内容提要: 政府干预与市场作用两者之间的权衡与选择是当前中国经济政策的焦点. 本文将对1978年-2001年以来的GDP增长率和它的影响因素进行分析，进而通过计量经济学模型检验中得出政府支出和政府储蓄增长对GDP增长率将几乎不存在直接贡献，从而从计量的角度支持弗里德曼为首货币主义学派的“无为而治”，进而在此基础上构建以市场为主体的市场治理结构。
关键词:转轨经济 政府职能转变 市场治理结构
中图分类号:
F790.3520
文献标识码:A
To
change the character of government and found a new
market-center managing structure
Fan
qiao
(lan
zhou university eco.department,
Abstact: the
balance and choice of market regulate or state
management is so important that it atract the
attention of both officer and economist.this paper
will certify the view of ”non-government” using
OLS analysis And found a market-center managing
structure.
Key words: shunt
economy government’s
character changing
market-managing structure
当前，中国经济体制改革正在紧锣密鼓的进行着，而政府干预与市场配置两者之间的权衡与选择，逐渐成为当前中国经济政策的焦点。本文将对1978
-2001年以来的GDP增长率和它的影响因素进行分析，从而通过计量经济学模型检验中得出政府支出和政府储蓄增长对GDP增长率将几乎不存在直接贡献；进而从计量的角度支持弗里德曼为首货币主义学派的“无为而治”财政政策，并在此基础上构建以市场为主体的市场治理结构。
1.
理论依据和计量经济模型的构建
支出法GDP表示GDP为,GDP=C+I+G+(X-M),则I=GDP-C-G-(X-M),通过变换可以表示为I=(GDP-C-T)+(T-G)+(M-X),其中GDP-C-T是私人储蓄部分,
T-G是政府储蓄部分,M-X是国际储蓄部分。我们定义私人储蓄用Sp来表示,Si表示国际储蓄部分,Sg表示政府储蓄部分.从而构建等式:GDP=C+Sp+Si+Sg+G+(X-M)
该等式包含了可能影响GDP增长的全部因素,体现在三个方面:政府储蓄和政府投资,私人消费和私人储蓄,国际贸易和国际储蓄。
依据上式,我们假定各因素增长率对GDP增长率的影响为指数形式，从而构建多元线性单方程计量经济学模型如下:
log(y)=
β0+β1log(X1)+β2log(X2)+β3log(X3)+β4log(X4)+β5log(X5)+μi
[1]
其中y表示d(GDP/P)/(GDP/P),X1表示d(G/P)/(G/P),X2表示d(Sg/P)/(Sg/P),X3表示d(CONS/P)/(CONS/P),X4表示d(SP/P)/(SP/P),X5表示d(XM/P)/(XM/P).
2.模型的估计和检验
从中国统计年鉴和中国经济年鉴上获得从1978年至2001年包括GDP,CONS,G,XM,Sg,Si,Sp和P等几项的数据，其中CONS指居民消费，G为政府支出，XM为国际贸易净出口额，P为居民消费物价指数（以1978年为1.00），并将各个变量同时除以P，求其增长率。
表2.1
调整后的各变量增长率
|
年份 |
Y |
X1 |
X2 |
X3 |
X4 |
X5 |
|
1978 |
NA
|
NA
|
NA
|
NA
|
NA
|
NA
|
|
1979 |
0.057446 |
0.067690 |
1.079987 |
0.089623 |
0.201819 |
0.380561 |
|
1980 |
0.027041 |
-0.133794 |
-1.136193 |
0.043328 |
0.235463 |
-0.439472 |
|
1981 |
-0.002931 |
-0.165866 |
2.990837 |
0.028611 |
0.176071 |
2.414617 |
|
1982 |
0.049093 |
0.014339 |
3.255389 |
0.031307 |
0.174250 |
0.867905 |
|
1983 |
0.026129 |
0.059284 |
0.553036 |
0.024556 |
0.184198 |
-0.933243 |
|
1984 |
0.053497 |
0.075250 |
0.183151 |
0.044230 |
0.180023 |
-42.60967 |
|
1985 |
0.078409 |
0.040139 |
116.3986 |
0.080316 |
0.153341 |
1.004007 |
|
1986 |
0.094094 |
0.050967 |
1.007179 |
0.078721 |
0.243212 |
-0.501022 |
|
1987 |
0.092034 |
-0.029254 |
-0.393305 |
0.072822 |
0.232872 |
24.43374 |
|
1988 |
0.139233 |
0.024742 |
0.496311 |
0.145035 |
0.134160 |
1.081740 |
|
1989 |
0.111463 |
0.122175 |
0.160991 |
0.117756 |
0.268121 |
0.189508 |
|
1990 |
0.128337 |
0.111928 |
-0.051806 |
0.099223 |
0.292203 |
1.352527 |
|
1991 |
0.005974 |
-0.051366 |
0.286708 |
0.001724 |
0.110421 |
0.045771 |
|
1992 |
0.071048 |
-0.021748 |
-0.034414 |
0.069585 |
0.112709 |
-1.529659 |
|
1993 |
0.189645 |
0.128622 |
0.046235 |
0.145594 |
0.163907 |
1.438497 |
|
1994 |
0.229290 |
0.164105 |
0.467433 |
0.214421 |
0.263082 |
2.117536 |
|
1995 |
0.142161 |
0.087437 |
-0.062061 |
0.143578 |
0.220130 |
0.317317 |
|
1996 |
0.065801 |
0.062105 |
-0.198034 |
0.082706 |
0.159904 |
0.253512 |
|
1997 |
0.049315 |
0.104247 |
0.052564 |
0.043485 |
0.132689 |
0.467800 |
|
1998 |
-0.000126 |
0.097867 |
0.333732 |
0.009260 |
0.085801 |
0.012177 |
|
1999 |
-0.031104 |
0.116473 |
0.429289 |
-0.007024 |
0.033463 |
-0.464144 |
|
2000 |
-0.001992 |
0.101018 |
0.242032 |
0.014047 |
-0.003697 |
-0.087154 |
|
2001 |
0.044990 |
0.114182 |
-0.043408 |
0.023528 |
0.080753 |
-0.070963 |
注：资料来源于中国经济年鉴（2003年）第816页、825页、838页、847页.
