市場化和公共化構(gòu)成了我國財政改革及其理論變革全過程的基本線索。下面是學習啦小編為大家整理的財政學財政支出論文，供大家參考。

　　財政學財政支出論文篇一

　　財政收入與財政支出關(guān)系

　　財政學財政支出論文摘要

　　摘要：運用時間序列經(jīng)濟計量技術(shù)對1978-2010年我國財政收入和財政支出的關(guān)系進行實證研究發(fā)現(xiàn)：(1)我國的財政收支之間不存在Granger因果關(guān)系，財政收支之間不存在顯著的相互促進效應(yīng);(2)我國的財政收支之間具備長期均衡的協(xié)整關(guān)系;(3)實證結(jié)果顯示，需要充分重視我國財政收支之間的有機聯(lián)系，在繼續(xù)研究如何增加我國財政收入的同時，研究和著手解決我國的財政支出問題，以實現(xiàn)我國財政收支的良性互動。

　　財政學財政支出論文內(nèi)容

　　關(guān)鍵字：財政收入 財政支出 協(xié)整 Granger因果關(guān)系

　　一、引言

　　1978-2010年改革開放以來，按可比價格計算我國財政收入從1132.26億元增長到了79373.44億元，年均增速為20.94%。按可比價格計算財政支出從1122.09億元增長到了93494.47億元，年均增速為21.64%。此外，財政赤字年均為3859.47億元。

　　關(guān)于稅收和政府支出關(guān)系，主要有4種理論假說。一是Friedman (1978)的“稅收-支出假說”;二是Barro(1974)和Anderson等(1986)提出的“支出-稅收假說”;三是Meltzer和Richard (1981)的“稅收-支出相互促進假說”;四是Baghestani和McNown (1994)提出的“稅收和支出之間不存在顯著的相互促進效應(yīng)”。關(guān)于稅收和支出關(guān)系的實證研究，如同理論上的分歧一樣，也存在許多爭議。實證研究多采用協(xié)整檢驗確定財政收支之間是否存在長期均衡關(guān)系，再根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗確定影響的方向。Von Fursten-berg、Green和Jeong (1985)，Anderson、Wallace和Warner (1986)以及Ram(1988)的實證研究發(fā)現(xiàn)，美國的財政支出是財政收入的單向Granger因;Man-age和Marlow (1986)的實證研究則顯示美國的稅收是支出的單向Granger因。Joulfaian和Mookerjee (1990)對OECE16國的研究支持“稅收支出相互影響假說”。Baghestani和McNown (1994)運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型的實證研究結(jié)論是稅收和支出之間不存在相關(guān)性。Owoye(1995)對G7國家的實證研究顯示，在日本和意大利，稅收是支出的單向Granger因，而在其他5國，稅收和支出呈現(xiàn)雙向因果關(guān)系。

　　隨著經(jīng)濟的發(fā)展，我國的財政收入和財政支出規(guī)模都在不斷擴大，赤字也成為我國學者和政府部門關(guān)注的熱點問題。目前，國內(nèi)學者大多關(guān)注財政收入、財政支出本身的增長或財政收入、財政支出增長對經(jīng)濟增長的貢獻，進行過許多理論和實證研究，而缺乏對財政收入與財政支出之間關(guān)系的研究。Tsangyao Chang和Yuan Hong Ho(2002)用1977-1999年的數(shù)據(jù)對中國的稅收和支出關(guān)系進行檢驗，認為中國的稅收和支出之間存在雙向因果關(guān)系。但其研究的樣本期過短，研究結(jié)論缺乏可信度。本文擬運用Hakkio和Rush (1991)所使用的經(jīng)濟模型，以1950～2001年我國的財政收支數(shù)據(jù)為樣本，對我國財政收入和財政支出之間的長期關(guān)系進行實證研究，檢驗我國財政收入與財政支出之間的關(guān)系。

　　二、數(shù)據(jù)與模型

　　本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)頁資料，1978年為基期，消除短期經(jīng)濟因素的影響，此處本文采用1978-2010年CPI指數(shù)計算得出歷年實際財政收入和財政支出。由于數(shù)據(jù)缺失，樣本數(shù)據(jù)中不包含1979年、1981-1984年和1986-1989年的相關(guān)數(shù)據(jù)。分別對樣本數(shù)據(jù)去自然對數(shù)，并不改變變量的特征，Lfin、Lfex分別表示取自然對數(shù)后的財政收入和財政支出。有關(guān)計量方法模型如下：

