從生產(chǎn)性財政支出效率看規(guī)模優(yōu)化：基于經(jīng)濟(jì)增長的視角

范慶泉 周縣華 潘文卿

一、引 言

改革開放以來，政府財政支出在中國經(jīng)濟(jì)三十多年的高速增長過程中起到了重要作用(付文林、沈坤榮，2012)，并且政府財政的公共性對提高社會福利產(chǎn)生了重要影響(高培勇，2008)?，F(xiàn)階段，隨著我國市場經(jīng)濟(jì)體制的不斷完善，規(guī)模龐大的財政支出公共性功能在一些經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中已經(jīng)開始逐漸減弱，財政的競爭性支出甚至抑制了經(jīng)濟(jì)增長。在當(dāng)前我國加快轉(zhuǎn)變政府職能和深化財稅體制改革的背景下，經(jīng)濟(jì)增長面臨著下行壓力，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，在經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)下評估最優(yōu)的財政支出規(guī)模，既可以保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展，又可以進(jìn)一步明確財稅體制的優(yōu)化目標(biāo)和改革路徑。面對這一新的問題和挑戰(zhàn)，本文試圖厘清財政政策與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并研究政府在追求經(jīng)濟(jì)增長最大化目標(biāo)下政府財政支出的最優(yōu)規(guī)模及其影響因素。

Arrow 和Kurz(1970)對政府公共投資與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了開創(chuàng)性的理論研究。Landau(1983)、Aschauer(1989)等在實證研究中發(fā)現(xiàn)財政支出對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著性的負(fù)向影響。為了解釋這一現(xiàn)象，他們將政府總支出分為生產(chǎn)性支出和消費性支出，并研究了不同類型支出對經(jīng)濟(jì)的差異化影響。國內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者借鑒這一做法，將政府財政支出分為生產(chǎn)性支出和消費性支出(Barro，1990；Turnovsky，1996、2000；嚴(yán)成 樑、龔六堂，2009；金戈、史晉川，2010)，并將生產(chǎn)性支出加入到生產(chǎn)函數(shù)，認(rèn)為生產(chǎn)性支出可以提高私人資本和勞動的邊際生產(chǎn)率，進(jìn)而提高總產(chǎn)出并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。此后，政府生產(chǎn)性支出對于經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響成為共識。同時，在不同地區(qū)，基于不同樣本的研究中，有關(guān)政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響結(jié)論存在較大差異。因此，Lucas(1990)、Barro(1990)、Jones(1993)、Turnovsky(1996，2000)將政府生產(chǎn)性支出納入到內(nèi)生增長理論框架中，研究其對經(jīng)濟(jì)增長的綜合影響。典型的研究如Barro(1990)認(rèn)為政府生產(chǎn)性支出占比(生產(chǎn)性支出與GDP 的比值)對經(jīng)濟(jì)增長率存在倒“U”型的影響。嚴(yán) 成 樑和龔六堂(2009)在不同的基準(zhǔn)參數(shù)下，模擬了政府的各種稅收對經(jīng)濟(jì)增長的影響，由于勞動所得稅和資本所得稅轉(zhuǎn)化為財政公共支出后，一方面通過生產(chǎn)性公共支出提高勞動邊際生產(chǎn)率，另一方面又通過消費性公共支出提高了休閑的邊際效用，最終對于經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的。上述研究的不足之處是，大多數(shù)學(xué)者都將政府的生產(chǎn)性支出占比作為一個外生參數(shù)求解均衡增長路徑，然后在均衡路徑上推導(dǎo)或模擬政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長率的影響。

政府消費性支出也是政府支出的重要方面，對于經(jīng)濟(jì)增長也具有促進(jìn)作用。一般而言，政府公共消費性服務(wù)品具有非完全競爭性，國外學(xué)者在研究其對經(jīng)濟(jì)增長的影響時，一般在理論模型中加入消費性擁擠因子，以刻畫政府消費性服務(wù)的公共物品屬性(Turnovsky，1996)。在近期的研究中，國內(nèi)學(xué)者賈俊雪和郭慶旺(2010)不僅將消費性擁擠因子加入到效用函數(shù)，同時引入了生產(chǎn)性擁擠因子并加入到生產(chǎn)函數(shù)，以刻畫政府生產(chǎn)性服務(wù)的公共物品屬性。金戈和史晉川(2010)也對多種類型公共支出的擁擠性特征進(jìn)行了刻畫，并從理論上指出可以求解各種擁擠性公共支出的最優(yōu)路徑。