然后运用eview3.1软件，采用逐步回归法以log(y)为被解释变量，逐步添加5个变量log(x1),
log(x2) ,log(x3), log(x4), log(x5)为解释变量进行建模。得到如下比较优良的模型，即：
log(Y)=
-0.677+0.685log(X3)+
0.073log(X5)+μi
T
=
(-3.8799)
(10.745)
（1.394）
F
=
89.304
R2=0.947
R2﹡=0.936
D-W=0.5723
取n=24,k=2,a=0.05,则查表可得F0.05(2,21)=3.47，T0.025(21)=2.080。对于上述结果，我们做以下分析：
2.1
经济意义检验。由于βi
(i=1，2，3，4，5)均为各个单变量增长率对GDP增长率的贡献率，一般来说，应该为正。而上式中的各单变量的系数均为正，所以通过经济意义检验.
2.2
拟合优度检验和F检验。由于R2﹡=0.936>>0.8,所以我们认为该方程通过拟合优度检验。而F=89.304>>
F0.05(2,21)=3.47，我们也同样认为该方程通过方程显著性检验。
2.3
T检验。从上述结果中，我们不难看出X3能够通过T检验,而X5尽管在置信水平为0.05时，存在T=1.394<
T0.025(21)=2.080不能通过检验,但当我们选择置信水平为0.2时，则有T0.1(21)=1.323,
T=1.394>T0.1(21)=1.323。这时我们在降低置信水平的条件下，可以接受X5也通过T检验,而与此同时常数项也同样通过T检验。
2.4
计量经济检验。主要包括自相关检验，多重共线性检验和异方差性检验过程。
2.4.1
多重共线性检验.由于本文模型采用逐步回归法,应该不存在多重共线性,因此,不必检验.
2.4.2
序列相关性检验.由于在计算各个要素增长率的时候选用了滞后一期的变量，为避免检验的误差，不采用D—W检验而采用回归法检验。首先获取残差和滞后一期、两期残差数据，分别以e、e(-1)和e(-2)表示。然后取n=24,k=1,a=0.05,则查表可得F0.05(1,22)=4.30，T0.025(22)=2.074,分别建立e和e(-1)、e(-2)的线性方程如下：
①
e
=0.0207+0.4198 e(-1)+μi
T=(0.367)
(
1.376)
F=1.8937
R2=0.2399
R2﹡=0.1132
由于F=1.8937＜F0.05(1,22)，并且T
=0.367＜T0.025(22)=2.074，T
=1.376＜T0.025(22)=2.074。所以方程既不能通过F检验，也不能通过T检验。所以不存在一阶自相关性。
②
e=
0.0326+0.1109e(-2)+μi
T=(0.4038)
(0.229)
F=0.0524
R2=0.0087
R2﹡=-0.1566
由于F=0.0524＜F0.05(1,22)，并且T=0.4038＜T0.025(22)=2.074，T
=0.229＜T0.025(22)=2.074。所以方程既不能通过F检验，也不能通过T检验。所以不存在二阶自相关性。
综上所述，模型log(Y)=
-0.677+0.685log(X3)+
0.073log(X5)+μi不存在自相关性。
2.4.3
异方差性检验。根据上述残差e的值，我们得到|e|的数据,从而考察与|e|与log(X3)、log(X5)两个变量之间分别有无可能存在显著的关系方程,首先我们取n=24,k=1,a=0.05,则F0.05(1,22)=4.30，T0.025(22)=2.074,然后分两步进行方程显著性关系分析。
①
考察|e|与log(X3)之间是否存在显著关系方程。利用软件分析得如下结果:|e|=
0.2117+ 0.0151log(X3)+μi
T = (2.5817)
(0.5386)
F=0.2901
R2=0.0257
R2﹡=-0.0629
上述结果中，解释变量log(X3)未通过T检验即T=0.5386＜2.074＝和F检验(F=0.2901＜F0.05(1,22)=4.30.因此，不存在该种形式下的异方差性。
②
考察|e|与log(X5)之间是否存在显著关系方程。利用软件可得如下结果:
|e|=
0.2117+ 0.0151log(X5)+μi
T =(4.982)
(-0.0363)
F=0.0013
R2=0.0001
R2﹡=-0.0907
上述结果中，解释变量log(X5)未通过T检验即T=-0.0363＜2.074＝和F检验(F=0.0013＜F0.05(1,22)=4.30.因此，不存在该种形式下的异方差性。
综上所述,模型log
(Y)=
-0.677+0.685log(X3)+
0.073log(X5)+μi具有较好的优良性。
