我國(guó)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性效應(yīng)*
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的平滑轉(zhuǎn)移模型實(shí)證分析

張淑翠

(上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海200433)

財(cái)政支出規(guī)模反映了政府干預(yù)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的程度,但是政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不僅表現(xiàn)在財(cái)政支出的規(guī)模上,也體現(xiàn)在財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)上。那么,財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間究竟存在怎樣的關(guān)系?對(duì)此,Armey(1995)提出財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在類似Laffer曲線形狀的關(guān)系。但是不同種類的公共物品具有不同大小的外部性,為此財(cái)政在安排支出項(xiàng)目時(shí)若能夠?qū)崿F(xiàn)支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,則能夠以最低的稅收扭曲成本實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長(zhǎng)。那么,財(cái)政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)是否都與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在Armey曲線關(guān)系呢?在中國(guó)經(jīng)濟(jì)連續(xù)多年高位運(yùn)行的情形下,實(shí)證估算我國(guó)財(cái)政支出的最優(yōu)規(guī)模和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的最佳比重,無(wú)疑可為合理保持政府調(diào)控資源的力度、科學(xué)合理地確定財(cái)政支出規(guī)模以及判斷今后財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整方向提供重要的理論與實(shí)證依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題的提出

現(xiàn)有關(guān)于財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證研究眾說(shuō)紛紜、莫衷一是。Ram(1986)、Kormendi(1986)和Grossman(1990)等研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出規(guī)模擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正效應(yīng)。但是Landau(1983)、Tullock(1987)以及Karras(1993)等研究卻得出財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)論。對(duì)此,Sheehey(1993)指出財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能存在非線性關(guān)系,Armey(1995)用類似Laffer曲線來(lái)展現(xiàn)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的這種非線性關(guān)系。Friedman(1997)的研究結(jié)論是:政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是積極的,但是政府對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用存在門(mén)限效應(yīng),門(mén)限值可能存在于15%至50%的國(guó)民收入之間。Chen和Lee(2005)研究得出政府最優(yōu)規(guī)模分別為22.839%、7.302%和14.967%。在國(guó)內(nèi),馬栓友(2000)、馬樹(shù)才和孫長(zhǎng)清(2005)、張明喜和陳志勇(2005)、計(jì)志英(2006)、李華和孫長(zhǎng)清(2007)以及張治覺(jué)(2007)等主要以線性分析為主,或利用巴羅自然效率法則或利用凹函數(shù)估算我國(guó)財(cái)政支出最優(yōu)規(guī)模。而楊友才和賴敏暉(2009)、李村璞、趙守國(guó)和何靜(2010)等主要以非線性分析為主,采用門(mén)檻回歸或平滑轉(zhuǎn)移方法重新估算我國(guó)財(cái)政支出最優(yōu)規(guī)模。

在財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證研究上,學(xué)者們更多關(guān)注不同財(cái)政支出項(xiàng)目與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。Barro(1992)研究發(fā)現(xiàn),公共消費(fèi)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的負(fù)影響。Devarajan等(1996)認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家大量的投資性公共支出并沒(méi)有起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。Bose、Haque和Osborn(2005)分析發(fā)現(xiàn)政府資本性支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)。Ghosh和Gregoriou(2006)的實(shí)證檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)資本性政府支出則與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān),而經(jīng)常性政府支出則與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)。在國(guó)內(nèi),郭慶旺、呂冰洋和張德勇(2003)認(rèn)為生產(chǎn)性政府支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān),而廖楚輝和余可(2006)則認(rèn)為一些地區(qū)的生產(chǎn)性支出對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不具有促進(jìn)作用。

上述實(shí)證研究多以線性時(shí)間序列分析為主,Morton(1986)指出單純的時(shí)間序列分析和橫截面分析都沒(méi)有控制異質(zhì)性,面臨著估計(jì)有偏性風(fēng)險(xiǎn)。尤其對(duì)我國(guó)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)而言,普通線性回歸很難揭示結(jié)構(gòu)突變變量之間的關(guān)系。相比而言,門(mén)檻回歸模型是不錯(cuò)的選擇。但是,這種模型在刻畫(huà)我國(guó)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性關(guān)系時(shí)可能也有欠缺。而González、Ter?svirta和vanDijk(2004)提出的面板平滑轉(zhuǎn)移模型不僅兼具面板數(shù)據(jù)的特征,也克服了門(mén)檻模型的缺陷。因此,本文試圖采用面板平滑轉(zhuǎn)移模型從財(cái)政支出的規(guī)模與結(jié)構(gòu)兩方面實(shí)證分析財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性效應(yīng),并估算我國(guó)財(cái)政支出最優(yōu)規(guī)模和最優(yōu)結(jié)構(gòu),進(jìn)一步拓展Armey曲線推論,為我國(guó)財(cái)政支出政策提供有益的參考和建議。