　　1、變量時間序列的平穩(wěn)性檢驗。單位根檢驗的方法通常有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法(Augmented DF Test)。由于理論和實踐上的原因，人們通常使用ADF檢驗法，其模型為

　　其中，{εt}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分。原假設(shè)為H0：ρ=1，即{ yt}有一個單位根(非平穩(wěn))。T為時間趨勢因素。若ADF值小于Mackinnon臨界值，則序列是平穩(wěn)的，否則是不平穩(wěn)的。單位根檢驗最佳滯后階數(shù)按照AIC(Akaike Information Criterion)準則確定，AIC值越小，則滯后階數(shù)越佳。由于實際經(jīng)濟問題的復雜性，我們采用三種檢驗類型分別進行單位根檢驗。

　　2、變量的協(xié)整關(guān)系檢驗。對兩個變量的協(xié)整關(guān)系檢驗通?？刹捎肊ngle Granger最小二乘估計法。假設(shè){ yt}和{ xt}通過單位根檢驗兩個變量均為I(2)，即兩個變量二階差分下是平穩(wěn)的，用OLS法建立模型，進行協(xié)整分析：

　　協(xié)整方程全面的反應(yīng)了變量之間長期均衡關(guān)系。

　　3、 變量的Granger因果關(guān)系檢驗。協(xié)整檢驗告訴我們變量之間存在長期均衡關(guān)系，但是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進一步檢驗。如果變量X有助于預測Y，即根據(jù)Y的過去值對Y進行自回歸時，如果再加上X的過去值，能夠顯著地增強回歸的解釋能力，則稱X是Y的Granger因，否則稱為非Granger因。其檢驗模型為：

　　檢驗零假設(shè)為：X是Y的非Granger因，即。由于Granger因果關(guān)系檢驗對滯后階數(shù)非常敏感，通常可以依次多滯后幾階，看結(jié)果是否具有同一性。

　　三、 實證研究

　　1、單位根檢驗。單位根檢驗結(jié)果顯示，我國的Lfin和Lfex的原水平和一階差分水平下序列的ADF值大于Mackinnon臨界值，而二階差分以后ADF值小于Mackinnon臨界值，因此Lfin、Lfex是非平穩(wěn)的，且是I(2)，即二階平穩(wěn)。

　　由檢驗結(jié)果可知，變量Lfin、Lfex是二階平穩(wěn)的，兩變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

　　2、 協(xié)整檢驗。根據(jù)上述單位根檢驗結(jié)果顯示，兩變量Lfin、Lfex均為二階單位根過程，可以由“Engle-Granger兩步法”協(xié)整檢驗考察其協(xié)整關(guān)系或長期均衡關(guān)系。

　　模型(6)的回歸系數(shù)比較顯著。因此，我國財政收入和財政支出之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系。根據(jù)協(xié)整模型(6)。長期內(nèi)其他條件不變的情況下，我國財政支出每變動一個百分點財政收入將同方向變動1.020個百分點。我國的財政收入增長和財政支出增長之間有著顯著的正相關(guān)性。

　　3、Granger因果關(guān)系檢驗。根據(jù)協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果，由于我國的Lfin、Lfex均為I(2)過程并具有協(xié)整關(guān)系，故可進行Granger因果關(guān)系檢驗。檢驗結(jié)果如下：

　　Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示，財政收入是財政支出的非Granger因，財政支出是財政收入的非Granger因。我國的財政支出不是財政收入的決定因素，財政支出增長不顯著影響財政收入增長;財政收入不是財政支出的決定因素，財政收入增長也不顯著影響財政支出增長。

　　四、 結(jié)論與政策

　　本文對1978-2010年我國財政支出和財政收入的研究結(jié)果表明：第一，我國財政支出與財政收入均不具備穩(wěn)定性，但兩者之間存在長期的協(xié)整關(guān)系，長期而言，我國的財政收入和財政支出之間具有統(tǒng)計上的高度相關(guān)性;第二，我國財政支出與財政收入之間不存在互為Granger因果關(guān)系，說明我國的財政收入和財政支出之間不存在顯著的相互促進效應(yīng)。

　　根據(jù)研究結(jié)果對我國的財政支出與財政收入現(xiàn)狀提出以下建議：首先，提高我國財政支出的效率，在財政支出總量上升的同時，提高投資質(zhì)量，避免投資結(jié)構(gòu)失衡與盲目建設(shè);其次，疏導現(xiàn)行財政支出管理體系，使之能與市場相互配合，改善財政支出與財政收入之間的關(guān)系;最后，重視我國財政收入和財政支出之間的長期協(xié)整關(guān)系，在肯定我國財政政策的實施效果的同時，進一步采取措施以充分發(fā)揮我國財政收支政策的積極作用。

