财政收入与国民经济之关系要点

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1、呼和浩特市财政支出与经济增长的关系研究 基于协整理论的实证分析内容摘要 财政支出作为政府宏观调控的重要手段,其与经济增长的关系制约着政策的有效实施。对于二者之间的相互关系现有的文献并无确定性的结论，促进论、促退论以及无关论均在不同国家的实证检验中获得了支持。本文主要利用协整理论对 1997 2012年呼和浩特市的财政支出与 GDP 之间关系进行实证研究。研究结果表明:财政支出与 GDP 之间存在协整关系，即存在长期的经济均衡关系。但是根据格兰杰因果关系分析结果显示呼和浩特市的财政支出对经济增长不存在长期稳定的促进作用。这对当前呼和浩特市的财政支出安排有着重要的启示。关键词: 财政支出 经济增长

2、 单位根检验 协整一、关于财政支出理论的文献综述自 1978 年改革开放以来，中国经历了一个持续高速增长的时期，GDP 的年均增长率达到 9% 以上，中国经济如此持续高速增长的现象被世界誉为“中国奇迹”。同时呼和浩特市的经济增长也在飞速的增长着，从1987年的16.8834亿增长到2012年的2458.7441亿。作为政府影响社会经济生活主要手段之一的财政支出，它同经济增长之间到底有着怎样的联系?财政支出在呼和浩特市的高速增长期间又起着何种作用? 这些成为本文研究的主要问题。关于财政支出与经济增长(以 GDP 为衡量指标)两者之间的关系，国内外学者做了大量的研究，并获得了许多有益的成果。（一）

3、国外学者的研究综述国外在财政支出与经济增长关系方面的研究起步较早,研究成果也很丰厚。但由于国外学者处于不同的时代背景,采用的研究对象存在差异,运用的研究手段和方法也不尽相同,进而得出的结论也大相径庭。以时间顺序将国外的研究结论加以综述。阿罗和库尔兹(Arrow,KurZ,1970)最先将政府支出纳入了生产函数中。他们得出结论是外生的政府支出的变化仅影响经济转移动态,其对经济的增长率影响甚微。格默尔(Gemmell,1983)在对27个较不发达国家和发达国家的政府部门的增长对经济的影响程度的分析后,得出其内部关系无法确定的结论.塞米尔(1983)则认为非市场部门的增长对宏观经济的增长存在不利影响

4、,但其在不同的国家又有不同的表现.拉姆(Ram,1986)通过对115个国家1960年至1980年的产出、投资、政府服务、人口数量和经济增长等数据的研究,发现政府支出规模对经济增长具有正的影响,而且这种正效应在低收入国家更强。兰多(Landau,1986)针对发展中国家的经济数据进行研究,他认为政府支出中的消费性支出与经济增长间存在反向关系。兰姆(Ram,1987)和罗宾逊(Rubinson,1977)提出政府规模的扩大对经济增长有着积极作用。康特和达伦(conteandDarrat,1988)财政支出的增加或减少对经济增长不存在任何影响。格罗斯曼(Grossman,1988、1990)认为财

5、政支出对经济增长同时存在积极的和消极的作用,但是净作用似乎是否定的。阿沙沃尔(Aschauer,1989)发现财政支出对经济增长具有积极的正向作用。巴罗(Barro,1990)以内生经济增长理论与模型为研究手段,总结出政府支出会显著影响经济的稳定及其增长率.当政府增加消费性支出后,GDP增长率和储蓄率会下降；当政府增加生产性支出后,GDP增长率和储蓄率初期会略有上升,后期转为下降。分析了政府真实消费购买支出减去教育和国防支出后占实际GDP的比率对经济增长的有负向作用。布兰姆(Bairam,1990)认为财政支出在一些国家起到积极作用,而其在另一些国家中则有消极作用。纳尔逊和辛(Nelson,S