3. 政府职能的转变和以市场为主体的市场治理结构的构建
在上述模型中,我们证明了政府投资和政府储蓄的增长率变化对GDP增长率的变化基本不产生影响.为了进一步说明政府干预经济对经济增长是否产生影响.我们考察政府支出和政府储蓄的绝对数额的变化与GDP绝对数额变化的关系。数据参看中国经济年鉴2003年。
首先我们分析政府支出与GDP绝对数额变化的散点图，如图1：
图1
政府支出和GDP关系图
图2
政府储蓄与GDP关系图
从图1可以看出,两者具有较为明显的线性关系.我们采用软件Eviews3.1和计量经济模型GDP=β0+β1G+μi进行分析。由于常数项不显著,所以先剔除β0,采用GDP=β1G+μi进行模拟，并取n=24,k=1,a=0.05,则F0.05(1,22)=4.30，T0.025(22)=2.074.可以得到以下结果:
即
GDP=6.295G+μi
T=(25.223)
F=21.078
R2=0.9266
R2﹡=0.9266
由于T＞T0.025(22)且F＞F0.05(1,22),同时R2﹡较大.所以方程通过检验并较好地反映了两变量之间的关系.
而政府储蓄与GDP绝对数额变化的关系可以由如上图2散点图表示出来，从图2可以看出两者之间存在一定的二次函数关系（形似抛物线的半图），我们运用软件分析，取n=24,k=2,a=0.05,则查表可得F0.05(2,21)=3.47，T0.025(21)=2.080.结果如下（常数项仍不显著）：
即
GDP= -0.0313SG2-114.2289SG
+μi
T
=
(-10.06)
(-16.511)
R2=0.931
R2*=0.928
F=296.876
则因R2*>>0.8，且F统计量和T统计量值均大大的大于标准值，所以通过检验，方程较好地反映变量之间的关系。
上述分析中给我们留下了一个疑点,就是怎么看待绝对量显著而相对量并不显著.对于这一问题，Strauss（2001）采用64国的横截面数据运用OLS方法证明了政府的消费性支出对经济增长作用不明显。但欧阳志刚（2004）认为，Strauss仅仅是计算出某一年度经济增长和政府支出之间的数字关系，而没有反映投资、政府支出、消费和净出口之间的内在关系。经济增长是一个系统作用的结果，计算政府支出对经济增长的影响时除了计算直接影响外，还要考虑间接影响。采用单方程计量模型的结果可能导致估计结果的有偏和非一致性。他采用联立方程模型和ILS方法证明政府支出对经济增长贡献大概维持在1％－3％之间[2]。本文认为OLS方法和ILS方法并不存在效果上的差异，而或许可能存在政府通过影响消费和国际贸易影响经济增长，但有一点是可以确定的，政府支出和政府储蓄变化对经济增长变化的直接贡献并不存在。
基于上述分析本文认为，政府不能过多的干预经济,只需保持一个较为稳定的政府支出水平,并且保持较为稳定的政府储蓄水平即可.这就要求伴随着国民收入的增加,政府税负水平并不会随之增加.而弗里德曼的关于政府的观点则较好地体现这一观点.
他认为，自由竞争的资本主义是一种理想的经济制度，主张尽可能地减少政府对经济的干预，政府的作用仅限于帮助克服竞争的不完全性，保持货币供应量的稳定增长。他的政策主张包括三个方面：财政政策是无效的；反对相机决策的货币政策；主张采用单一政策规则[3]。既然政府在经济增长中的作用看来并不是那么显而易见,所以要求政府从干预经济中退出来,构建一种以市场为主体的市场治理结构.
一定市场范围内或者贸易潜在区在处理政府和市场之间关系时必须构建一定的市场治理结构，就像公司内部必须存在公司治理结构一样，用以保障合同的执行和排除人为的障碍。随着政府和市场边界的划分的不同，市场治理结构有着不同的形式。本文基于分析倡导建立一种以市场为主体的市场治理结构，在这种结构中，政府的边界逐渐缩小，主要是从事法律的完善和法律的监督执行，以及维护由人们博弈产生的“共有信念”的持续。
参考文献:
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[2] 李子奈.计量经济学[M].北京：高等教育出版社，2000.
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北京：中国统计年鉴社，2001、2003.
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北京：中国经济年鉴社，1985、1992、1997、2003.
[5]
(日)青木昌彦.
飞雁式制度变迁[J].比较,2002,1:33－38.
[6]
欧阳志刚.我国政府支出对经济增长贡献的经验研究[J].数量经济技术经济研究，2004，5：5－10.
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