　　財政學財政支出論文文獻

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　　財政學財政支出論文篇二

　　財政分權(quán)、財政支出與碳排放

　　財政學財政支出論文摘要

　　摘要：利用1999～2010年省級面板數(shù)據(jù)，實證分析了財政分權(quán)、財政支出與二氧化碳排放的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)與碳排放存在正相關(guān)關(guān)系。同時，財政分權(quán)還會對碳排放產(chǎn)生間接的影響。這種間接影響主要通過政府財政支出而實現(xiàn)。隨著財政支出水平的提高，財政分權(quán)對碳排放的增加作用會逐漸減弱。而且，財政分權(quán)對碳排放的影響存在顯著的區(qū)域差異，高排放地區(qū)財政分權(quán)對碳排放的增加作用最大，中排放地區(qū)次之，低排放地區(qū)最弱。

　　財政學財政支出論文內(nèi)容

　　關(guān)鍵詞：財政分權(quán);財政支出;二氧化碳排放

　　中圖分類號：F124.5 文獻標識碼：A 文章編號：1001-8409(2014)04-0021-04

　　Abstract： Using provincial panel data from 1999 to 2010， analyzed the relationship between fiscal decentralization， fiscal expenditure and carbon dioxide emissions. Result found that fiscal decentralization has a positive significant effect on carbon emission. It also has an indirect impact on carbon emissions. This indirect impact is achieved by the financial expenditure. When financial expenditure increases， the acceleration of fiscal decentralization on carbon emissions will be waning. Moreover， the impact of fiscal decentralization on carbon emissions has regional differences： fiscal decentralization in highemissionregion has the biggest effect， the midregion followed by， and the low region weakest.

　　Key words： fiscal decentralization; financial expenditure; carbon dioxide emissions

　　改革開放以來，中國經(jīng)濟取得快速發(fā)展的同時，也帶來了二氧化碳排放的急劇增加。2009年，中國政府提出2020年單位GDP碳排放要在2005年的基礎(chǔ)上下降40%～45%的目標。中國為解決環(huán)境污染問題面臨著巨大的減排壓力。蔡昉指出，中國的環(huán)境問題是由粗放式發(fā)展模式導致的，而這種發(fā)展模式又源于“中國式分權(quán)”下的政府行為[1]。在財政分權(quán)體制下，地方政府的行為對二氧化碳排放起到至關(guān)重要的作用。財政分權(quán)可以通過兩條途徑影響二氧化碳排放：一是財政分權(quán)本身可能直接影響碳排放，即“財政分權(quán)——二氧化碳排放”;二是財政分權(quán)通過決定地方政府的財政支出行為，進而間接影響碳排放，即“財政分權(quán)——政府財政支出——二氧化碳排放”。這種間接效應(yīng)的方向是不確定的，其取決于財政分權(quán)和政府財政支出的綜合作用。具體到我國的情況，財政分權(quán)伴隨著政治和經(jīng)濟集權(quán)。以GDP為導向的激勵機制會促使地方政府快速發(fā)展經(jīng)濟，并且可能會以犧牲環(huán)境為代價。那么，中國財政分權(quán)、政府財政支出對二氧化碳排放的綜合效應(yīng)是什么?財政分權(quán)制度究竟是激勵還是限制地方政府實施碳減排政策?

　　1文獻綜述

　　關(guān)于財政分權(quán)、政府財政支出與環(huán)境質(zhì)量的研究主要分為兩類：一類是直接研究財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量的影響。在理論研究方面，Tiebout利用“用腳投票”理論解釋了較高的財政分權(quán)體制可以激勵地方政府提供更多的公共服務(wù)來滿足居民的需求，從而吸引更多的居民來該轄區(qū)內(nèi)居住，其中就包括提供較低的環(huán)境污染程度[2]。錢穎等則認為政府官員也可能從自身利益出發(fā)，做出與轄區(qū)居民愿望想違背的決策[3]。就環(huán)境質(zhì)量來說，如果缺乏有效的激勵相容機制，地方政府官員可能會為了自身利益而放松對高污染產(chǎn)業(yè)的管制，導致環(huán)境質(zhì)量的下降。對此，國內(nèi)很多學者結(jié)合了中國財政分權(quán)的具體情況，進行了實證研究。楊瑞龍等首次實證檢驗了中國的財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量的影響，得出財政分權(quán)度越高，環(huán)境質(zhì)量越差的結(jié)論[4]。張克中等研究發(fā)現(xiàn)中國式財政分權(quán)與碳排放存在正相關(guān)關(guān)系，分權(quán)度的提高不利于碳排放量的減少[5]。閆文娟等指出中國式財政分權(quán)確實增加了污染物的排放強度[6]。