6、ingh,1994)从不发达国家的数据入手,得出中央政府收入占GDP的比例对国家的经济增长在20世纪70年代有显著的负面影响,而其在80年代的作用则不明显。德瓦拉简、斯瓦卢普和邹(Devarajan、swaroop and zou,1996)通过对43个发展中国家七十年代至九十年代数据的研究,得到政府支出占国民生产总值的比重对人均GDP的影响范围为五年,经常性支出占财政支出的比重对经济增长有正效应。埃文斯(Evans,1997)也认为政府消费支出占总产出的比重与人均GDP的关联度不高。高斯(Jamess.Guseh,1997)认为政府规模的增长对经济增长有负的作用。（二）国内研究现状国内的一些

7、学者也很关注财政支出与经济增长的关系,对此进行了研究。从财政支出与全国经济增长关系角度出发的文献主要有:郭杰在内生经济增长与我国政府支出结构的调整中通过对我国政府的财政支出水平、投资规模和方向及教育投入的具体研究发现,我国财政支出中既有促进内生经济增长的因素又有阻碍经济增长的因素。郭庆旺等在财政支出结构与经济增长中通过分析财政支出结构与经济增长间的关系,得出财政支出总水平与经济增长负相关,财政生产性支出与经济增长正相关,财政用于科学研究的支出经济效益更为显著,人力资本投资比物质资本投资更能提高经济增长率的结论。 庄子银和邹微在公共支出能否促进经济增长:中国的经验分析一文中通过对公共支出的时间序

8、列和截面分析,得出了存在大量调整成本,使预算内财政投资对经济增长的效应很小,甚至为负,但各省的财政收入对经济增长具有显著的正相关关系。娄洪在长期经济增长中的公共投资政策)包含一般拥挤性公共基础设施资本存量的动态经济增长模型一文中,通过构建包含外生公共基础设施资本的动态模型和包含由公共投资形成的内生公共基础设施资本的动态模型得到的结论是,包含外生公共基础设施资本的动态模型中,无论是纯公共性还是拥挤性的外生公共基础设施资本,都能够提高长期经济增长率；包含由公共投资形成的内生公共基础设施资本的动态模型假定公共基础设施资本由政府通过征税而进行公共投资形成,结论是如果基础设施资本为纯公共性质,就能产生恒

9、定的内生增长,如果基础设施资本为拥挤性质,虽然不能产生恒定的内生增长,但能减缓增长率的递减。张清研究了我国财政支出与经济景气指标之间的关系:财政支出与经济增长之间有着长期的动态均衡关系,财政支出对经济增长有着重要的拉动作用,财政支出对GDP的产出弹性系数为0.324。曾娟红、赵福军的实证分析指出行政管理支出与经济增长之间呈负相关关系,社会文教支出和国防支出与经济增长之间呈现正相关关系。张明喜和陈志勇也发现中国的公共支出对经济增长存在正相关关系,财政支出的边际生产力显著大于1。付文林和沈坤荣却认为,政府预算内支出的GDP占比与经济增长呈负相关关系经济建设性支出与GDP增长率正相关。刘卓诺和于长革

10、在验证公共投资与产出正相关后,提出了中国政府支出的最优规模,即公共投资占GDP的比重为4.5%。从财政支出角度研究其与地方经济增一长关系的主要有:齐福全在地方政府财政支出与经济增长关系的实证分析)以北京市为例中着重分析了改革开放后北京市政府财政支出与经济增长的关系,根据各项支出对经济增长的影响,划分出生产性支出和非生产性支出两大类别,并利用VAR模型和IRF检验了生产性财政支出冲击与非生产性财政支出冲击对经济增长的影响。发现经济增长促进了政府财政支出规模的扩张。李泽楷通过对广东省1978一2007年历年GDP和财政支出总量之间关系的研究表明:广东省GDP和财政支出总量之间有着正向的关系,并且它

11、们之间有着长期稳定的均衡关系,统计结果说明,经济增长是财政支出增长的格兰杰原因,而不是相反。罗金花在广东省财政支出与经济增长关系的实证研究中通过对包含政府支出的C一D生产函数进行OLS回归,先将财政支出划分为生产性支出和非生产性支出两大类别,然后利用VAR模型和脉冲响应函数检验了生产性财政支出冲击与非生产性财政支出冲击对经济增长的影响,得出生产性财政支出冲击的加大促进经济增长,而非生产性财政支出冲击的加大在一定时期内会抑制经济的增长的结论。王曙光,金向鑫在黑龙江省地方财政收支与经济增长关系研究运用计量经济学的方法,通过黑龙江省地方财政收支对经济增长影响的实证分析,得出黑龙江省地方财政收支与经济