在實證研究方面，近些年來，國內(nèi)許多學(xué)者主要采用多元線性回歸模型估計政府的各項生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響。 樑嚴(yán)成 和龔六堂(2009)研究發(fā)現(xiàn)我國生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在地區(qū)差異，但并不一定總能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，其原因在于生產(chǎn)性支出規(guī)模超出了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的適可范圍或者生產(chǎn)性支出的使用效率低下。與之相對，郭慶旺和賈俊雪(2006)估計得出政府公共的物質(zhì)投資對經(jīng)濟(jì)增長有顯著性的正影響。莊子銀和鄒微(2003)指出政府在公共支出過程中存在著大量的“調(diào)整成本”，這些尋租和“非生產(chǎn)性的尋利”行為造成了經(jīng)濟(jì)效率的損失。在現(xiàn)有的研究中，對于政府公共支出與經(jīng)濟(jì)增長之間可能會存在的非線性關(guān)系的檢驗還較少。

在理論分析中，本文加入了消費性和生產(chǎn)性兩種類型的擁擠因子并給出了具有擁擠性的公共支出最優(yōu)路徑的解析解。通過數(shù)值分析，本文給出的政府生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著倒“U”型關(guān)系，并指出了政府財政消費性支出和生產(chǎn)性支出效率會影響政府的最優(yōu)支出規(guī)模。在實證研究中，本文構(gòu)建了包含政府生產(chǎn)性支出平方項的非線性回歸模型，并通過中國地市級、縣級的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來檢驗兩者之間是否存在倒“U”型關(guān)系。

二、財政支出效率與最優(yōu)財政支出規(guī)模的理論分析

（一）政府的消費性支出效率與效用函數(shù)

按照Turnovsky(1996，2000)的研究框架，本文假定經(jīng)濟(jì)體中存在一個代表性家庭①在考慮到人口有增長和無增長的情況下，本文的基本結(jié)論是相同的。為簡化起見，本文假設(shè)無人口增長。。家庭的效用函數(shù)由私人消費品、休閑以及政府提供的有效消費性服務(wù)組成，并假設(shè)三種產(chǎn)品之間存在非完全替代關(guān)系，其表達(dá)式為：

其中，Ct為私人消費品，Lt為代表性家庭選擇的閑暇時間，G Sc,t為政府提供的有效消費性服務(wù)。η、θ 分別刻畫了政府消費性服務(wù)、閑暇與消費品的效用替代彈性系數(shù)。σ 為家庭消費跨期替代彈性的倒數(shù)。

Turnovsky(1996)指出，政府有效消費性服務(wù)由政府實際消費性支出與產(chǎn)出總水平?jīng)Q定，兩者之間的不同份額刻畫了政府消費性服務(wù)公共品屬性的擁擠程度，其表達(dá)式為：

其中，G Ct為政府實際消費性支出，Yt為總產(chǎn)出水平。α 是描述政府公共消費性服務(wù)擁擠效應(yīng)的參數(shù)。假設(shè)政府實際消費性支出是總產(chǎn)出的一定比例 gc，則式(2)可以進(jìn)一步整理為：當(dāng)α=1 時，政府有效消費性支出增長率等于政府實際消費性支出增長率。政府實際消費性支出不受經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模的影響，其全部進(jìn)入代表性家庭的效用函數(shù)。當(dāng)α ＜1 時，政府消費性支出是具有非完全競爭性的公共服務(wù)品，只有政府消費性支出的一定比例進(jìn)入到家庭效用函數(shù)。政府提供的公共消費性服務(wù)對于消費者而言，存在一定的擁擠效應(yīng)。主要表現(xiàn)在兩個方面：一是政府消費性支出的低效率。正如莊子銀和鄒微(2003)認(rèn)為政府在公共財政支出的過程中存在著尋租行為，出現(xiàn)了大量的“調(diào)整成本”，造成了社會福利損失。二是公共消費品對私人消費品的擠出。當(dāng)α=0 時，政府的消費性服務(wù)是完全競爭性公共服務(wù)品。政府提供消費性服務(wù)以降低成本的公共物品屬性則完全消失了。

（二）政府的生產(chǎn)性支出效率與生產(chǎn)函數(shù)

本文假定代表性家庭既是消費者也是生產(chǎn)者，其通過雇傭自身的勞動和資本進(jìn)行生產(chǎn)。政府的有效生產(chǎn)性服務(wù)對生產(chǎn)具有促進(jìn)作用。與刻畫政府消費性服務(wù)的公共物品屬性類似，本文參照賈俊雪和郭慶旺(2010)的方法引入擁擠效應(yīng)以刻畫政府生產(chǎn)性服務(wù)的公共物品屬性。設(shè) G Sp,t為政府提供的有效生產(chǎn)性服務(wù)，G Pt為政府實際的生產(chǎn)性支出，政府的有效生產(chǎn)性服務(wù)由政府實際生產(chǎn)性支出與產(chǎn)出總水平?jīng)Q定，其表達(dá)式為：