　　另一類研究主要集中在政府財政支出對環(huán)境質(zhì)量的影響。李猛實證檢驗了中國的環(huán)境污染程度與人均地方財政支出之間呈現(xiàn)顯著的倒U型關(guān)系[7]。盛麗穎通過實證分析，發(fā)現(xiàn)我國支出角度的財政政策的碳減排效應(yīng)要優(yōu)于收入角度[8]。Ramon等認為在政府支出中，增加社會福利和公共物品支出所占的比重會減少污染物排放量;但在不改變支出結(jié)構(gòu)的前提下，增加政府支出總量并不能減少污染物排放量[9]。

　　上述研究有利于人們理解財政分權(quán)、政府支出和環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系，但是大多數(shù)文獻將三者的關(guān)聯(lián)割裂成兩方面單獨討論，一類文獻集中于研究財政分權(quán)對環(huán)境質(zhì)量的影響，另一類文獻則集中于研究政府財政支出對環(huán)境質(zhì)量的影響。本文的主要貢獻是將這兩方面內(nèi)容納入到統(tǒng)一的框架中進行綜合分析，著力于建立財政分權(quán)、政府財政支出與二氧化碳排放的內(nèi)在影響機制，并運用中國1999～2010年省級面板數(shù)據(jù)做實證檢驗。

　　Dec：目前財政分權(quán)存在多種度量方法。由于本文研究的是財政分權(quán)體制下政府支出行為對碳排放的影響，因此財政支出是作者的立足點。而且，從支出方面來度量也是中國研究財政分權(quán)文獻中常見的做法，如殷德生、周業(yè)安和章泉等。所以，本文用支出分權(quán)度來衡量我國的財政分權(quán)，即人均實際各地區(qū)本級財政支出占人均實際各地區(qū)本級財政支出與人均中央本級財政支出之和的比重，其中分子和分母都按相應(yīng)的CPI進行平減。各地區(qū)的財政支出數(shù)據(jù)來自歷年《中國財政年鑒》。 　　Fiscal：財政支出用各地區(qū)的人均實際財政支出表示。各地區(qū)的人均實際支出水平是以該地區(qū)消費價格指數(shù)進行平減的、并以1999年為基期的人均實際財政支出，單位為元/人。

　　4實證結(jié)果分析

　　4.1財政分權(quán)、政府財政支出與碳排放

　　本文使用了穩(wěn)健型的一階差分GMM估計全國層面上財政分權(quán)、政府財政支出對人均二氧化碳排放的影響。通過對表1中4個模型進行二階序列相關(guān)AR(2)檢驗，結(jié)果均顯示接受估計方程的誤差項不存在二階序列相關(guān)的假設(shè)。同時，Sargan過度識別檢驗的結(jié)果也都顯示，不能拒絕工具變量有效性的零假設(shè)(p值均顯著大于0.1)。這說明作者模型設(shè)定的合理性和工具變量的有效性。

　　從表1模型(1)的回歸結(jié)果可看出，滯后一期人均碳排放量的估計系數(shù)在1%水平下顯著且為正。上一期的人均二氧化碳排放量增加1%，當期的排放量會增加0.603%。即使后面加入其他控制變量后，該符號依然顯著為正。這說明上一期的碳排放量與當期量存在正相關(guān)關(guān)系。我國的二氧化碳排放是一個連續(xù)、動態(tài)累積調(diào)整的過程。因為我國的工業(yè)資本投入、能源消費習慣和相關(guān)的宏觀調(diào)控具有時滯性，上一期的碳排放量越多，則這一期的排放量也隨之增加。財政分權(quán)指標的估計系數(shù)為正，并且在5%的統(tǒng)計水平下顯著。財政分權(quán)度增加1%，人均二氧化碳排放量則增加3.377%，驗證了假設(shè)1。即財政分權(quán)度越高，人均二氧化碳排放量越大。自從中央政府實施“分稅制”改革后，地方政府能從經(jīng)濟增長中獲得更多的收益。地方經(jīng)濟的快速發(fā)展能夠增加當?shù)卣亩愂帐杖耄瑥亩纳普块T的福利和增加官員的晉升機會。因此，地方政府自然會將經(jīng)濟發(fā)展作為工作的重點，而碳減排等環(huán)境保護政策則淪為其次。再加上碳排放本身具有負的外部性，而努力減排具有正的外部性。所以很多地方政府在碳減排問題上會采取“搭便車的行為”，從而導致二氧化碳排放不斷增加。

