分稅制下中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

余 可,溫海瀅

(廣東商學(xué)院 財(cái)稅學(xué)院,廣東 廣州 510320)

●中國(guó)經(jīng)濟(jì)

分稅制下中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

余 可,溫海瀅

(廣東商學(xué)院 財(cái)稅學(xué)院,廣東 廣州 510320)

文章通過(guò)構(gòu)建分稅制下中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)理經(jīng)濟(jì)模型和經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型,提出并驗(yàn)證了分稅制下中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系,基于對(duì) 1995—2009年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)量分析的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),最終得出了結(jié)論:中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系是,只有當(dāng)?shù)胤截?cái)政支出結(jié)構(gòu)與中央財(cái)政支出結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)互補(bǔ)時(shí),地方財(cái)政生產(chǎn)性支出才能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

分稅制;財(cái)政支出結(jié)構(gòu);地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

在我國(guó)三十年的改革開放進(jìn)程中,1994年的分稅制改革具有里程碑的意義。但在分稅制改革后,地方財(cái)政收入占全國(guó)財(cái)政總收入的比例急劇下降。在這一體制下,地方政府面臨具有剛性的財(cái)政收入約束,必然在具有彈性的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)上做出相應(yīng)的調(diào)整。而地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)該如何變化才能促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),這就需要對(duì)中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行考察。

一、文獻(xiàn)回顧

最早將政府財(cái)政支出納入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析框架的是 Arrow&Kurz(1970)[1],在他們的分析框架中,消費(fèi)者的效用不但來(lái)自于私人消費(fèi),還來(lái)自于公共資本。與 Arrow&Kurz(1970)[2]不同,Barro(1990)假定,公共投資流量可以直接納入宏觀生產(chǎn)函數(shù),而資本存量則不能。他首先在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型中引入了政府的生產(chǎn)性財(cái)政支出,從而將長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與政府的生產(chǎn)性財(cái)政支出緊密地聯(lián)系在一起。并得出結(jié)論:長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率隨著生產(chǎn)性財(cái)政支出的增加而提高,隨著消費(fèi)性財(cái)政支出的增加而下降。

Barro(1990)的結(jié)論告訴我們,政府財(cái)政對(duì)生產(chǎn)性支出投得越多,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率就越高,政府如果將所有稅收均投入到生產(chǎn)性支出中,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率到達(dá)最高值;而如果政府財(cái)政對(duì)非生產(chǎn)性支出投得越多,其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是不顯著的,甚至具有負(fù)效應(yīng)。在 Barro(1990)分析框架的基礎(chǔ)上,Devarajan、Swaroop&Zou(1996)[3]對(duì)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系進(jìn)行了理論分析,并推出了一系列的相關(guān)條件,認(rèn)為在這些條件下,改變財(cái)政支出結(jié)構(gòu)能夠提高長(zhǎng)期平衡經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,并討論了政府在教育、交通、國(guó)防和社會(huì)福利等方面的支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。Devarajan、Swaroop&Zou(1996)對(duì)政府生產(chǎn)性支出的定義是,該項(xiàng)支出在預(yù)算中的比例上升,將會(huì)提高經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率。

上述的各位學(xué)者的研究中,無(wú)論是 Barro(1990)運(yùn)用內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型來(lái)討論生產(chǎn)性財(cái)政支出,還是 Devarajan、Swaroop&Zou(1996)更進(jìn)一步的討論了財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,其理論模型的不足之處在于沒(méi)有考慮到財(cái)政分權(quán)框架下政府自身的結(jié)構(gòu)特點(diǎn)。

Bird(1993)[4],Zou (1994,1996)[5-6],Gong和 Zou(2001,2002,2003)[7-9]則把財(cái)政分權(quán)框架引入到對(duì)宏觀公共財(cái)政理論的研究之中,如 Gong和 Zou(2003)把 Barro(1990)討論的一級(jí)政府財(cái)政支出的模型推廣到包括中央政府財(cái)政支出和地方政府財(cái)政支出的多級(jí)政府的模型,給出了中央政府和地方政府的各種稅收,中央政府對(duì)地方政府的政府間轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系。而肖蕓和龔六堂(2003)則在引入了財(cái)政分權(quán)框架下的 Barro(1990)模型的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入了貨幣變量,并在此框架下討論了最優(yōu)稅率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系。但這些研究并沒(méi)有對(duì)在分稅制條件下的地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行考察,也沒(méi)有討論中央財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與二者之間的性質(zhì)。