其中，ε 為刻畫政府公共生產(chǎn)性服務(wù)擁擠效應(yīng)的參數(shù)。該參數(shù)反映了政府生產(chǎn)性支出和私人資本在生產(chǎn)函數(shù)中相對作用的大小。在給定同一種政府生產(chǎn)性支出行為下，其生產(chǎn)性服務(wù)的擁擠程度越小，表明政府在經(jīng)濟(jì)中的作用也越大，私人資本的生產(chǎn)彈性也就越小。假設(shè)政府實際生產(chǎn)性支出是總產(chǎn)出的一定比例 gp，則式(3)可以進(jìn)一步簡化為：。類似地，當(dāng)ε=1 時，政府生產(chǎn)性支出是非競爭性公共服務(wù)品，不存在擁擠效應(yīng)；當(dāng)ε=0 時，政府的生產(chǎn)性服務(wù)是完全競爭性公共服務(wù)品。本文將政府的有效生產(chǎn)性服務(wù)加入到生產(chǎn)函數(shù)中(Barro，1990；Turnovsky，2000)，則有：

其中，Kt為代表性家庭的私人資本存量，(1 - Lt)為代表性家庭的勞動時間，At為技術(shù)水平；ρ 為有效公共生產(chǎn)性服務(wù)的彈性系數(shù)，φ 為勞動的彈性系數(shù)，1-ερ 為資本的彈性系數(shù)。當(dāng)政府生產(chǎn)性服務(wù)的擁擠效應(yīng)比較小時( ε → 1)，私人的資本彈性系數(shù)相對較??；反之，隨著政府生產(chǎn)性服務(wù)的擁擠程度不斷變大( ε → 0)，私人的資本彈性系數(shù)則相對變大。假設(shè)ρ ＞0，φ ＞0，φ ≤ερ，ερ+φ ≤1，對于勞動和資本而言，生產(chǎn)函數(shù)是規(guī)模報酬非遞增的，且勞動和資本的邊際報酬是遞減的。將式(3)代入到式(4)中，得到AK 經(jīng)濟(jì)形式的內(nèi)生增長模型。其生產(chǎn)函數(shù)的表達(dá)式為：

（三）經(jīng)濟(jì)增長最大化問題

代表性家庭在整個生命周期內(nèi)的效用最大化問題是：

其中，β 為效用貼現(xiàn)率。為保證效用函數(shù)是嚴(yán)格凹的，式(6)的各個參數(shù)需要滿足如下條件：η ＞ 0，θ ＞ 0，(1 - σ ) (1 +η α +θ ) ＜1。

社會資源的約束方程如式(7)所示：

長期以來，經(jīng)濟(jì)增長最大化是地方政府更加關(guān)注的目標(biāo)。其中政府將生產(chǎn)性支出作為其調(diào)控經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要工具變量，即在家庭追求效用最大化的均衡路徑上，政府可以通過調(diào)控生產(chǎn)性支出影響經(jīng)濟(jì)增長。在上述情況下，家庭通過選擇消費、投資、勞動來實現(xiàn)自身效用的最大化；政府的消費性支出處于從屬地位(高培勇，2008)。因此，在均衡增長路徑上可以表示為政府生產(chǎn)性支出的函數(shù)。

一階條件的求解過程如下：

同期替代方程：

歐拉方程：

預(yù)算約束條件：

邊際單位產(chǎn)出的影子價格方程：

生產(chǎn)函數(shù)：

橫截性條件：

政府消費性支出關(guān)于生產(chǎn)性支出的函數(shù)關(guān)系式：

本文將政府生產(chǎn)性支出作為典型家庭追求效用最大化的外生參數(shù)，可以推導(dǎo)得出新的均衡增長率為：

根據(jù)隱函數(shù)定理，本文可以推導(dǎo)出最優(yōu)的政府生產(chǎn)性支出比：

在經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)下求解的最優(yōu)政府支出規(guī)模是次優(yōu)均衡(金戈、史晉川，2010)?；谥醒胗媱澱呓巧蠼獾男в米畲蠡秦斦陨a(chǎn)支出規(guī)模的最優(yōu)均衡。盡管在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中我們無法實現(xiàn)最優(yōu)均衡，但是本文將最優(yōu)均衡作為基準(zhǔn)模板進(jìn)行對比分析，這對于財政支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化目標(biāo)和改革路徑具有重要的現(xiàn)實意義?；谥醒胗媱澱叩囊暯?，本文在將消費、勞動、產(chǎn)出作為控制變量的基礎(chǔ)上，同時也將政府消費性支出和生產(chǎn)性支出作為控制變量求解福利最大化問題，可以求解出政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比例為：

（四）財政支出效率與最優(yōu)財政支出規(guī)模的理論分析

式(17)給出了政府在追求經(jīng)濟(jì)增長率最大化目標(biāo)下最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比。當(dāng)ε=1 時，即政府的生產(chǎn)性服務(wù)是非競爭性公共物品，則有，即最優(yōu)的政府支出比例為政府生產(chǎn)性支出在生產(chǎn)函數(shù)中的彈性系數(shù)。隨著政府生產(chǎn)性服務(wù)擁擠效應(yīng)的提高(ε →0)，私人資本有著更高的邊際報酬，同時政府公共支出的邊際報酬在下降。因此，最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比會降低。