　　人均財政支出的估計系數(shù)為正且顯著。即人均財政支出增加1%，人均二氧化碳排放量增加0.816%。這也驗證了作者的假設(shè)2，政府財政支出越多，二氧化碳排放量越大。由于地方政府官員的任期一般比較短，所以決策者會將財政支出投入到能盡快出政績的經(jīng)濟建設(shè)領(lǐng)域。而環(huán)境保護領(lǐng)域由于具有投資大、見效期限長和短期內(nèi)政績體現(xiàn)不明顯的特點，往往不受到青睞。因此，很多地方政府會將經(jīng)濟建設(shè)作為財政支出的重點。通過大力建設(shè)基礎(chǔ)設(shè)施、減免稅費和降低環(huán)境監(jiān)管等方式吸引企業(yè)到當?shù)赝顿Y設(shè)廠。地方政府對招商引資的狂熱追求，不僅弱化了當?shù)氐沫h(huán)境質(zhì)量標準，也間接縱容了企業(yè)排放二氧化碳。

　　在模型(1)的基礎(chǔ)上，本文分別引入了其他控制變量，從表1的估計結(jié)果可得，3個核心變量的符號和估計結(jié)果是非常穩(wěn)健的。模型(2)中加入了第二產(chǎn)業(yè)比重，估計系數(shù)顯著為正。這說明我國的第二產(chǎn)業(yè)與二氧化碳排放之間顯著正相關(guān)。目前第二產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中仍居于主導地位，并且處于高耗能的狀態(tài)。因此，第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重增加，會提高二氧化碳的排放量。模型(3)中加入了城鎮(zhèn)居民的消費性支出，其估計系數(shù)顯著為正。隨著城鎮(zhèn)居民生活水平的提高，人們對生活的物質(zhì)追求逐漸多樣化。私家車的使用、旅游出行、大型家用電器的使用和居住條件的改善，造成了居民消費的碳排放增加。模型(4)中加入了貿(mào)易開放度的指標，其估計系數(shù)顯著為正。我國加入世界貿(mào)易組織后，進出口貿(mào)易額逐漸上升。發(fā)達國家將污染和能源密集型企業(yè)向我國轉(zhuǎn)移，使我國更多地從事高碳產(chǎn)業(yè)。

　　4.2區(qū)域差異分析

　　我國各地區(qū)人均二氧化碳排放量相差較大，碳排放量比較大的省份主要集中在煤炭資源豐富、人口較多和經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)。而我國目前東中西部區(qū)域劃分標準并不適合對各省的碳排放量進行區(qū)域差異分析。因此，本文按照1999～2010年各省人均二氧化碳排放量的大小重新劃分碳排放區(qū)域高排放區(qū)包括內(nèi)蒙古、山西、寧夏、上海、天津、遼寧、河北、北京、山東和新疆;中排放區(qū)包括吉林、浙江、江蘇、青海、黑龍江、貴州、湖北、河南、陜西和廣東;低排放區(qū)包括福建、甘肅、安徽、云南、湖南、海南、江西、重慶、廣西和四川。 。從圖2可以看出，我國的人均碳排放呈現(xiàn)出不均衡分布的態(tài)勢。但是，高排放區(qū)所包含的省份在地域上具有一定的集聚性，主要位于我國的中北部和環(huán)渤海地區(qū)。這是由于環(huán)境污染在空間上具有關(guān)聯(lián)性，鄰近地區(qū)在資源稟賦和能源消耗結(jié)構(gòu)上具有一定的相似性。

　　第二，由區(qū)域差異分析看出，財政分權(quán)對高排放區(qū)的人均碳排放量影響最大，中排放區(qū)次之，低排放區(qū)最小。并且，中高排放區(qū)所包含的省份在地域上有一定的集聚性，主要集中在我國的東北、西北和京津唐地區(qū)。這是由于環(huán)境污染在空間上具有關(guān)聯(lián)性，很多地方政府想通過“搭便車的行為”來規(guī)避減排責任。因此，鄰近的地方應(yīng)該加強區(qū)域合作，打破行政關(guān)系的壁壘，共同治理碳排放問題。

　　財政學財政支出論文文獻

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