貿(mào)易開放和政府財(cái)政支出規(guī)模
----基于省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

余官勝

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,湖北武漢 430072)

一、 問題的提出

自新增長理論興起以來,經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始強(qiáng)調(diào)政府財(cái)政支出在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。經(jīng)濟(jì)學(xué)家們分析了政府財(cái)政支出對資源配置效率和要素積累的影響[1],但是得出的結(jié)論卻大相徑庭。Ghali和Anaman等發(fā)現(xiàn)政府財(cái)政支出能通過完善法律體系、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)以及矯正市場缺陷而有利于經(jīng)濟(jì)增長[2-3];Bajo-Rubio則指出財(cái)政支出由于低效率、加重稅收負(fù)擔(dān)以及對激勵(lì)的扭曲而不利于經(jīng)濟(jì)增長[4]。由此可見,政府財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長有很大的影響,因此研究導(dǎo)致政府財(cái)政支出規(guī)模擴(kuò)大的原因也顯得尤為重要,本文正是基于此目的研究貿(mào)易開放如何影響政府財(cái)政支出規(guī)模。

國外學(xué)術(shù)界非常重視貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模的影響。早期的研究認(rèn)為貿(mào)易開放增加了一國的競爭壓力,政府則傾向于通過減稅等措施以保持本國企業(yè)的競爭力,因此貿(mào)易開放會(huì)縮小一國的財(cái)政收入,由于財(cái)政支出規(guī)模受制于財(cái)政收入,進(jìn)一步地,政府財(cái)政支出規(guī)模也會(huì)由于貿(mào)易開放而降低[5]。Rodrik則認(rèn)為貿(mào)易開放使一國更易于受外部經(jīng)濟(jì)的影響,從而增加了經(jīng)濟(jì)波動(dòng),因此政府需要更多的財(cái)政支出以實(shí)施反周期政策[6]。Epifani和Gancia則指出了貿(mào)易開放擴(kuò)大政府財(cái)政支出規(guī)模的兩條途徑:①貿(mào)易開放增加了國內(nèi)的稅收規(guī)模,從而增加了財(cái)政收入和財(cái)政支出規(guī)模;②貿(mào)易開放增加了經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)和公共轉(zhuǎn)移需求,因此需要更大的財(cái)政支出規(guī)模[7]。

我國自改革開放以來,政府財(cái)政支出在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中發(fā)揮著非常重要的作用。然而國內(nèi)學(xué)術(shù)界并沒有得出政府財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)大必然會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論,戴廣發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長之間存在倒U型關(guān)系,當(dāng)財(cái)政支出規(guī)模超過臨界值后,繼續(xù)擴(kuò)大財(cái)政支出規(guī)模反而不利于經(jīng)濟(jì)增長[8]。類似地,楊友才和賴敏暉則利用門檻回歸模型發(fā)現(xiàn)我國政府財(cái)政支出規(guī)模存在門檻效應(yīng),并發(fā)現(xiàn)我國政府財(cái)政支出規(guī)模在大多數(shù)情況下超過最優(yōu)財(cái)政支出規(guī)模,進(jìn)而不利于經(jīng)濟(jì)增長[9]。由于過大的財(cái)政支出規(guī)模不利于經(jīng)濟(jì)增長,因此國內(nèi)學(xué)者也紛紛探索我國政府財(cái)政支出規(guī)模不斷擴(kuò)大的原因。周黎安指出中國地方官員“錦標(biāo)賽”晉升模式導(dǎo)致地方政府過于注重建設(shè)性財(cái)政支出[10];方紅生和張軍則發(fā)現(xiàn)我國地方政府財(cái)政支出行為具有擴(kuò)張的傾向,并指出這是由于中國式分權(quán)治理模式和缺乏良好制度約束的相互作用結(jié)果[11]。實(shí)際上,我國改革開放以來的一大特征是貿(mào)易開放度的快速增加,那么我國的貿(mào)易開放是否會(huì)對政府財(cái)政支出產(chǎn)生影響?如果有,影響機(jī)制是怎樣的?在改革開放初期,政府對宏觀經(jīng)濟(jì)的管制依然非常嚴(yán)格,因此貿(mào)易開放不會(huì)產(chǎn)生宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn),此時(shí)貿(mào)易開放會(huì)通過競爭壓力迫使政府減少財(cái)政支出規(guī)模;隨著改革開放的深入,在貿(mào)易開放度繼續(xù)提高的同時(shí),政府對經(jīng)濟(jì)的干預(yù)也逐步減少,因此此時(shí)貿(mào)易開放的提高帶來了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn),要求政府?dāng)U大財(cái)政支出規(guī)模以實(shí)行反周期政策。本文正是嘗試?yán)梦覈‰H動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)對這兩種影響機(jī)制進(jìn)行實(shí)證研究,分析我國貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模的影響。