在式(18)中，本文給出了中央計劃者在追求社會福利最大化目標(biāo)下政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比。對比式(17)和式(18)可得：當(dāng)α=1 時，兩種目標(biāo)下的政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比是相等的；當(dāng)α ＜1 時，由于家庭收入的邊際收益在減少，家庭會通過增加消費、減少生產(chǎn)性支出和私人投資的方式來降低總產(chǎn)出，以實現(xiàn)社會福利最優(yōu)。然而，從追求經(jīng)濟(jì)增長最大化的政府角度來看，由于生產(chǎn)投入要素的生產(chǎn)效率并沒有改變，政府并不會改變其追求經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，生產(chǎn)性支出并未減少，私人資本的邊際報酬也相對較高。式(18)中，由于η (1 -α ) Ω≥ 0是恒成立的，即有，當(dāng)存在消費性擁擠效應(yīng)的情況時，在社會福利目標(biāo)下的政府最優(yōu)生產(chǎn)性支出占比要低于經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的支出占比。

圖1 不同消費性擁擠效應(yīng)下政府生產(chǎn)性支出占比對經(jīng)濟(jì)增長和社會福利的影響

圖2 不同生產(chǎn)性擁擠效應(yīng)下政府生產(chǎn)性支出 占比對經(jīng)濟(jì)增長和社會福利的影響

在圖1 和圖2 中，分別描述了在不同的消費性和生產(chǎn)性擁擠程度下政府生產(chǎn)性支出占比對經(jīng)濟(jì)增長、社會福利的倒“U”型關(guān)系①除擁擠性因子外的八個參數(shù)分別取值為：θ、η、ρ = 0.2，φ = ερ，δ = 0.0 25，A = 0.3，β = 0.9 6，σ = 1.1；初始的資本水平取值為： K 0 = 10。。圖1 顯示，政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的拐點并沒有隨著消費性服務(wù)擁擠程度的不同而變化；而政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出對社會福利影響的拐點值隨著消費性服務(wù)擁擠程度的降低而增加。當(dāng)α= 1(即消費性擁擠程度為零)時，兩種目標(biāo)下的最優(yōu)生產(chǎn)性支出比都等于政府生產(chǎn)性支出的產(chǎn)出彈性。這是由于政府生產(chǎn)性支出存在于生產(chǎn)函數(shù)中，隨著生產(chǎn)性支出的增加，私人資本的邊際報酬在提高，更高的產(chǎn)出提升了家庭的收入效應(yīng)，家庭會選擇更多的消費和閑暇，社會福利得到了提高。但是在經(jīng)濟(jì)增長的政績激勵下，此時生產(chǎn)性投入的邊際要素轉(zhuǎn)化率仍然大于1，政府會繼續(xù)增加生產(chǎn)性支出以提高經(jīng)濟(jì)增長率，同時會使社會總福利開始下降。因此，與追求經(jīng)濟(jì)增長最大化情況相比，社會福利目標(biāo)下的最優(yōu)政府生產(chǎn)性支出更小。圖2 顯示，政府最優(yōu)生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長和社會福利影響的拐點值隨著生產(chǎn)性擁擠程度的降低( ε →1 )而增加。在消費性擁擠程度等于零的情況下，社會福利和經(jīng)濟(jì)增長兩種目標(biāo)下的最優(yōu)生產(chǎn)性支出相等。當(dāng)生產(chǎn)性擁擠程度等于零時，這兩種目標(biāo)下的最優(yōu)生產(chǎn)性支出都等于政府生產(chǎn)性支出的產(chǎn)出彈性。

三、最優(yōu)生產(chǎn)性財政支出規(guī)模：基于經(jīng)濟(jì)視角的實證分析

在理論分析中，本文推導(dǎo)了經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)下政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出占比，并采用數(shù)值模擬的方法分析了政府財政支出效率、財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系，論證了財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長率之間存在著倒“U”型關(guān)系。在這一部分，本文將從實證角度對這一關(guān)系進(jìn)行驗證，為政府支出結(jié)構(gòu)優(yōu)化提供現(xiàn)實依據(jù)。