12、增长呈正相关,且应当进一步加大地方财政收支的规模的结论。国内学者在研究财政支出与经济增长的关系方面,多以理论分析为主,模型实证分析较为缺乏。二、财政支出与经济增长一般关系理论（一）财政支出的涵义财政支出亦称为预算支出,是财政分配活动的重要环节,是财政收入的具体运用。具体的说,财政支出是指政府将财政收入集中起来的资金通过预算、安排有计划地分配和使用于经济建设、国防、行政管理及改善人民生活等履行政府职能的各个方面的过程。财政支出能够满足社会公共的需要,实现政府的职能,保障社会再生产活动能够有序地进行。它是以政府为主体所进行的一种资金分配活动,体现了政府对资金的使用,反映了政府为实现其职能和满足社会

13、的公共需要的费用金额。财政支出的数量和规模集中反映了政府活动的方式及政府导向,同时也规定出了政府活动的范围和方向。（二）经济增长经济增长作为衡量一国或地区经济实力和居民生活水平的重要指标,保持经济的长期、稳定、持续和高速的增长,是一国或地区追求的目标。对经济增长的定义西方较为推崇库茨涅兹的说法:一国的经济增长可以定义为居民提供的种类日益增多的经济产品的能力长期上升,这种不断增长的能力是建立在先进技术以及所需要的指导和思想意识之相应的基础上的。他较为注重经济增长能力、先进技术和制度以及思想观念基础几个方面。萨缪尔森则认为经济增长代表的是一国潜在GDP或国民产出的增加,与之密切相关的是人均产出增长

14、率的提高,它决定一国生活水平提高的速度。他将经济增长的能力归结为潜在GDP的增长。我国则认为经济增长是指一个国家或一个地区在一定时期内的总产出即国民收入与前期相比所实现的增长。总产出或国民收入通常用国内生产总值(GDP)来衡量。对一国经济增长速度的度量通常用经济增长率来表示。（三）财政支出与经济增长关系理论1瓦格纳法则的产生与发展阿道夫瓦格纳是19世纪80年代德国著名的经济学家。他以经验性数据为依据,通过对许多欧洲国家、日本和美国的公共支出的对比、分析研究之后得出财政支出是随着人均收入的提高而增加的,当国民收入增长时,财政支出会以更大比例增长。随着人均收入水平的提高,政府支出占CNP的比重将会

15、提高这一结论,即瓦格纳法则。瓦格纳法则可以理解为财政支出因经济增长而增加,前者被动的受经济发展的影响,其中的财政支出可以认为是财政支出绝对规模的增加,即财政支出总额的增加。由于以上特点,瓦格纳法则也称为公共支出不断增长法则。皮科克和威斯曼对瓦格纳法则的重新理解是基于对英国1890年至1955年公共部门成长情况的研究,提出导致财政支出增长的内在因素与外在因素,并认为外在因素是说明财政支出增长速度超过GDP增长速度的主要原因。马斯格雷夫和罗斯托则将经济发展分为的早期阶段、中期阶段和经济发展的成熟阶段进而利用经济发展阶段论来解释公共支出增长的原因。早期阶段中,政府投资在社会总投资中占较高的比重。发展

16、中期,政府投资逐渐转为对私人投资的补充。成熟阶段中公共支出将从基础设施支出转向不断增加的教育、保健与福利服务的支出,其增长速度将大于GDP的增长速度。2.凯恩斯45线模型理论凯恩斯的就业、利息和货币通论在1936年发表之后,财政支出对于经济增长具有积极的促进作用在主流理论界开始逐渐接受。该理论被称为凯恩斯理论。凯恩斯的45线模型理论是宏观经济学中第一个总量分析模型,可以形象的表述凯恩斯理论的精髓。S2E1S1Z=GDPE2 ZGDP在上图中横坐标为GDP总产出,纵坐标为Z代表总需求.Z=GDP代表总需求等于总产出,其将坐标平面平均分成两半,线上的任意一点到横、纵轴的距离相等,代表均衡国民收入即