二、數(shù)理模型分析

本文的數(shù)理分析框架建立在不變替代彈性 (CES)的宏觀生產(chǎn)函數(shù)之上,但在構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)時(shí),由于要考慮到財(cái)政分權(quán)的因素,因此宏觀生產(chǎn)函數(shù)的自變量,不但有地方政府的生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出,還包括中央政府的生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出。在分稅制的條件下,根據(jù)本文的假定,這兩方面的四類財(cái)政支出就全國(guó)范圍來(lái)講,其總和等于整個(gè)政府系統(tǒng)的稅收。但就不同的地區(qū)來(lái)講,其總和卻可能不相等,這一點(diǎn)將在下文中做進(jìn)一步的分析。

首先,設(shè) gL1為地方政府的生產(chǎn)性支出,gL2為地方政府的非生產(chǎn)性支出,gC1為中央政府的生產(chǎn)性支出,gC2為中央政府的非生產(chǎn)性支出,則宏觀生產(chǎn)函數(shù)可表示為:

其中 ,α1>0,α2≥0,α3≥0,α1+α2+α3=1,0<ω<1,0<μ<1,ζ≥-1。在上面的宏觀生產(chǎn)函數(shù)中,沒(méi)有考慮勞動(dòng)的因素主要是基于兩點(diǎn)原因:一是為了簡(jiǎn)化生產(chǎn)函數(shù),以便于分析;二是由于本文已經(jīng)假定宏觀生產(chǎn)函數(shù)為線性齊次方程,因此對(duì)宏觀生產(chǎn)函數(shù)的兩邊分別除以勞動(dòng)投入,導(dǎo)致函數(shù)中的其它變量都變?yōu)槿司鶖?shù)據(jù),而這并不會(huì)影響函數(shù)的性質(zhì)以及數(shù)理分析所得出的結(jié)論。

在整個(gè)政府系統(tǒng) (包括中央政府和地方政府)的稅收方面,假設(shè)整個(gè)政府系統(tǒng)按統(tǒng)一的稅率τ征稅。但這并不影響對(duì)整個(gè)政府系統(tǒng)稅收收入為τy的假定,在理想的狀況下,也就是地方政府按照分稅制的規(guī)定向中央政府上交的稅收總額,等于中央政府在該地區(qū)投入的財(cái)政支出總額,在這一條件下,中央政府和地方政府稅收總額等于中央政府和地方政府財(cái)政支出的總和,如下所示:

其中,0<θ<1,0<φL<1,0<φC<1,η>0;θ為地方政府自留的政府稅收的比例,1-θ為上繳中央政府的稅收比例;φL為地方政府的生產(chǎn)性支出占地方政府稅收的比例,1-φL為地方政府的非生產(chǎn)性支出占地方政府稅收的比例;φC為中央政府的生產(chǎn)性支出占中央政府稅收的比例,1-φC為中央政府的非生產(chǎn)性支出占中央政府稅收的比例;η為中央政府對(duì)地方的投入系數(shù),當(dāng)η=1時(shí),為理想狀況,該地區(qū)的財(cái)政收支狀況為 (2)式。

在稅率τ和地方政府生產(chǎn)性支出比例φL不變的情況下,以及其它決策參數(shù)φC、θ、η不變的情況下,代表者選擇私人消費(fèi) c和私人資本 k,以使其效用最大化:

設(shè)定λ為私人消費(fèi)的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率,同時(shí)這一增長(zhǎng)率也是長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率,假定地方經(jīng)濟(jì)沿著穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)路徑增長(zhǎng),政府稅率τ是不變的,也就是說(shuō) g/y是不變的,從而 g/k也保持不變,并且根據(jù) (1)— (4)式可得下式:

將 (11)式代入 (10)式中,可得私人消費(fèi)穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率方程:

假設(shè)在政府稅收和中央政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)參數(shù)不變的情況下,要得到地方財(cái)政生產(chǎn)性支出對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的函數(shù),就必須對(duì) (12)式求導(dǎo),因此可得地方經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)率λ對(duì)地方政府的生產(chǎn)性支出比例φL的導(dǎo)數(shù)。

公式如下:

將 (10)式、(14)式和 (15)式代入 (16)式中,整理、合并和移項(xiàng)后可得:

為了便于分析,假設(shè)在宏觀生產(chǎn)函數(shù)中,參數(shù)ω與μ相等,即ω=μ,則 (17)式可簡(jiǎn)化為:

在 CES函數(shù)中,當(dāng)ψ≠1時(shí),假定α2>α3,同時(shí)假定中央財(cái)政支出結(jié)構(gòu)是可變的。并設(shè)φL0為地方財(cái)政生產(chǎn)性支出比例的臨界值,如果 g1的比例達(dá)到該臨界值之后,繼續(xù)上升,則經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率并不會(huì)隨之而提高。其表達(dá)式如下:

為了得到臨界值φL0隨著政府財(cái)政支出間的替代彈性系數(shù)ψ的變化而變化的趨勢(shì)與方向,對(duì) (20)式求導(dǎo),可得:

同理,如果 lnC>0,即φC>1-φC,從而導(dǎo)致 dφL0/dψ<0。這說(shuō)明,當(dāng)中央財(cái)政的生產(chǎn)性支出比例大于非生產(chǎn)性支出的比例時(shí),隨著地方財(cái)政生產(chǎn)性支出和非生產(chǎn)性支出的替代彈性系數(shù)ψ增加,地方財(cái)政生產(chǎn)性支出比例的臨界值φL0會(huì)隨之降低,從而將壓縮地方政府提高生產(chǎn)性支出的比例空間,這時(shí)地方政府只有將更多的財(cái)政資源配置到非生產(chǎn)性支出中,才能促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。上述結(jié)論意味著,如果中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)沒(méi)有實(shí)現(xiàn)結(jié)構(gòu)互補(bǔ)的話,則它們對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是相反的,或者某一方對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不顯著。值得注意的是,上面的結(jié)論是在中央財(cái)政支出結(jié)構(gòu)既定的假設(shè)前提下,得出的關(guān)于地方財(cái)政生產(chǎn)性支出比例與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率關(guān)系的結(jié)論。由于中央財(cái)政生產(chǎn)性支出與地方財(cái)政生產(chǎn)性支出在宏觀生產(chǎn)函數(shù)中的參數(shù)結(jié)構(gòu)是相同的,因此,如果在地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)既定的前提條件下,中央財(cái)政生產(chǎn)性支出比例與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系也具有這一關(guān)系。

三、經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的構(gòu)建

首先,我們根據(jù)數(shù)理經(jīng)濟(jì)模型框架構(gòu)建分稅制下中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型。為了便于構(gòu)建計(jì)量模型,本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù),首先在不考慮中央財(cái)政支出的情況下,將地方財(cái)政的八類支出全部納入模型中進(jìn)行分析,其生產(chǎn)函數(shù)為:

在 (22)式中,y代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值,k代表私人資本,sj代表第 j類政府公共支出。對(duì) (22)式兩邊分別取自然對(duì)數(shù),可得:

對(duì) (23)式求各變量的時(shí)間導(dǎo)數(shù),并考慮到勞動(dòng)力、開放程度等外部因素,具體的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型如下式:

各變量的符號(hào)和含義見表 1。

表1 各變量的名稱符號(hào)和含義

Lit代表地區(qū) i第 t年的就業(yè)人數(shù)的增長(zhǎng)率。Tit代表地區(qū) i第 t年的進(jìn)出口總額與 GDP總額之比,體現(xiàn)了一個(gè)地區(qū)開放程度的大小。