（一）變量選擇與模型設(shè)定

目前，有關(guān)政府生產(chǎn)性支出劃分依據(jù)并沒有明確的標(biāo)準(zhǔn)，財政學(xué)界也無統(tǒng)一意見(趙志耘、呂冰洋，2006)。Aschauer(1989)認(rèn)為，政府生產(chǎn)性支出主要在基礎(chǔ)建設(shè)方面，包括推進(jìn)城市道路、高速公路、機(jī)場及公共交通等交通運(yùn)輸業(yè)的支出。Easterly 和Rebelo(1993)則認(rèn)為，在發(fā)展中國家交通運(yùn)輸業(yè)的財政支出可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。高培勇(2008)認(rèn)為，基本建設(shè)支出、挖潛改造和科學(xué)技術(shù)三項費用支出、增撥國有企業(yè)流動資金支出、地質(zhì)勘探費支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)支出以及工業(yè)、交通和商業(yè)等部門的事業(yè)費支出等都屬于生產(chǎn)性支出的范疇。傅勇(2010)將地方政府提供的公共服務(wù)品分為包括交通、能源、通訊等方面的經(jīng)濟(jì)性公共服務(wù)品和包括環(huán)保設(shè)施、衛(wèi)生保健、文化教育、社會保障等方面的非經(jīng)濟(jì)性公共服務(wù)品。兩種公共服務(wù)品存在生產(chǎn)性和消費性的區(qū)別，經(jīng)濟(jì)性公共服務(wù)品直接在當(dāng)期進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，而非經(jīng)濟(jì)性公共服務(wù)品對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)無直接貢獻(xiàn)。梅冬州等(2014)也認(rèn)為，基本建設(shè)支出屬于生產(chǎn)性支出，“科教文衛(wèi)”和社會保障支出屬于公共福利支出。短期內(nèi)生產(chǎn)性支出直接作用于總產(chǎn)出，對經(jīng)濟(jì)增長的影響效果顯著；公共福利盡管對經(jīng)濟(jì)增長也非常重要，但是短期內(nèi)增長效應(yīng)不顯著。綜上所述，本文認(rèn)為基本建設(shè)支出、農(nóng)林水利和氣象支出、交通運(yùn)輸支出、工商業(yè)等事務(wù)的財政支出具有生產(chǎn)性。

本文使用的數(shù)據(jù)包括2000 年至2006 年我國縣級的各項財政支出和產(chǎn)出水平等變量指標(biāo)以及2007 年至2012 年我國地市級的財政支出、產(chǎn)出水平、就業(yè)人員和常住人口等變量指標(biāo)。在縣級統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，本文將基本建設(shè)支出、農(nóng)林水利和氣象支出定義為財政的生產(chǎn)性支出序列。在地市級統(tǒng)計數(shù)據(jù)中可以收集到的財政指標(biāo)包括教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生以及總財政支出變量?；谏衔牡挠懻?，這三種財政項目應(yīng)該屬于非生產(chǎn)性支出，并且占到地市級財政總支出的40%,以上①以2012 年為例，教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生支出占到地市級財政總支出的40.4%，其中，東部地區(qū)為39.4%、中部地區(qū)為42.6%、西部地區(qū)為39.8%。。高培勇(2008)認(rèn)為，用于以改善民生為代表的公共消費服務(wù)支出項目，則往往被置于從屬地位，且規(guī)模小、份額低。對于地級市財政來說，教育、社會保障和醫(yī)療支出應(yīng)該是非生產(chǎn)性財政支出的主要部分?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文將2007 年財政總支出中扣除教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生支出后定義為財政的生產(chǎn)性支出序列。

圖3、圖4 分別給出2000—2006 年我國各省份財政總支出和基本建設(shè)支出占GDP 比重的變動曲線、2007—2012 年我國各省份財政總支出和交通運(yùn)輸支出占GDP比重的變動曲線。值得注意的是，在圖4 中2009 年財政總支出占比和交通運(yùn)輸占比有明顯的上升趨勢。以交通運(yùn)輸方面的財政支出為例：2007 年、2008 年政府在交通運(yùn)輸方面的財政支出占當(dāng)年總產(chǎn)出比重分別為0.92%和0.85%。在2009 年及其以后年度該比值都高于1.53%,，上升了近1 倍?；跇颖镜慕Y(jié)構(gòu)性變化，本文的樣本期間分為2000—2006 年、2009—2012 年兩個時期②由于美國次債危機(jī)引發(fā)的全球性金融危機(jī)，使得我國2007 年、2008 年經(jīng)濟(jì)狀況受到的國際影響比較大，表現(xiàn)出更大的波動性。尤其是2008 年下半年的四萬億投資計劃使得政府的交通運(yùn)輸支出規(guī)模在2009 年以后提高了1 倍以上?；跀?shù)據(jù)平穩(wěn)性的考慮，本文剔除了2007 年和2008 年的樣本。。

圖3 2000-2006年度各省財政總支出和基本建設(shè)支出占GDP比重的平均值情況

圖4 2007-2012年度各省財政總支出和交通 運(yùn)輸支出占GDP比重的平均值情況

梅冬州等(2014)認(rèn)為，地方政府在價格水平不能控制的背景下，往往會以名義GDP 的增長率作為其決策目標(biāo)。因此，本文將名義經(jīng)濟(jì)增長率作為因變量，將通貨膨脹率作為控制變量，將政府的生產(chǎn)性支出及其平方項作為自變量，并以此進(jìn)行回歸分析，以檢驗政府生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長率之間的非線性關(guān)系。Kneller 等(1999)認(rèn)為生產(chǎn)性公共支出對于經(jīng)濟(jì)增長的影響具有時滯性。但是，Barro(1990)將政府的生產(chǎn)性支出考慮為一種公共投資的流量，認(rèn)為政府的財政支出主要是作為一種支付政府生產(chǎn)性服務(wù)的費用，其對經(jīng)濟(jì)的影響應(yīng)該在當(dāng)期就可以體現(xiàn)。本文的處理與Barro(1990)類似。Easterly和Rebelo(1993)在研究生產(chǎn)性公共支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響時也沒有考慮時滯因素。基于Devarajan 等(1996)模型設(shè)定的思路，本文建立的多元回歸模型如下：