二、財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性效應(yīng)的理論闡釋

假設(shè)一個(gè)封閉經(jīng)濟(jì)由代表性無(wú)限壽命家庭、同質(zhì)充分競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)以及政府所構(gòu)成。家庭的效用函數(shù)為:

其中:c是人均消費(fèi),ρ是時(shí)間偏好,θ是相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù),初始人口正規(guī)化為1,n是人口增長(zhǎng)率,w是工資收入,r是資本利息率,k為家庭儲(chǔ)蓄,δ是資本折舊率,同時(shí)家庭滿足“非蓬齊博弈條件”,家庭的預(yù)算約束條件為:

企業(yè)從家庭租借資本、雇傭勞動(dòng)力,企業(yè)人均生產(chǎn)函數(shù)為y=f(k,G),k是人均資本,包括人力資本和物質(zhì)資本。G是政府提供的如基礎(chǔ)設(shè)施、司法保障等公共物品。由于公共物品的外部性,當(dāng)k和G分開(kāi)考慮時(shí),各自都具有遞減規(guī)模報(bào)酬;但是當(dāng)k與G放在一起考慮時(shí),社會(huì)生產(chǎn)具有規(guī)模報(bào)酬不變的特性。設(shè)生產(chǎn)函數(shù)具體形式為:

其中:y是人均產(chǎn)出,α是人均資本產(chǎn)出彈性,G1和G2是兩類不同公共物品,β和ε是其產(chǎn)出彈性,滿足α+β+ε=1,A是生產(chǎn)技術(shù)系數(shù)。政府采取一次總賦稅為公共物品免費(fèi)提供融資,公共物品總量G由兩類不同公共物品G1和G2構(gòu)成,滿足G=G1+G2。財(cái)政實(shí)行平衡預(yù)算,即G=τ Y,τ為稅率同時(shí)也是財(cái)政支出占GDP的比重。設(shè)第一類公共物品占總支出的份額為Ф,則第一類公共物品數(shù)量G1=ФτY;第二類公共物品占總支出的份額為1-Ф,則第二類公共物品數(shù)量G2=(1-Ф)τY 。

在競(jìng)爭(zhēng)經(jīng)濟(jì)中,企業(yè)和家庭面臨相同的利率和工資率,根據(jù)家庭追求效用最大化和企業(yè)追求利潤(rùn)最大化條件,宏觀經(jīng)濟(jì)均衡為如下最大化問(wèn)題的解:

為求解上述最大化問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,建立如下漢密爾頓函數(shù):

聯(lián)立(3)式、(8)式與(9)式得到穩(wěn)態(tài)條件下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為:

可見(jiàn),長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率不僅受財(cái)政支出規(guī)模的影響,而且也受財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響。利用(10)式分別對(duì)τ和Ф求一階條件,可得最優(yōu)財(cái)政支出規(guī)模和最優(yōu)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)分別為:

為直觀反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政支出規(guī)模、結(jié)構(gòu)的非線性關(guān)系,運(yùn)用經(jīng)驗(yàn)法則對(duì)(10)式中的參數(shù)校準(zhǔn)并模擬財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系曲線圖(見(jiàn)圖1)。借鑒陳昆亭、龔六堂和鄒恒甫(2004)、黃賾琳(2005)以及王文甫和朱保華(2010)的研究,令勞動(dòng)投入為常數(shù)1,技術(shù)系數(shù)A=1,資本產(chǎn)出彈性α=0.4和公共品產(chǎn)出彈性β=0.4和ε=0.2,資本折舊率δ=0.1,時(shí)間偏好ρ=-0.02,相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)θ=0.7。