由于中央財(cái)政的非生產(chǎn)性支出主要是用于全國(guó)性的公共產(chǎn)品的提供,如國(guó)防和外交,而用于地方的中央財(cái)政非生產(chǎn)性支出則主要是通過(guò)對(duì)地方財(cái)政的轉(zhuǎn)移支付來(lái)轉(zhuǎn)化為地方財(cái)政支出的一部分。同時(shí),由于其年度數(shù)據(jù)是全國(guó)范圍內(nèi)的數(shù)據(jù),沒(méi)有給出中央財(cái)政各項(xiàng)支出分配到 31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的具體數(shù)額。如果將中央財(cái)政各項(xiàng)支出的結(jié)構(gòu)比代入面板數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中,這就會(huì)造成在時(shí)間 t不變的條件下,第 t年的中央財(cái)政支出結(jié)構(gòu)變量的值,對(duì)于每個(gè)地區(qū)來(lái)說(shuō)均是相等的。

因此,本文主要考慮將中央財(cái)政的生產(chǎn)性支出納入經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型之中,如果考慮中央財(cái)政生產(chǎn)性支出結(jié)構(gòu)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,則 (24)式可變化為:

四、相關(guān)檢驗(yàn)和估計(jì)結(jié)果分析

為了避免出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象發(fā)生,下面進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn),以檢驗(yàn)每個(gè)變量的穩(wěn)定性,以及經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型的穩(wěn)定性。本文采用Levin,Lin&Chu(2002)的方法進(jìn)行檢驗(yàn);對(duì)于單一單位根過(guò)程的檢驗(yàn),檢驗(yàn)的結(jié)果表明所有變量的單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均在 0.01的水平上顯著,這就意味著模型中的變量是穩(wěn)定的。但為了檢驗(yàn)整個(gè)計(jì)量估計(jì)模型的穩(wěn)定性,需要對(duì) (26)式做面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn),并采用 Kao檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。在 Huas man檢驗(yàn)中,面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型是無(wú)論原假說(shuō)成立與否都是一致的,而隨機(jī)效應(yīng)模型在原假說(shuō)成立的條件下是一致的,并且樣本越大越有效,但如果原假說(shuō)被拒絕,則 RE不是一致的。所有模型均通過(guò)了協(xié)整檢驗(yàn),且均通過(guò)了 Haus man檢驗(yàn)。也就是所有模型中的變量均具有協(xié)整關(guān)系,不會(huì)出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象,且均采用固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析。

由于本文所采用的中央財(cái)政基本建設(shè)支出是一個(gè)總量,缺乏每個(gè)地區(qū)得到的中央財(cái)政基本建設(shè)支出的具體數(shù)額,因此設(shè)定該變量每一年的數(shù)據(jù)對(duì)于每個(gè)地區(qū)來(lái)說(shuō)均相同。然而,這在計(jì)量估計(jì)的技術(shù)上可能導(dǎo)致具有時(shí)間固定效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型在估算過(guò)程中呈現(xiàn)奇異矩陣,無(wú)法得出估計(jì)結(jié)果。因此,在時(shí)間固定效應(yīng)模型和空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型中剔出具有高度共線性的相關(guān)變量,這些解釋變量包括中央財(cái)政基本建設(shè)支出和兩個(gè)虛擬變量,這兩個(gè)虛擬變量在截面固定效應(yīng)模型中也被剔除。根據(jù)經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型 (26)式,將我國(guó) 31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市 1995年至 2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)輸入軟件 Eviews6.0,可以得出計(jì)量估計(jì)結(jié)果。我們分別對(duì)各類面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì),并選擇 Adj.R2值最大的一個(gè)計(jì)量估計(jì)模型作為逐步回歸的基本模型,運(yùn)用逐步回歸法,可以得到如表 2所示的經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果。