其中，rit表示名義經(jīng)濟(jì)增長率，r finit表示財政生產(chǎn)性支出占比，是 rfinit的平方項，μi代表省際控制變量，ζt代表時間控制變量，X 代表控制變量。

需要指出的是，式(19)并沒有考慮被解釋變量可能存在的序列自相關(guān)問題。這是因為地方政府在追求經(jīng)濟(jì)增長率的目標(biāo)時往往會考慮此前年份的經(jīng)濟(jì)增長率。為此，本文也將滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長率作為控制變量加入到式(19)中構(gòu)造動態(tài)面板模型：

式(20)中，等式右側(cè)增加了滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長率變量，并采用系統(tǒng)廣義矩方法(GMM-SYS)進(jìn)行模型估計。

在控制變量的選擇方面，Mankiw 等(1992)在內(nèi)生增長模型中研究經(jīng)濟(jì)條件收斂性時，將初始的產(chǎn)出水平作為重要的控制變量。 樑嚴(yán)成 和龔六堂(2009)認(rèn)為投資率、通貨膨脹率等宏觀變量是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，將其作為自變量引入經(jīng)濟(jì)增長的估計模型中。另外，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也是影響經(jīng)濟(jì)增長的重要變量(李尚驁、龔六堂，2012；毛捷等，2011)。綜合上述觀點，本文選取的控制變量包括滯后一期的產(chǎn)出水平的對數(shù)值①本文將滯后一期產(chǎn)出水平作為研究政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的重要控制變量，可以部分解決生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)生性問題。這是因為，政府的財政支出主要根據(jù)上年經(jīng)濟(jì)水平編制財政支出預(yù)算。、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、從業(yè)人員占比和通貨膨脹率。經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)是第二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出水平與總產(chǎn)出的比值，投資率是資本形成額與總產(chǎn)出水平的比率。所有變量都是基于2000—2012 年度各省份、地市級和縣級的統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)計算而得②初始經(jīng)濟(jì)水平和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變量，2000—2006 年使用的是縣級數(shù)據(jù)，2009—2012 年使用的是地市級數(shù)據(jù)；從業(yè)人員占比變量，2009—2012 年使用的是地市級數(shù)據(jù)，2000—2006 年期間該數(shù)據(jù)由于缺失過多沒有加入到模型中；通貨膨脹率變量，2000—2006 年、2009—2012 年都是使用的省級數(shù)據(jù)。。

（二）估計結(jié)果與實證分析

由于我國各縣的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異很大，基于模型估計的穩(wěn)健性，同時也為了與2007 年以后地市級水平的研究分析保持一致，本文將2000—2006 年的縣級數(shù)據(jù)進(jìn)行加總合并到地市級水平。此外，我國部分地市級單位在2000—2012 年期間存在一些撤銷合并等調(diào)整現(xiàn)象，使得一些地市級數(shù)據(jù)本身出現(xiàn)了很大的變動，由于這些數(shù)據(jù)變化本身并不是經(jīng)濟(jì)活動規(guī)律的體現(xiàn)，基于穩(wěn)健性的考慮，我們將該類樣本剔除。本文參照國家統(tǒng)計局劃分標(biāo)準(zhǔn)將各省劃分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)③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、廣東和海南；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。，針對不同區(qū)域分別進(jìn)行估計。

在表1 中，本文給出2009—2012 年我國東、中、西三區(qū)域政府財政生產(chǎn)性支出分別對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證結(jié)果。正如Devarajan 等(1996)針對43 個發(fā)展中國家近20年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)樣本實證研究的結(jié)論：適度的政府生產(chǎn)性支出對于經(jīng)濟(jì)增長是有利的。但隨著政府公共支出持續(xù)增加，其邊際報酬則持續(xù)下降。當(dāng)政府生產(chǎn)性支出的邊際報酬低于私人資本時，政府支出對私人資本的擠出效應(yīng)，使得前者反而會抑制經(jīng)濟(jì)增長。本文的實證研究得出政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的關(guān)系是倒“U”型。在2009—2012 年期間，東部地區(qū)的政府實際平均的財政生產(chǎn)性支出比例高于最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比例。這也就意味著政府生產(chǎn)性支出的邊際生產(chǎn)率低于私人資本，政府支出對于私人投資的擠出對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)面影響。中西部地區(qū)政府實際平均的財政生產(chǎn)性支出比例略低于最優(yōu)的生產(chǎn)性支出比例，這意味著政府支出的邊際生產(chǎn)率高于私人資本，當(dāng)前政府的財政生產(chǎn)性支出的確對于經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。