17、总支出与总产出相等的均衡国民收入。Sl与S2代表不同的需求曲线,El与E2为需求线与平分线的交点。sl需求曲线为需求受约束时的曲线,以总需求等于总产出为依据,此时的总产出GDP水平较低。政府为满足有效需求,采取积极的财政政策,加大财政支出的力度,需求曲线由Sl移动到S2.显然,交点E2对应的总产出要高于El点的水平.由此,凯恩斯的宏观经济思想很清晰表露出来,在有效需求理论即需求约束的前提下,调整政府的财政支出,可以提高国民收入,促进经济增长。政府支出政策能有效的影响均衡国民收入(GDP)的水平。政府作为宏观调控的机构其主要通过增加或减少政府支出和增加或减少税收几种手段来调整经济。它主要包含政府

18、购买和政府转移支付两大部分,政府购买即政府部门向私人部门包括企业部门和家庭部门购买商品、服务和生产要素,政府转移支付是政府将征收上来的税以各种方式如农业补贴、社会福利保险、贫困救济等再转移给企业部门和家庭部门等方面的支出通过增加政府的公共支出就可以达到扩大社会总需求,进而改善需求不足的状况,减少失业,从促进经济增长和稳定。凯恩斯还认为公共支出的增加会对私人部门的资金产生挤出效应,即在社会总财富一定的情况下,政府支出增加,会使私人部门可占用资金减少,公共部门的支出代替私人部门的支出,抑制了私人消费和投资,减弱了财政政策的效果。3.萨缪尔森的AS一AD模型萨缪尔森的AS一AD模型,即总供给和总需求

19、模型。该模型是在滞涨情况下,由经济学家们提出的,意图通过他分析一般价格水平与总产出的关系,进而对滞涨现象作出合理的解释。PQAD2AD1ASAS-AD 模型AD为总需求曲线,As为产出曲线,P为价格指数水平,Q为总产出。初期需求曲线ADI对应的总产出为Ql,价格水平为Pl。政府实行扩展的财政政策后,总需求曲线移动到ADZ的位置总需求增加,物价上涨为PZ。但此时的总产出却没有变化,这就解释了滞涨的原因,增加财政支出对总产出没有影响,财政政策无效。三、财政支出与GDP总量关系实证分析为了更为深入全面的研究呼和浩特市财政支出与经济增长的关系,本文从财政支出的规模与经济增长总量的角度进行研究。（一）样

20、本数据的收集与处理本文所使用的数据来源于2013年呼和浩市特统计年鉴，样本中财政支出和 GDP 的数据都为 1987 2012 年的当年名义价格数据，为了消除时间数据中可能存在的异方差，对各变量分别取自然对数，取对数后的变量分别为 LnX和LnY，二者的变化趋势见图 1。从图 1 可以看出，LnX (财政支出) 和LnY( 经济增长) 两者变动方向比较一致，具有相似的增长趋势，这说明财政支出和经济增长两个变量都是非平稳的。故对财政支出和经济增长两个变量分别进行一阶差分处理，差分后的变量分别表示为 LnX和 LnY，差分后两变量的时间序列变得较为平稳(见图 2)。表1中Y和X 是19872012

21、年的呼和浩特市的国民生产总值和财政支出数据，LnY 和LnX 是取自然对数后的呼和浩特市国民生产总值和财政支出，lnY和lnX是一级差分后的数据。表1年份Y（万元）X（万元）lnYlnXlnYlnX19871688343465212.0410.45NANA19882361163701512.3710.520.340.0719892717444133312.5110.630.140.1119903068674521312.6310.720.120.0919913586034933812.7910.810.160.0919924372645411912.9910.900.200.091993573

22、8526780313.2311.120.270.2319947927197497113.5811.230.320.1019959402918213713.7511.320.170.101996116475710403513.9711.550.210.241997134030312797214.1111.760.140.211998153744615374514.2511.940.140.181999171476417130814.3512.050.110.112000199871119864514.5112.200.150.152001246012627605914.7212.530.210.