表2 逐步回歸經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

在上述經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果中,地方財(cái)政基本建設(shè)支出對(duì)短期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)性,其估計(jì)系數(shù)為 0.119,且在 0.05的水平上顯著,而該項(xiàng)支出對(duì)中期和長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不顯著,因而沒(méi)有被加入到模型 2和模型 3中。這一結(jié)論說(shuō)明地方財(cái)政基本建設(shè)支出具有短期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng),而對(duì)中長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用則不明顯。而固定資產(chǎn)投資對(duì)短期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也具有顯著的正相關(guān)性,但對(duì)中長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則表現(xiàn)為顯著的負(fù)相關(guān)性,其估計(jì)系數(shù)分別為 0.063、 -0.087和-0.056,且均在 0.1的水平上顯著。由此可見,地方財(cái)政基本建設(shè)支出與固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有一定的同步性。地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)短期、中期和長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)性,其估計(jì)系數(shù)在模型 1、模型 2和模型 3中分別為 0.85、0.267和 0.231,且分別在0.01、0.05和 0.1的水平上顯著,由此可見,地方財(cái)政支農(nóng)支出對(duì)短期、中期和長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的大小和顯著程度則隨著期限的延長(zhǎng)而不斷地降低。

由于地方財(cái)政其它經(jīng)常性支出對(duì)中期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不顯著,導(dǎo)致其沒(méi)有被加入到模型 2中,但該項(xiàng)支出對(duì)短期和長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)性,其估計(jì)系數(shù)分別為 0.159和 0.078,且均在 0.01的水平上顯著。作為生產(chǎn)性支出的基本建設(shè)支出卻在模型 2和模型 3中,與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性不顯著,與此同時(shí)除了支農(nóng)支出外,其它作為生產(chǎn)性支出的地方財(cái)政支出也沒(méi)有被加入估計(jì)模型之中。然而,作為非生產(chǎn)性支出的其它經(jīng)常性支出卻在模型 1和模型 3中,與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正相關(guān)性。中央財(cái)政基本建設(shè)支出對(duì)于短期、中期和長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響與前面的分析是一致的,那就是中央財(cái)政基本建設(shè)支出對(duì)短期和長(zhǎng)期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)相關(guān)性,而對(duì)中期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則具有顯著的正相關(guān)性。值得注意的是,在模型 1中,中央財(cái)政基本建設(shè)支出與短期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)相關(guān)性,而地方財(cái)政基本建設(shè)支出卻具有顯著的正相關(guān)性,這說(shuō)明二者對(duì)短期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是反向的。而在模型 2中,地方財(cái)政基本建設(shè)支出對(duì)中期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是不顯著的,而中央財(cái)政基本建設(shè)支出對(duì)中期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻具有顯著的正相關(guān)性。

上述計(jì)量分析結(jié)果為本文數(shù)理模型分析得出的結(jié)論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù),也就是說(shuō),中央和地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)只有實(shí)現(xiàn)互補(bǔ),才能夠有效地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這一結(jié)論有助于地方政府根據(jù)中央政府的財(cái)政支出政策,來(lái)調(diào)整本地區(qū)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu),以有效地促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

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The Composition of Central and Local Public Expenditure and Region Econom ic Growth Under Tax Assignment System

YU Ke,WEN Hai-ying
(College of Taxation and Public Finance,Guangdong University of Business Studies,Guangzhou510320,China)

This paper raise and verify the question of the relationship between composition of central and local public expenditure and economy growth,by constructingmathematical economicmodel and econometricmodel,and based on the data ofChina from 1995 to 2009,we finally reach a conclusion:there is a mutual complementation the relationship among composition of central and local public expenditure and region economy growth,and it is the complementary composition between central and localpublic expenditure,whichmakes them positively related with region economy growth.

tax assignment system;the composition of public expenditure;region economic growth

F810.45

A

1007—5097(2011)01—0054—05

10.3969/j.issn.1007-5097.2011.01.012

2010—06—28

余 可 (1972—),男,四川達(dá)州人,講師,博士,研究方向:中國(guó)財(cái)政實(shí)證分析;溫海瀅 (1972—),女,山西大同人,副教授,博士,研究方向:財(cái)稅理論與政策。

[責(zé)任編輯:余志虎 ]