表1 2009—2012年地市級財政生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長率影響的實證結(jié)果

在表2 中，本文給出2000—2006 年我國東中西三區(qū)域政府財政生產(chǎn)性支出分別對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證結(jié)果。在兩種計量估計方法下，只有東部地區(qū)的實證研究得出政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的關(guān)系是倒“U”型；中部地區(qū)政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響是顯著為正的，其倒“U”型關(guān)系并不顯著；西部地區(qū)的政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長影響的關(guān)系是倒“U”型且在GMM-SYS 模型估計下是顯著的。政府實際的生產(chǎn)性支出比例明顯低于最優(yōu)值，這表明在當(dāng)前階段政府在這些公共領(lǐng)域的支出對于私人資本的擠出效應(yīng)還不明顯，主要表現(xiàn)為政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

表2 2000—2006年地市級財政生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長率影響的實證結(jié)果

另外，在表1 中我們不難看出，在實際生產(chǎn)性支出與最優(yōu)的生產(chǎn)性支出在三個地區(qū)兩者已經(jīng)非常接近。以東部地區(qū)為例，最優(yōu)的政府生產(chǎn)性支出占比是0.068，與實際支出的差異率不足6%①差異率計算公式=最優(yōu)支出與實際支出之間的差額/實際支出水平。，且實際支出高于最優(yōu)值。在表2 中實際生產(chǎn)性支出與最優(yōu)的生產(chǎn)性支出的差距則非常大。同樣以東部地區(qū)為例，最優(yōu)的政府生產(chǎn)性支出占比是0.017，與實際支出的差異率高于140%,，且實際支出低于最優(yōu)值。這充分表明，2000 年以來我國政府生產(chǎn)性支出對我國經(jīng)濟(jì)的高速增長的確起到了重要的推動作用，并且隨著生產(chǎn)性支出占比的提高對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也更大。值得關(guān)注的是，從2009 年以來我國政府生產(chǎn)性支出已經(jīng)與最優(yōu)的生產(chǎn)性支出十分接近，在東部地區(qū)的生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的影響甚至出現(xiàn)了“過猶不及”的現(xiàn)象。這就要求我們在現(xiàn)階段一方面要不斷壓縮政府的實際生產(chǎn)性支出水平，減少低效率的生產(chǎn)性支出；另一方面要不斷優(yōu)化最優(yōu)生產(chǎn)性支出結(jié)構(gòu)，逐漸退出在競爭性領(lǐng)域的消費性支出(高培勇，2008)，以提高最優(yōu)的生產(chǎn)性支出水平。

（三）穩(wěn)健性檢驗

在兩個時期的模型中，由于我們給出的關(guān)于財政生產(chǎn)性支出的統(tǒng)計口徑略有不同，兩個階段的最優(yōu)拐點值也就無法直接比較?；跀?shù)據(jù)的可得性，我們可以收集到2000—2006 年縣級財政的各項支出數(shù)據(jù)。根據(jù)后一階段模型財政生產(chǎn)性支出計算方法，我們同樣將扣除教育、社會保障和就業(yè)、醫(yī)療衛(wèi)生等三項后的總財政支出定義為生產(chǎn)性支出序列，并將該變量替代2000—2006 年期間模型中原有的生產(chǎn)性支出變量，進(jìn)行模型估計。

表3 中，我們給出了在替代生產(chǎn)性支出變量情況下2000—2006 年我國東、中、西三區(qū)域財政生產(chǎn)性支出分別對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證結(jié)果，與表2 的實證結(jié)果基本是一致的。通過與表1 的比較我們發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)最優(yōu)生產(chǎn)性支出比例由0.075 下降到0.064，降低了近15%?；诶碚摲治龅闹饕Y(jié)論，本文給出的解釋是：(1)隨著我國經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，其基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)日臻完善和市場經(jīng)濟(jì)體制的機(jī)制、制度也更加完善，政府生產(chǎn)性支出彈性在逐年下降，這與Bai 等(2006)認(rèn)為我國私人資本的產(chǎn)出彈性在逐年增加的結(jié)論是一致的；(2)政府公共投資轉(zhuǎn)化為公共資本的有效利用率較低(嚴(yán)成樑、龔六堂，2009)。隨著政府生產(chǎn)性支出彈性的下降和生產(chǎn)性擁擠效應(yīng)的增加，最優(yōu)的政府生產(chǎn)性支出比例也隨之降低。以往政府的宏觀調(diào)控手段是通過擴(kuò)大生產(chǎn)性支出和扶持大量的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目來刺激經(jīng)濟(jì)增長，隨著我國經(jīng)濟(jì)增長階段的不同，這些宏觀調(diào)控方式可能反而會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不利影響。政府生產(chǎn)性的過度支出不僅對經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了損害，同時也給社會總福利帶來了損失。在政府公共消費性服務(wù)具有一定擁擠效應(yīng)的情況下，政府要著力營造公平競爭市場環(huán)境，退出在競爭性領(lǐng)域的財政消費性支出，減少低效率的財政生產(chǎn)性支出，以實現(xiàn)民生福利的最大化。