23、332002324973536068614.9912.800.280.272003427871648253815.2713.090.280.292004545892061322715.5113.330.240.242005772760072123415.8613.490.350.162006926790092222916.0413.730.180.252007100415816.2413.820.200.092008133179516.4614.100.220.282009165168416.6214.320.160.222010177280016.7414.390.130.072011255

24、668016.9014.750.150.372012275319517.0214.830.120.07数据来源:呼和浩特市统计年鉴(2013)（二）经济计量方法及理论模型由于经典回归模型估计检验的前提条件要求相关变量必须是平稳的，对于非平稳变量采用经典回归则会产生虚假回归等众多问题，所以对非平稳变量不能直接使用经典回归。然而，在实际经济生活中众多的经济变量都是非平稳的。1987 年 Engle 和Granger 两位学者提出协整理论，为解决非平稳时间序列的建模提供了有效方法。1.变量时间序列的平稳性检验变量的平稳性检验也被称作单位根检验，其具体的检验方法主要有 DF 检验法、PP 检验法和 A

25、DF检验法。在实际使用时，人们最常用的是 ADF 检验法，其回归式有三种形式:mi回归式(无常数项、无趋势项): yt= ( 1) yt 1 + = ytt 1+ t mi回归式(有常数项、无趋势项):yt= 1+ +( 1) yt+ yiyt i + tmi回归式(有常数项、有趋势项):yt=1+ 2t ( 1) yt + yiyt i + t其中，表示变量取一阶差分；t表示白噪声序列，即t为零均值、同方差且序列无关；t 表示时间趋势因素;原假设为 H0: = 1，即yt有一个单位根。以上三种 ADF 回归式的 ADF 统计量均为模型式中 yt 1前面参数的 OLS 估计量的 T 统计量值，

26、ADF 检验所用的临界值表与 DF 检验是同一个表。如果得到的模型中 ADF 值大于 Mackinnon 临界值(Mackinnon 临界值可通过直接查阅临界值表获得)，则认为此时间序列是非平稳的;如果 ADF 值小于 Mackinnon 临界值，则认为是平稳的。单位根检验中最佳滞后阶数一般按照 AIC 准则来确定。 财政支出和 GDP 的单位根检验接下来利用 Eviews6. 0 统计软件中的 ADF 检验方法对财政支出和 GDP 两变量进行单位根检验，检验的结果见表 1。对序列LnY和LnX的平稳性进行ADF检验,表2的结果显示ADF检验值都大于5%的临界值,说明LnY和LnX均为非平稳系

27、列;对两个序列做一阶差分,再进行ADF检验,下表显示经过一级差分的呼和浩特市的国民生产总值和财政支出的P值都小于临界值0.05，故为平稳序列。可知,LnY和LnX都具有一阶单整性,即LnYI(1),LnXI(1)。 表2 国民生产总值与财政支出序列的ADF检验结果变量检验形式ADF检验值临界值（1%）临界值（5%）P值结论lnY(C,0，5)2.864419-2.664853-1.9556810.9981不平稳lnX(C,0，5)1.692464-3.724070-2.9862250.9993不平稳lnY(C,0，5)-3.475482-3.737853-2.9918780.0180平稳lnX

28、(C,0，5)-4.842452-3.737853-2.9918780.0008平稳注:(1)检验形式(C,T,L)中的C、T、L分别表示模型中的常数项、时间趋势项和滞后阶数;(2)滞后期的选择以施瓦茨信息准则(SC)为依据。2.变量的协整关系检验 在协整关系的时间序列变量之间的回归为虚假回归，故在作回归分析之前，对所研究的被解释变量与解释变量先作协整性检验十分必要。对变量之间的协整检验主要有以下两种方法:一种是 EG 两步法，另一种是 Johansen 检验法。前一种方法适合于检验两个变量之间的协整关系，后一种方法适合于检验多个变量之间的协整关系。由于本文研究的是财政支出与 GDP 这两个变

