協整回歸方程的殘差的ADF值小于其1％臨界值，說明協整回

4．因果關系檢驗

既然序列是一階單整的，現在就可以進行因果關系的檢驗了。鑒于因果關系檢驗受滯后期取值不同，可能會產生不同結果，這里分別對滯后一期、二期和三期作了因果關系檢驗。

計算結果顯示，無論滯后一期、二期還是三期，檢驗的相伴概率都比較大，說明統計學意義不顯著，不能拒絕政府支出增長率的變動不是HDI變動格蘭杰成因(GrangerCall8c)與HDI變動不是政府支出增長率變動的格蘭杰成因的原假設，因此，因果關系檢驗表明政府支出增長率的變動不是HDI變動的原因，HDI變動也不是政府支出增長率變動的原因。

歸方程的殘差是平穩的，所以DLnGEX和DHDI是一階單整的。

5.用OLS方法估計回歸方程

相關分析、因子分析和因果關系檢驗的結果顯示，DLnGEX對DHDI的回歸可能沒有實際意義，事實驗證了我們的判斷。

回歸結果顯示，DLnGEX項的t統計量不顯著，其相伴概率為0．5669，不能拒絕系數為零的原假設。方程的F統計量很小，相伴概率是0．566933，不能拒絕截距項和自變量系數為零的原假設。樣本決定系數和校正后樣本決定系數很低，方程的解釋能力很差。結合協整檢驗的結果，這說明政府支出增長率的變動不影響同一期的HDI的變動。進一步證實了相關分析、因子分析和因果檢驗的結論。

6．用ADL模型考察時滯的影響

財政政策的變動以政府支出變動的形式體現出來，采取一項財政政策后，它的效果可以在當期體現，也可能在以后各期表現出來。DLnGEX和DHDI的回歸反映了財政政策對同期HDI變化的影響，但不能反映財政政策的時滯對HDI變動的影響。我們可以使用自回歸分布滯后(Auto—regressive Dis－tributed lag)模型來考察財政政策時滯的影響。

其中x_t-i真是滯后i期的外生變量，每個外生變量最大滯后期階數為T_i，B_i是參數向量。

在使用ADL模型時，應該對誤差項的序列自相關性加以檢驗。因為假如誤差項存在序列自相關，那么解釋變量的滯后值就會和誤差項的滯后值相關，這使得OLS估計量不僅是偏誤的，甚至是非一致的。由于是自回歸模型，Durbin—Watson統計量在這里是

從分析的結果來看，1990—2003年的數據顯示，政府支出在第一年增加每1％會使以后的三期ItDI值累計下降0．0034。另外，除去政府支出這一影響因素之外，還存在影響HDI的“特殊因素”。這一因素使得HDI在第一年每降低0．001會使以后三期HDI值累計上升0．0030。特殊因素對HDI變動的正向作用沖抵了政府支出對HDI變動的負面作用，并使HDI保持增長。政府支出對這一特殊因失效的，但是拉格朗日乘數檢驗(LM)，不僅對大樣本而且對小樣本，在統計上具有更強的功效。所以在這里，我們使用LM統計量替代了Durbin—Watson統計量。另外，對于解釋變量滯后期的選擇，是根據使得AIC和SIC取得最小值確定的。

從表15可以看出，LM統計量為3．140279，相伴概率是0．076381，接受不存在序列自相關的原假設，使用OLS進行估計是可行的方法?；貧w結果顯示，除了當期的DLnGEX的系數的相伴概率為0．0427接近接受原假設的概率0．05以外，截距項和解釋變量的t統計量顯著，相伴概率顯著小于0．05，統計學意義顯著。這與前面得到的政府支出增長率的變動對同期HDI變動影響不明顯的結論基本是吻合的。樣本決定系數為0．932870，校正后樣本決定系數為0．798610，方程的解釋能力較強。然而方程的F統計量不十分顯著，相伴概率略微大于0．05，難以拒絕原假設。但是綜合樣本決定系數、校正后樣本決定系數、t統計量及其相伴概率以及AIC與SIC的取值，我們認為方程是可以接受的。素是否起到正向作用，這里難以判斷。不過人類發展指數的三個分項指數并不是相互分離的，隨著收入指數的提高，教育和健康指數也會有所增長，只是增長的快慢和不同地區是否會比較均衡地增長會表現的各不相同。因此，判斷政府支出對“特殊因素”能起到正向作用，雖然在這里顯得粗略，但也有經驗證據支持。參考前面相關分析、因子分析和因果關系檢驗的結論，我們認為1990—2003年間的財政政策對HDI變動的時滯影響為負。

四、結 論

本文通過對政府支出增長率的變動和人類發展指數變動兩個時間序列的考察，表明在1990—2003年的14年中，我國政府支出增長率的變動對同期人類發展指數變動的影響不顯著，同樣人類發展指數變動對同期政府支出增長率變動的影響也不顯著。已經采取的財政政策導致政府支出的變化會在滯后的幾年中對人類發展指數的變化產生反方向作用，具體是，每增長1％的政府支出會使得第二年HDI降低0．00041626、第三年降低0．00079504、第四年降低0.000925。但是，政府支出的反向作用被特殊因素的正向作用所抵銷?？傮w來看，我國人類發展指數在不斷提高。

綜合其他學者對我國政府支出和經濟增長關系的研究結論，本文認為我國政府在過去的置4年中，主要是以拉動GDP增長作為自己的財政政策偏向。在采取以拉動GDP增長為目標的財政政策時，對我國人類發展狀況在滯后的幾年內產生了反向影響，這種負面作用在政策采用時并沒有被充分考慮。我國的人類發展越來越多地表現為經濟發展、人類發展的三個方面存在嚴重不平衡的實際狀況驗證了上述結論。這里仍然應該強調這是1990—2003年的數據包含的信息，是特定時間段內的信息。要改變這種局面，我們必須轉變觀念，改變過去財政政策主要是為拉動GDP服務，轉變為財政政策是為促進我國人類社會全面發展服務。根據各地的實際，不斷加大對教育、醫療保健、公共衛生安全的投人。對經濟發展落后的地區，尤其是貧困農村，應該加大財政的轉移支付力度，修建或是改善基礎設施，調整原有的產業結構，切實使貧困人口增加收入。最后，令人鼓舞的是這種狀況應該不會持久，剛剛閉幕的十六屆五中全會提出了“要堅持科學發展觀，堅持以人為本，轉變發展觀念，加強和諧社會建設”的要求，可以預見今后我國財政政策會促進人類發展水平不斷提高，使更多的人享受到經濟發展的成果。

責任編輯、校對：李斌泉