二、 實(shí)證研究

1. 方程設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

由于當(dāng)年的政府財(cái)政支出規(guī)模往往取決于上一年的預(yù)算,因此本文使用政府財(cái)政支出規(guī)模對上一年經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行回歸,計(jì)量方程如下:

本文的樣本包括1978—2007年我國28個(gè)省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。由于海南和重慶分別于1988年和1997年獨(dú)立設(shè)省和直轄市,因此為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性,本文將海南和重慶分別歸入廣東和四川。西藏則由于缺乏數(shù)據(jù)沒有包含在本文的樣本內(nèi)。本文的數(shù)據(jù)均由歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》整理計(jì)算而得。表1為變量數(shù)據(jù)的基本信息。

表1 變量數(shù)據(jù)基本信息

注: 表內(nèi)數(shù)值為均值,括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東;中部地區(qū)包括山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南、江西、湖南、湖北和廣西;西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

2. 回歸方法及結(jié)果分析

在回歸方程(1)中,由于解釋變量包含了被解釋變量的滯后一期值log(gexit-1),因此該方程是一個(gè)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸方程。由于對于動(dòng)態(tài)方程,回歸殘差和解釋變量相關(guān),即E[log(gexit)eit-1]≠0,因此直接對方程進(jìn)行回歸容易產(chǎn)生偏差。為了解決這種內(nèi)生性問題,本文使用廣義矩(GMM)方法對方程(1)進(jìn)行回歸。對方程(1)進(jìn)行一階差分,可得:

對方程(1)求差分的目的是為了產(chǎn)生以下的矩條件:

這里Xit-s為解釋變量集合,下標(biāo)i和t分別代表地區(qū)和年份,下標(biāo)s表示滯后兩期及以后的時(shí)間變量,T為時(shí)間年限。

本文使用系統(tǒng)內(nèi)部變量作為工具變量,對方程(2)進(jìn)行回歸,得到表2的結(jié)果。

表2 回歸結(jié)果

注: 除特別說明外,括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量,*表示在10%水平上顯著,**表示在5%水平上顯著,***表示在1%水平上顯著。

回歸結(jié)果R1沒有包含貿(mào)易開放的平方項(xiàng),而R2則包含了貿(mào)易開放的平方項(xiàng),以檢驗(yàn)貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模的非線性影響。從回歸結(jié)果看,R1和R2的Hansen-J檢驗(yàn)均不顯著,說明模型的工具變量滿足過度識別約束。Arellano-Bond AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)表明差分后的殘差均不存在序列相關(guān),由此可以斷定原模型的誤差項(xiàng)也無序列相關(guān)。聯(lián)合顯著的wald檢驗(yàn)表明R1和R2均在整體上顯著。這些結(jié)果均說明了本文的模型設(shè)定是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

無論在回歸結(jié)果R1還是R2中,政府財(cái)政支出規(guī)模的上一期值log(gexit-1)均顯著為正,反映了本期的財(cái)政支出預(yù)算在很大程度上取決于上一期的財(cái)政支出規(guī)模。log(gdpit-1)的系數(shù)顯著為正說明了經(jīng)濟(jì)規(guī)模越大,政府財(cái)政支出規(guī)模也越大,符合理論預(yù)期。rgdpit-1的系數(shù)顯著為正則需要更多的解釋,該回歸結(jié)果說明我國的財(cái)政政策并沒有反周期的預(yù)期,反而表現(xiàn)出順周期的特征。這一現(xiàn)象可由Tornell和Lane的“貪婪效應(yīng)”解釋[12],在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí),隨著稅基的增加財(cái)政收入也會(huì)增加,各個(gè)權(quán)力機(jī)構(gòu)因此會(huì)對財(cái)政收入進(jìn)行競爭,從而增加了財(cái)政支出規(guī)模[注]更多有關(guān)財(cái)政支出順周期的文獻(xiàn)參見方紅生和張軍(2009)的評述。。

本文更為關(guān)心貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模的影響,回歸結(jié)果R1只包含貿(mào)易開放項(xiàng),結(jié)果顯示貿(mào)易開放的系數(shù)不顯著,表明貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模沒有直接的影響?；貧wR2中加入了貿(mào)易開放的平方項(xiàng),結(jié)果顯示貿(mào)易開放項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù),貿(mào)易開放平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為正,這反映了貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模存在先抑后揚(yáng)的U型影響。這是因?yàn)樵诟母镩_放初期,在對外開放政策的推動(dòng)下,我國貿(mào)易開放度逐漸提高,地方企業(yè)的競爭壓力也逐步增加,因此地方政府往往采取減稅等措施以增加地方企業(yè)的競爭力,從而減少了財(cái)政收入,由于政府財(cái)政支出規(guī)模受制于財(cái)政收入,因此相應(yīng)地減少了財(cái)政支出規(guī)模。由于此時(shí)政府對宏觀經(jīng)濟(jì)的干預(yù)仍較強(qiáng),因此在貿(mào)易開放度較低的情況下,國外經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不會(huì)給我國帶來太大的風(fēng)險(xiǎn)。隨著改革開放的深入,我國貿(mào)易開放度進(jìn)一步提高,政府也逐步放開了對經(jīng)濟(jì)的管制,貿(mào)易開放度過大后我國經(jīng)濟(jì)更多地受到外國經(jīng)濟(jì)形勢的影響,在這種情況下,貿(mào)易開放度的擴(kuò)大增加了我國的宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn),就業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)也增加,相應(yīng)地要求政府增加財(cái)政支出進(jìn)行宏觀調(diào)控和轉(zhuǎn)移支付。因此我國貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模的影響呈現(xiàn)出先抑后揚(yáng)的U型形狀。