29、量之间的关系所以采用 EG 两步法来检验这两个变量之间是否存在协整关系。其检验原理如下:首先对要作协整检验的变量进行协整回归，得到残差序列；其次对残差序列进行单位根检验，计算 DF 统计值(EG 两步法检验的统计量及计算方法与单位根检验完全相同，所不同的只是临界值不同)；再次通过查表得到三个值 、1、2，由此计算临界值，计算公式为 C= + 1n 1+ 2n 2(其中下标 为显著性水平，取 0. 05，n 表示样本容量);最后比较 DF统计量与临界值，如果 DF 统计值小于临界值，则检验的变量(即回归变量)之间存在协整关系，如果DF 统计值大于临界值，则检验的变量之间不存在协整关系。财政支出与

30、 GDP 之间的协整检验 LnX 和 LnY 都是一阶单整序列，符合协整检验的前提要求，所以，本文再利用Engle Granger 两步法对LnX 和LnY两变量进行协整检验。用最小二乘法建立模型，进行协整回归。得到其回归结果为:lnY=A+BlnX+Et 估计结果为:lnY = 1.277809+1.074098 lnX （4.07） (42.72)R2=0.9870 F=1825 DW=0.37125接下来对Et进行ADF检验，模型的协整检验结果如表 2 所示：检验形式（0，0,1）ADF检验值为-3.168629，1%的临界值为-2.692358，5%的临界值为-1.960171，P值为

31、0.0032，由于ADF的检验值小于1%和5%的临界值且P值小于显著性水平0.05，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明财政支出与经济增长之间存在协整关系进而说明财政支出与经济增长之间存在长期动态均衡关系。表 3 残差的 ADF 值和临界值 ADF 值 -2.884716 临界值 -2.660720 P值 0.0057 结论 存在协整关系3.变量的 Granger 因果关系检验协整检验只是检验了变量之间是否存在长期均衡关系，但变量之间是否有因果关系，还需要进行Granger 因果关系检验( Granger 因果关系检验的前提是变量之间首先要存在协整关系)。Granger 因果关系检验的思

32、路如下:如果变量 x 的过去值有助于预测变量 y 的当前值，即用 y 的过去值对 y 的当前值进行回归时，如果再加上 x 的过去值一起进行回归，能够显著地增强回归方程的解释能力，则称 x 是y 的 Granger 原因，否则称 x 不是 y 的 Granger 原因。通过残差平方和，从而算出 F 统计量的值，再比较 F统计量的值与临界值的大小即可得到检验结果。比较标准如下:如果 F 值大于临界值就拒绝零假设 H0(x 是 y 的非 Granger 原因)，换句话说，x 是 y 的Granger 原因;如果 F 小于临界值就接受零假设，这就意味着 x 不是 y 的 Granger 原因。财政支出

33、与 GDP 之间的格兰杰因果关系分析 协整检验可以揭示变量序列之间是否存在长期均衡关系,但是无法揭示变量之间是否具有因果关系,格兰杰因果检验为解决这类问题提供了一种很好的思路和方法。建立经济增长(LnY)与财政支出(LnX)与之间的格兰杰因果关系模型:财政支出与经济增长的之后阶数的选择是根据VAR滞后阶数标准进行确定的，下图是VAR滞后阶数结果，由此可见，滞后阶数应该选择一阶。表4 VAR lag Order selection critericaLag LOGL LR FPE AIC SC HQ0 -28.19386 NA 0.04244 2.516 2.614 2.5421 60.43 1

34、55.1* 3.68* -4.53* -4.24* -4.45*2 63.88 5.45 3.89 -4.49 -3.99 -4.35表5 财政支出与经济增长的格兰杰因果关系检验结果因果关系假定滞后期数F统计值P值lnY不是lnX的格兰杰原因14.241040.0415lnX不是lnY的格兰杰原因11.121210.3022 表5中检验结果表明:滞后1期时LnY不是LnX的格兰杰原因的概率为0.0415，小于显著性水平0.05说明LnY是LnX的格兰杰原因即经济增长是财政支出的格兰杰原因。但LnX不是LnY的格兰杰原因的P值为0.3022，说明呼和浩特 市的财政支出不是经济增长的格兰杰原因。其

