財(cái)政支出對我國省際區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂性的影響

摘要：本文采用β-收斂法來測算我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的收斂性。研究發(fā)現(xiàn)從長期趨勢和整體上來看，我國各省之間經(jīng)濟(jì)增長不存在絕對收斂的特征。在中國省際區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長的條件收斂中，財(cái)政支出作為控制變量并沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的收斂，加速了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)散。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長 β-收斂 財(cái)政支出 區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距

一、引言

經(jīng)濟(jì)增長收斂性研究對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的長期趨勢和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的變化都具有較強(qiáng)的解釋能力，因此被廣泛應(yīng)用到區(qū)域經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。收斂假說指出，基于資本邊際報(bào)酬遞減傾向，如果區(qū)域間要素可以自由流動，在市場機(jī)制的作用下，區(qū)域間的人均產(chǎn)出或收入水平將趨于均衡。如果區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在收斂趨勢，則意味著區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距會在市場機(jī)制作用下自動趁于縮小，從而有助于政府實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的縮小。如果區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在發(fā)散(趨異)的趨勢，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距將會拉大，則意味著政府縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的難度加大，縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的政策效果會受到影響。政府可以通過創(chuàng)設(shè)有利于收斂發(fā)生的條件，來有效地縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。

二、模型選擇及數(shù)據(jù)定義

本文在以前這些研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，采用β-收斂法來測算區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，這是由新古典增長模型演變而來的，通過測算β-收斂系數(shù)來考察地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，β-收斂系數(shù)是指落后地區(qū)的某些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)接近發(fā)達(dá)地區(qū)水平的速度。該模型中，僅有兩個(gè)時(shí)點(diǎn)t-T和t上的觀測值，T是時(shí)段的長度，這一時(shí)間區(qū)間上的平均增長率即為：

為盡可能保持各區(qū)域間經(jīng)濟(jì)體制變量一致性的假定，時(shí)期的選取是從建立市場經(jīng)濟(jì)體制后的1994年開始的，分析的總時(shí)段是從1994年到2005年，以1999年為分界點(diǎn)。本文選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)作為衡量各省經(jīng)濟(jì)增長的基本指標(biāo)，人均GDP的增長反映了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際帶來的人均財(cái)富的提高，能比較真實(shí)地反映區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際效果。

本文分析的原始數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(國家統(tǒng)計(jì)局，1994～2006)。本文分析中提到的人均GDP均為真實(shí)人均GDP，即對人均GDP進(jìn)行平減指數(shù)的修正。考慮到各省的GDP名義指數(shù)、可比價(jià)格GDP指數(shù)難以獲得，統(tǒng)一采用同年全國的GDP名義指數(shù)、可比價(jià)格GDP指數(shù)進(jìn)行處理，全國的可比價(jià)格GDP指數(shù)采用以1978年為基期，GDP的名義指數(shù)同樣采用1978年為基期，具體的計(jì)算公式為：

第i年的平減指數(shù)=第i年的GDP名義指數(shù)/第i年按可比價(jià)格計(jì)算的GDP指數(shù)。

各省第i年真實(shí)人均GDP=各省第i年人均GDP/第i年平減指數(shù)。

三、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂性的實(shí)證分析

(一)絕對收斂分析

絕對收斂假說是指技術(shù)、制度、文化、偏好等相似結(jié)構(gòu)特征的區(qū)域有相同的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)，無論經(jīng)濟(jì)的初始條件如何，人均產(chǎn)出的增長率與初始人均產(chǎn)出水平負(fù)相關(guān)，長期內(nèi)不同區(qū)域的人均收入水平將收斂于相同的穩(wěn)態(tài)水平。首先筆者采用上述經(jīng)典回歸方程(1)分時(shí)段對各省截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了非線性回歸(回歸結(jié)果見表1)。由表中回歸結(jié)果可見，各個(gè)方程都具有較強(qiáng)的解釋能力。單從收斂系數(shù)β的估計(jì)值來看，3個(gè)時(shí)段的估計(jì)值B均小于零，說明這3個(gè)分析時(shí)段全國各省都沒有收斂的趨勢，各省經(jīng)濟(jì)都趨于發(fā)散。從β值的顯著性檢驗(yàn)t值來看，1999年到2005年這一時(shí)段，t值顯著水平不是很高，其他兩個(gè)時(shí)段在5％的顯著水平下通過檢驗(yàn)，說明發(fā)散的特征很顯著。從發(fā)展階段來看，社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制實(shí)行的初期，1994～1999年全國各省的經(jīng)濟(jì)具有明顯發(fā)散的特征，1999年以后各省的經(jīng)濟(jì)發(fā)散的跡象并不是很顯著。所以總體來看，全國各省的經(jīng)濟(jì)沒有收斂的傾向，具有明顯的發(fā)散的特征。