圖1 財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系

三、基于面板平滑轉(zhuǎn)移模型的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)面板平滑轉(zhuǎn)移模型解析。該模型可以表示為:

其中:yit是被解釋變量,μi是不可觀測(cè)的時(shí)不變回歸變量,xit是含有時(shí)變外生變量的k維向量,qit是可觀測(cè)的轉(zhuǎn)換變量,uit是誤差項(xiàng)。g是關(guān)于qit的連續(xù)跳躍型函數(shù),按 照 Granger和 Ter?svirta(1993)、Ter?svirta(1994)以及 Jansen 和Ter?svirta(1996)的定義,具體可表示為:

其中:c=(c1,c2,…,cm),是含有位置參數(shù)的m維向量,決定模型動(dòng)態(tài)變化發(fā)生的不同位置或門(mén)限。γ是轉(zhuǎn)換函數(shù)的斜率,表示從一個(gè)狀態(tài)轉(zhuǎn)移到另一個(gè)狀態(tài)的速度。m可以確定狀態(tài)的個(gè)數(shù)。更為一般的面板平滑轉(zhuǎn)移模型形式是:

其中:g的方程形式仍然是(14)式,如果m=1,對(duì)不同的g而言轉(zhuǎn)換變量q都相同,γj→ ,j=1,2,…,r,則(15)式就退化為Hansen(1999)r+1門(mén)檻回歸模型。因此,面板平滑轉(zhuǎn)移模型是面板門(mén)限模型的進(jìn)一步拓展。

在模型估計(jì)之前,我們需要進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn),即判斷模型是否存在非線性效應(yīng)。將r=1代入(15)式并將g在γ=0處按一階泰勒級(jí)數(shù)展開(kāi)構(gòu)造線性輔助回歸模型(16)式,然后分別估計(jì)線性固定效應(yīng)模型和線性輔助回歸模型,根據(jù)兩個(gè)模型殘差平方和SSR0和SSR1構(gòu)造(17)式統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)H0:γ1=0(H1:γ1≠0)。

對(duì)(13)式面板平滑轉(zhuǎn)移模型的估計(jì)可分兩步實(shí)現(xiàn):第一步通過(guò)組內(nèi)回歸去除線性部分的固定效應(yīng),第二步對(duì)剩下非線性部分進(jìn)行NLLS(Nonlinear Least Squares)估計(jì)。這里借鑒Hansen(1999)的做法,先根據(jù)γ＞0,cjmax＜max{qit},cjmin＞min{qit},j=1,2,…,m原則,確定γ和c的一個(gè)初始值,然后利用格子搜索法尋找最佳初始值γ*和c*使第二步NLLS估計(jì)下的殘差平方和最小。

在模型估計(jì)之后,我們還需要進(jìn)行剩余異質(zhì)特征檢驗(yàn),即判斷現(xiàn)有的轉(zhuǎn)換函數(shù)是否能充分捕捉變量的異質(zhì)特征或非線性關(guān)系。將r=2代入(15)式并將g在γ=0處按一階泰勒級(jí)數(shù)展開(kāi)構(gòu)造線性輔助回歸模型(18)式,然后分別估計(jì)(13)式和(18)式,根據(jù)兩個(gè)模型殘差平方和SSR0和SSR1,同樣構(gòu)造類似(17)式的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)H0:γ2=0(H1:γ2≠0)。最終,根據(jù)這種檢驗(yàn)方法可以選擇一般面板平滑轉(zhuǎn)移模型估計(jì)所需的最佳轉(zhuǎn)換函數(shù)個(gè)數(shù)。

(二)模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量說(shuō)明。本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式,忽略行政管理支出等維持性支出,將財(cái)政支出分為經(jīng)濟(jì)性支出和社會(huì)性支出兩種。前者主要是指政府提供的基礎(chǔ)設(shè)施、基礎(chǔ)性研究等,用G1表示;后者包括義務(wù)教育、基本醫(yī)療與社會(huì)保障等支出,用G2表示。考慮到預(yù)算外支出結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)不完整,政府可支配性較小,這里主要研究預(yù)算內(nèi)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性關(guān)系。結(jié)合(13)式設(shè)最終估計(jì)模型為:

其中:Yit為省級(jí)GDP,Kit為省級(jí)資本投資,Lit為省級(jí)勞動(dòng)投入,Git為省級(jí)財(cái)政一般預(yù)算支出,λ為轉(zhuǎn)換變量。我們選擇省級(jí)財(cái)政一般預(yù)算支出占省級(jí)GDP的比重和省級(jí)財(cái)政一般預(yù)算中經(jīng)濟(jì)性支出與社會(huì)性支出的比重分別作為轉(zhuǎn)換變量,刻畫(huà)財(cái)政支出規(guī)模和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響。

本文采用1997-2009年我國(guó)31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)源自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒2010》,缺失數(shù)據(jù)由《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952-2004》補(bǔ)齊。Yit用GDP平減指數(shù)(1997年=100)折算后的各省實(shí)際GDP增長(zhǎng)率表示。Kit用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)(1997年=100)折算后的各省實(shí)際固定資本形成總額表示。其中廣東省缺少1998-2000年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù),用投資隱含平減指數(shù)代替;西藏缺少固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù),用零售商品價(jià)格指數(shù)代替。Lit用各省按三次產(chǎn)業(yè)劃分的年末就業(yè)人數(shù)表示,Git用GDP沖減指數(shù)(1997年=100)折算后的各省實(shí)際財(cái)政支出表示。

(三)模型估計(jì)與檢驗(yàn)。首先,對(duì)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn),卡方統(tǒng)計(jì)值為64.20,在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè),說(shuō)明模型更適合固定效應(yīng)。這滿足González等(2004)提出的面板平滑轉(zhuǎn)移模型估計(jì)的前提要求。下面我們分別以財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)作為轉(zhuǎn)換變量,實(shí)證研究我國(guó)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響。表1結(jié)果顯示,F值都顯著拒絕了線性模型的原假設(shè)。說(shuō)明面板數(shù)據(jù)具有明確的異質(zhì)性,用面板平滑轉(zhuǎn)移模型能夠很好捕捉到財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性特征。

表1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

對(duì)位置參數(shù)個(gè)數(shù)的確定,根據(jù)Granger和 Ter?svirta(1993)以及 Ter?svirta(1994)的做法來(lái)選擇。表2結(jié)果顯示,H03的顯著性最強(qiáng),因此接受m=1,即存在兩種狀態(tài)的平滑轉(zhuǎn)移。

表2 位置參數(shù)個(gè)數(shù)選擇

表3 剩余異質(zhì)性檢驗(yàn)

為避免過(guò)于龐大的模型,隨著位置參數(shù)個(gè)數(shù)的增加,顯著性水平選擇標(biāo)準(zhǔn)可以越來(lái)越低,這里我們選擇0.001的顯著性水平。表3結(jié)果顯示,財(cái)政支出規(guī)模為轉(zhuǎn)換變量的標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)指出兩種狀態(tài)的轉(zhuǎn)移模型未能完全捕捉到回歸方程中省份數(shù)據(jù)之間的異質(zhì)性;與之相反,穩(wěn)健性檢驗(yàn)則說(shuō)明沒(méi)有證據(jù)支持任何異質(zhì)性在模型中存在?？紤]到標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)在小樣本下可能忽視模型截面異方差性而存在檢驗(yàn)不可信的問(wèn)題,在此接受穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果,即兩種狀態(tài)的轉(zhuǎn)換是合理的。

表4估計(jì)結(jié)果顯示,財(cái)政支出規(guī)模在位置參數(shù)估計(jì)值0.0932兩側(cè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在明顯區(qū)別。當(dāng)財(cái)政支出規(guī)模小于9.32%時(shí),財(cái)政支出的產(chǎn)出彈性為0.8664,這說(shuō)明財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了正面效應(yīng)。勞動(dòng)力和私人投資的產(chǎn)出彈性分別為0.2003和0.0843,相比之下,勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響要大于私人投資,這符合Ram(1986)、Kormendi和Meguire(1986)以及Lin(1994)的觀點(diǎn),即政府財(cái)政支出規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在正相關(guān)關(guān)系。但是當(dāng)財(cái)政支出規(guī)模大于9.32%時(shí),出現(xiàn)了不同的估計(jì)結(jié)果:財(cái)政支出和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性均變?yōu)樨?fù)值,私人投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有顯著影響,這意味著過(guò)大的財(cái)政支出規(guī)?？赡茉斐蓹C(jī)構(gòu)臃腫和人浮于事,降低了政府的工作效率,同時(shí)沉重的稅負(fù)也打擊了私人投資熱情,擠出了私人投資。這印證了 Landau(1983)、Engen 和 Skinner(1991)、S Guseh(1997)、Gwartney(1998)、Folster和Henrekson(2001)以及Dar和AmirKhalkhali(2002)等對(duì)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的論斷。