35、主要原因是呼和浩特市的财政支出还存在不合理之处，使得财政支出对经济增长不存在长期稳定的促进作用。四、研究结论与启示以上根据1887-2012年的时序数据,利用协整检验和因果关系检验对呼和浩特市财政支出与经济增长进行了动态的计量分析。结果发现，呼和浩特市的财政支出与经济增长之间存着长期均衡关系，但是通过格兰杰因果关系检验发现呼和浩特市的经济增长是呼和浩特市财政支出的格兰杰原因，即随着呼和浩特市的经济增长速度的加快，财政支出也明显上升，符合瓦格纳法则：财政支出因经济增长而增加,前者被动的受经济发展的影响,即其中的财政支出可以认为是财政支出绝对规模的增加,即财政支出总额的增加。但是呼和浩特市的财政支

36、出却不是呼和浩特市经济增长的格兰杰原因，财政支出对经济增长不存在长期稳定的促进作用。并不符合凯恩斯45线模型理论：在有效需求理论即需求约束的前提下,调整政府的财政支出,可以提高国民收入,促进经济增长。针对目前呼和浩特市财政支出存在的问题，本文认为可从以下几方面对呼和浩特市的财政支出进行改进，从而使财政支出对本市的经济稳定发展贡献更大的力量。首先，坚持量入为出和量出为入的财政支出原则。由于人们总希望社会事业发展得越快越好，生活水平提高得越快越好，这些都需要大量的财政投入，从而使得财政支出是无限的;而财政收入受到生产发展水平的制约，其增长总是有限的，于是有限的收入和无限的支出之间就会存在矛盾。如果

37、不顾当年的实际财力，盲目地安排超额的财政支出，就会带来严重的通货膨胀，从而引起经济混乱，阻碍经济的发展。因此，必须坚持好量入为出和量出为入的原则以使得经济稳定地增长。其次，优化财政支出结构，大量增加经济建设和科教文卫等方面的支出，严格限制行政管理方面的支出。今年来，呼和浩特市的行政管理费用持续地增长且居高不下，而政府提供的社会公共服务却没有得到相应地提高，行政管理支出过于庞大和政府提供的公共服务过于落后造成了经济效率的严重损失，而对经济发展起着重大促进作用的经济建设和科教文卫等方面的财政支出却相对较少。如下图分别是呼和浩特市从1987-2012年的财政支出中的教育支出和教育支出占财政支出的比例

38、，虽然教育支出占财政支出的总量在增长，但教育支出占财政支出的比例却在2000-2006年呈直线下降趋势，只从2007-2008是上升的，接下来便开始下降下降。呼和浩特市的教育费用支出最高只占财政支出的14.13%，与发展较快的城市还相差甚远。因此，必须进一步优化当前的财政支出结构以使得财政支出适应社会主义市场经济的发展要求。图1图2最后，必须厉行节约、讲求实效，提高财政支出的使用效益。对生产性支出，通过减少资金占用、降低生产成本，使较小的消耗支出取得最大的收益;对非生产性支出，通过精简结构、紧缩编制，使较少的财力完成相应的职能任务，提高办事效率。总之，中国目前处于经济体制转轨和社会主义市场经济

39、不完善的阶段，相对于其他有着相对完善市场经济的发达国家，财政支出担负着更为重要的使命。我们必须适度、合理、高效地安排好财政支出，从而使得呼和浩特市的财政支出更加有利于本市经济的长期稳定增长，更加有利于社会整体福利的增加和人们生活水平的提高。参考文献 1 齐福全.地方政府财政支出与经济增长关系的实证分析一以北京市为例.经济科学,2007(8):6一52郝琳琳.河北省财政支出对经济增长的影响分析.河北大学硕士学位论文,2006.63王曙光,金向鑫.黑龙江省地方财政收支与经济增长关系研究.哈尔滨商业学学报(社会科学版),2010(1):26一304 吴晶,杨桂元.财政支出对地区经济增长影响的计量分析.科技和产业.2009(9):99一104 5 刘磁君.广东财政支出对经济增长影响的实证研究.硕士学位论文,2010.56肖青.财政支出与经济增长关系理论探讨.大众商务,2009(5):397王凯,庞震,潘颖.西部地区财政支出与经济增长一基于省级面板数据的单位根、协整和格兰杰因果检验的实证分析.兰州商学院学报,2010(2):68一71