三、 結(jié)論及政策含義

我國政府財(cái)政支出規(guī)模的不斷擴(kuò)大逐漸引起學(xué)術(shù)界的關(guān)注,因此學(xué)術(shù)界也從各個(gè)角度解釋我國政府財(cái)政支出規(guī)模擴(kuò)大的原因。本文則從貿(mào)易開放的角度對此進(jìn)行解釋,一方面貿(mào)易開放能通過競爭壓力迫使政府減少財(cái)政支出規(guī)模;另一方面,貿(mào)易開放產(chǎn)生的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)又要求政府?dāng)U大財(cái)政支出以實(shí)行宏觀調(diào)控。本文利用我國1978—2007年間省際動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究,發(fā)現(xiàn)我國貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模存在先抑后揚(yáng)的U型影響。這表明當(dāng)貿(mào)易開放度較低時(shí),貿(mào)易開放對財(cái)政支出規(guī)模的第一種效應(yīng)占據(jù)上風(fēng);而當(dāng)貿(mào)易開放度達(dá)到一定程度后,第二種效應(yīng)則占據(jù)上風(fēng)。

本文的研究結(jié)果也有一定的指導(dǎo)意義。首先,如果政府財(cái)政支出規(guī)模內(nèi)生地取決于宏觀調(diào)控,那么在經(jīng)濟(jì)全球化的背景下,貿(mào)易開放不可避免地會(huì)擴(kuò)大政府財(cái)政支出規(guī)模,在這種情況下,政府應(yīng)該提高財(cái)政支出的效率,以保證財(cái)政支出起到有利的作用。其次,根據(jù)本文回歸結(jié)果R2的計(jì)算,貿(mào)易開放對政府財(cái)政支出規(guī)模U型影響的拐點(diǎn)出現(xiàn)在貿(mào)易開放度等于0.774時(shí),根據(jù)樣本數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)我國東部地區(qū)大部分省市的貿(mào)易開放度在2007年已超過該臨界值,因此貿(mào)易開放度的繼續(xù)擴(kuò)大會(huì)增加財(cái)政支出的規(guī)模。如果財(cái)政支出規(guī)模過大不利于經(jīng)濟(jì)增長,那么政府應(yīng)該慎行貿(mào)易開放政策,或者建立完善的宏觀風(fēng)險(xiǎn)控制系統(tǒng),以防止貿(mào)易開放帶來過大的宏觀經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn),迫使政府財(cái)政支出規(guī)模擴(kuò)大。

參考文獻(xiàn):

[1]Dar A , Khakhali S. Government Size, Factor Accumulation and Economic Growth: Evidence from OECD Countries[J]. Journal of Policy Modeling, 2002,24:679-692.

[2]Ghali K. Government Size and Economic Growth: Evidence from a Multivariate Co-integration Analysis[J]. Applied Economics, 1998,31:975-987.

[3]Anaman K. Determinants of Economic Growth in Brunei Darussalam[J]. Journal of Asian Economics, 2004,15:777-796.

[4]Bajo-Rubio O. A Further Generalization of the Solow Growth Model: The Role of the Pubic Sector[J]. Economic Letters, 2000,68:79-84.

[5]Alesina A, Perotti R. The Welfare State and Competitiveness[J]. American Economic Review, 1997,89:921-937.

[6]Rodrik D. Why Do More Open Economies Have Bigger Government?[J]. Journal of Political Economy, 1998,106:997-1032.

[7]Epifani P, Gancia G. Openness, Government Size and the Terms of Trade[J]. Review of Economic Studies, 2009,76:629-668.

[8]戴廣. 政府規(guī)模和經(jīng)濟(jì)收斂[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊, 2004,3(3):640-656.

[9]楊友才,賴敏暉. 我國最優(yōu)政府財(cái)政支出規(guī)模----基于門檻回歸的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)科學(xué), 2009(2):34-44.

[10]周黎安. 中國地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究, 2007(7):36-50.

[11]方紅生,張軍. 中國地方政府?dāng)U張偏向的財(cái)政行為:觀察與解釋[J]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊, 2009,8(3):1065-1082.

[12]Tornell A, Lane P. The Voracity Effect[J]. American Economic Review, 1999,89(1):22-46.