對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu),同樣在位置參數(shù)1.643兩側(cè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出截然不同的兩種狀態(tài)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)性支出與社會(huì)性支出比重小于1.643時(shí),勞動(dòng)力、私人投資和財(cái)政支出的產(chǎn)出彈性分別為0.39、0.16和0.48,這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)性支出的增加有利于社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施的完善、扶持基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和引導(dǎo)私人投資進(jìn)入高新技術(shù)產(chǎn)業(yè);當(dāng)經(jīng)濟(jì)性支出與社會(huì)性支出比重大于1.643時(shí),勞動(dòng)力和財(cái)政支出的產(chǎn)出彈性為負(fù),這意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展到成熟階段時(shí),人均收入水平提高,社會(huì)對(duì)教育、保健、養(yǎng)老、失業(yè)及其他福利等社會(huì)性服務(wù)的需求日益增加,政府應(yīng)承擔(dān)更多的民生責(zé)任,增加社會(huì)性支出。這與 Musgrave(1969)和 Rostow(1971)提出的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段論相一致。

表4 面板平滑轉(zhuǎn)移模型估計(jì)

(四)有關(guān)結(jié)果討論與分析。上述估計(jì)說(shuō)明我國(guó)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有非線性影響。圖2邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線進(jìn)一步證實(shí)了這一推論,財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)在最優(yōu)值兩側(cè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都是不對(duì)稱的,并且財(cái)政支出規(guī)模在兩種狀態(tài)下的轉(zhuǎn)換速度似乎相對(duì)更快,大多數(shù)樣本點(diǎn)位于中間過(guò)渡狀態(tài)。究其原因,本文做出以下解釋:一方面,從理論上看,瓦格納法則指出在一國(guó)工業(yè)化發(fā)展初期,地方財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張是彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈、解決城市化和高居住密度帶來(lái)的外部性和擁擠性以及滿足社會(huì)成員對(duì)公共物品需求增加的必然結(jié)果;從實(shí)踐上看,公共物品的數(shù)量和質(zhì)量決定著財(cái)政支出的規(guī)模。我國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)體制改革和政府職能轉(zhuǎn)變的動(dòng)態(tài)過(guò)程中,在公共服務(wù)的投入上尤其是區(qū)域民生類公共物品的供給上,不論是數(shù)量還是質(zhì)量都明顯不足,這些都為地方政府財(cái)政支出規(guī)模的合理擴(kuò)張?zhí)峁┝死碛?。另一方?地方政府作為獨(dú)立的利益主體,承擔(dān)著推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的責(zé)任,而隨著1994年財(cái)政分權(quán)改革,地方政府擁有更多的轄區(qū)經(jīng)濟(jì)事務(wù)管理權(quán)和財(cái)政支配權(quán)。因此,為了爭(zhēng)奪有限經(jīng)濟(jì)資源,地方政府之間的關(guān)系不再是單純的兄弟關(guān)系,而是兩個(gè)經(jīng)濟(jì)主體之間的關(guān)系(周業(yè)安,2003)。除了稅收競(jìng)爭(zhēng),地方政府間的財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)也愈演愈烈,這不僅使地方財(cái)政支出規(guī)模偏離最優(yōu)水平,增加了地方政府的或有負(fù)債,也使地方政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)失衡,偏重見(jiàn)效快、增長(zhǎng)效應(yīng)明顯的基本建設(shè)投資而忽視科教文衛(wèi)的投入。從長(zhǎng)遠(yuǎn)看,這很容易扭曲社會(huì)資源的合理配置,阻礙經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。因此,我們不難想象我國(guó)財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間所蘊(yùn)涵的非線性效應(yīng)。

圖2 邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線

圖3 地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整趨勢(shì)