由于收斂研究關(guān)注經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期趨勢，而非短期階段性變化。因此從1994年到2005年來看，中國省際經(jīng)濟(jì)增長并不存在明顯的收斂趨勢。也就是說。從長期趨勢和整體上而言，中國各省之間經(jīng)濟(jì)增長不存在絕對收斂的特征。

(二)條件收斂分析

條件收斂指出，不同區(qū)域之間具有不同的結(jié)構(gòu)特征，從而具有不同的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)，無論經(jīng)濟(jì)的初始條件如何長期內(nèi)不同區(qū)域的人均水平將收斂與各自的穩(wěn)態(tài)水平。由于條件收斂承認(rèn)不同區(qū)域具有不同的結(jié)構(gòu)特征和穩(wěn)態(tài)值，比絕對收斂更加接近現(xiàn)實(shí)，更具有說服力。

在(1)式中再加入其他變量，構(gòu)建條件收斂的回歸模型：

是一些用于測度區(qū)域穩(wěn)態(tài)值的變量，也被稱為收斂條件。如果回歸方程8大于零，且能很好的度量穩(wěn)態(tài)值，則說明發(fā)生了條件收斂。

條件收斂研究的關(guān)鍵問題是收斂條件的尋找和確定。巴羅強(qiáng)調(diào)政府支出是“增長的催化劑”。他檢驗(yàn)了政府各種支出對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)度，這些變量分別以獨(dú)立的形式直接加入，結(jié)果表明它們對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)截然有別：其中公共教育支出部分估計(jì)系數(shù)顯著為正，而用于純政府消費(fèi)的部分估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。財(cái)政支出作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要特征參數(shù)，它自然是分析框架中一個(gè)不可或缺的重要元素。

參考巴羅的上述結(jié)果，我們選擇財(cái)政支出——一個(gè)反映政府綜合行為的經(jīng)濟(jì)變量，來進(jìn)一步觀察政府行為對中國經(jīng)濟(jì)增長收斂性的影響。本文中采用財(cái)政支出與GDP比例這一變量在總體上考察政府行為對經(jīng)濟(jì)增長的宏觀干預(yù)程度，此變量只能反映上述各種變量的一個(gè)綜合效應(yīng)。

筆者將條件收斂回歸模型(2)式中控制穩(wěn)態(tài)的變量設(shè)置為財(cái)政支出與GDP之比的變量gi，回歸模型如下：

gi表示考察期內(nèi)的財(cái)政支出與當(dāng)年真實(shí)GDP比值的算術(shù)平均值。目的是使財(cái)政支出變量固定不變。新古典模型中控制變量決定了每“有效”工人的穩(wěn)態(tài)產(chǎn)出水平。對于給定的狀態(tài)變量而言，這些變量中的任何一個(gè)變量如政府政策變量的變化都會影響到增長率。財(cái)政支出變量在這里是作為一個(gè)控制變量，在中國省際間的經(jīng)濟(jì)增長中是否符合這一經(jīng)驗(yàn)假說，能否構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長收斂性的一個(gè)影響因素呢?檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

表2為我們傳遞的信息和表1相比，各個(gè)時(shí)段的R²不同程度的提高，說明方程的解釋能力有提高。就收斂系數(shù)而言，3個(gè)時(shí)段的收斂系數(shù)均小于零，具有明顯的發(fā)散特征，1994年到1999年這一時(shí)段由于財(cái)政變量的加入發(fā)散的特征更加明顯，說明這一時(shí)期內(nèi)財(cái)政支出運(yùn)行質(zhì)量較差并沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的收斂，而是加速了經(jīng)濟(jì)的發(fā)散；而1999年到2005年這一時(shí)段，由于財(cái)政支出變量的加入，發(fā)散的特征變得不是很顯著了，說明白分稅制以來，中國各省財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)日趨合理化，運(yùn)行質(zhì)量也有所提高，有利于經(jīng)濟(jì)向協(xié)調(diào)的方向發(fā)展；從長期來看，1994年到2005年這一時(shí)段，由于財(cái)政支出變量的加入，省際間的經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)散特征愈加顯著，說明從長期來看我國的財(cái)政支出在一定程度上加劇了各省之間的差距朝著擴(kuò)大的方向運(yùn)行。就財(cái)政支出變量的系數(shù)而言，顯著的t檢驗(yàn)值說明財(cái)政支出變量顯著的影響了經(jīng)濟(jì)增長；三個(gè)時(shí)段的財(cái)政變量系數(shù)都小于零，說明財(cái)政支出占GDP的比重與經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

由此可見，財(cái)政支出變量作為控制變量的加入，加速了經(jīng)濟(jì)的發(fā)散，一定程度上確實(shí)影響了中國省際間的經(jīng)濟(jì)增長的收斂程度，雖不能成為影響經(jīng)濟(jì)增長收斂的條件，但很明顯財(cái)政支出已經(jīng)成為了影響經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要因素。財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明財(cái)政支出總額的增加并不利于推進(jìn)經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展，使得經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)負(fù)增長。