對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu),為了能更直觀地理解我國(guó)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏離最優(yōu)值的平均程度,我們以轉(zhuǎn)換函數(shù)是否大于0.5為界將我國(guó)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)劃分為兩種狀態(tài)——重建設(shè)和重民生,并勾勒出財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢(shì)。圖3顯示1997-2009年絕大多數(shù)地方政府都重建設(shè)輕民生,這表明我國(guó)“重經(jīng)濟(jì)發(fā)展和基建投資、輕社會(huì)發(fā)展和人力資本投資”的傳統(tǒng)特征仍然十分明顯。究其原因,這主要是由于20世紀(jì)80年代初實(shí)施的領(lǐng)導(dǎo)干部選拔和晉升標(biāo)準(zhǔn)的重大改革使地方政府領(lǐng)導(dǎo)者的晉升和地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效掛鉤(周黎安,2004),以及財(cái)政支出中社會(huì)性支出的短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)不明顯等因素造成。因此,在我國(guó)以GDP考核為主的官員晉升體制下,地方政府很容易忽視對(duì)轄區(qū)居民公共需求偏好的滿足,客觀上形成了一種重建設(shè)、輕民生的制度激勵(lì)。

四、結(jié)論與對(duì)策建議

上述研究表明我國(guó)財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有非線性效應(yīng),并且財(cái)政一般預(yù)算支出規(guī)模與財(cái)政支出結(jié)構(gòu)在最優(yōu)值兩側(cè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均具有非對(duì)稱性。地方財(cái)政一般預(yù)算支出與地區(qū)GDP最優(yōu)比重為9.32%,財(cái)政經(jīng)濟(jì)性支出與社會(huì)性支出最優(yōu)比重為1.643。此外,1997-2009年地方政府財(cái)政支出表現(xiàn)出一定的不合理態(tài)勢(shì),即政府經(jīng)濟(jì)職能過(guò)強(qiáng)、社會(huì)職能過(guò)弱,社會(huì)管理職能過(guò)強(qiáng),公共服務(wù)職能過(guò)弱。因此,現(xiàn)階段我國(guó)要形成經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)效發(fā)展機(jī)制,政府必須提高財(cái)政支出效率,切實(shí)有效地解決現(xiàn)存的民生問(wèn)題。具體而言,可以從以下幾方面著手:

第一,改變地方政府的政績(jī)考核機(jī)制。應(yīng)遵循市場(chǎng)機(jī)制下“用腳投票”規(guī)則,建立“自下而上”的考核,使地方政府的財(cái)政支出規(guī)?？刂圃诤侠淼姆秶鷥?nèi),財(cái)政支出應(yīng)該從簡(jiǎn)單的以增長(zhǎng)為導(dǎo)向轉(zhuǎn)為以公共服務(wù)為導(dǎo)向,最終扭轉(zhuǎn)地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)中“重建設(shè)、輕民生”的狀況。

第二,加強(qiáng)財(cái)政監(jiān)督力度。地方財(cái)政支出不合理離不開(kāi)地方政府財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致的“攀比效應(yīng)”,更離不開(kāi)支出背后地方預(yù)算外收支和體制外收支的支撐。因此,從某種意義上說(shuō)我們應(yīng)盡快健全政府預(yù)算體系,形成由政府公共預(yù)算、政府性基金預(yù)算、國(guó)有資本金預(yù)算和社會(huì)保險(xiǎn)基金預(yù)算組成的比較完整的政府預(yù)算體系,把政府的所有收支活動(dòng)全部納入預(yù)算進(jìn)行管理。同時(shí),要公開(kāi)政府預(yù)算,加強(qiáng)對(duì)財(cái)政資金收支每一個(gè)環(huán)節(jié)的監(jiān)督。

第三,建立財(cái)政資金績(jī)效評(píng)價(jià)信息系統(tǒng)。政府應(yīng)該建立財(cái)政資金績(jī)效評(píng)價(jià)信息系統(tǒng),使政府可以比較準(zhǔn)確地了解相關(guān)信息,有助于降低財(cái)政資金使用風(fēng)險(xiǎn),避免“呆賬”、騙貸等不良行為的發(fā)生,切實(shí)把財(cái)政資金用在刀刃上,有效發(fā)揮政府配置資源的能力。

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