另外，本文根據(jù)Aschauer(1989)、Barro(1990)、趙志耘和呂冰洋(2006)、高培勇(2008)、嚴(yán) 成 樑和龔六堂(2009)、毛捷等(2011)等對于生產(chǎn)性支出劃分標(biāo)準(zhǔn)的定義分別構(gòu)造財政生產(chǎn)性支出變量，并逐一進(jìn)行實證檢驗。絕大部分的實證結(jié)果與本文的估計結(jié)果是一致的。限于篇幅，本文并沒有將上述實證結(jié)果一一給出。

表3 2000—2006年財政生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長率影響的實證結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

本文將政府的生產(chǎn)性支出、消費性支出加入到一般均衡模型中，并在非完全替代的效用函數(shù)和內(nèi)生增長模型中分別加入了消費性服務(wù)擁擠因子和生產(chǎn)性服務(wù)擁擠因子，以刻畫在不同經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中政府提供的公共服務(wù)品的不同公共屬性。在經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)下，本文推導(dǎo)了最優(yōu)的政府生產(chǎn)性支出占比。在政府的消費性服務(wù)具有一定程度的擁擠效應(yīng)的情況下，與福利最大化目標(biāo)相比經(jīng)濟(jì)增長最大化的政府生產(chǎn)性支出占比是偏高的。當(dāng)政府消費性服務(wù)具有完全的非競爭性時，兩種目標(biāo)下政府的最優(yōu)生產(chǎn)性支出是一致的。政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出占比還受到了其生產(chǎn)性服務(wù)擁擠效應(yīng)的影響，兩者呈現(xiàn)反比例關(guān)系。當(dāng)政府生產(chǎn)性服務(wù)具有完全的非競爭性時，政府生產(chǎn)性支出的邊際報酬最高，最優(yōu)的生產(chǎn)性支出占比也就是最大的，等于政府生產(chǎn)性支出的產(chǎn)出彈性。本文通過數(shù)值模擬呈現(xiàn)了政府生產(chǎn)性支出與經(jīng)濟(jì)增長率之間存在的倒“U”型關(guān)系，并從中國經(jīng)驗數(shù)據(jù)中得到了實證檢驗。本文的實證結(jié)果表明2000—2006 年政府財政的生產(chǎn)性支出的確對于經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，但是在2009—2012 年繼續(xù)增加政府財政的生產(chǎn)性支出對于經(jīng)濟(jì)增長有抑制作用。隨著中國經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，私人資本參與經(jīng)濟(jì)活動的效率和作用也越來越大，政府生產(chǎn)性支出的產(chǎn)出彈性也越來越小，同時政府生產(chǎn)性服務(wù)的擁擠程度將越來越高，政府最優(yōu)的生產(chǎn)性支出占比也將呈現(xiàn)逐漸下降趨勢。

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”階段，“穩(wěn)增長”和“惠民生”同時成為了政府關(guān)注和追求的目標(biāo)。因此，首先應(yīng)合理定位政府支出在上述目標(biāo)中的地位和作用。如本文的研究所示，努力降低消費性擁擠程度并提供非競爭性公共品，是政府支出實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的重要保證。因此，在競爭性領(lǐng)域，應(yīng)加快實施“國退民進(jìn)”，把更多競爭品生產(chǎn)和服務(wù)活動交給市場，真正使市場在競爭性產(chǎn)品生產(chǎn)和競爭性資源配置中發(fā)揮決定性作用。

優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，保持生產(chǎn)性支出與消費性支出的合理比重，對于充分發(fā)揮政府在經(jīng)濟(jì)增長中的作用至關(guān)重要。具體而言，各地區(qū)和各部門應(yīng)根據(jù)消費品和生產(chǎn)品擁擠程度的不同，在保證基本建設(shè)支出穩(wěn)定增長的同時，適時、適度地將政府支出逐漸轉(zhuǎn)向公共服務(wù)、社會保障、文化教育、環(huán)境保護(hù)等民生領(lǐng)域，實現(xiàn)“以生產(chǎn)性支出為主，消費性支出適度”為特征的新型政府支出體系，以改善政府支出結(jié)構(gòu)來帶動政府職能轉(zhuǎn)變，真正釋放改革紅利，提高政府支出的效率和效益。

此外，我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、居民生活水平存在較大差異，應(yīng)根據(jù)政府支出在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中作用所處的不同階段，有針對性地制定差異化的政府支出優(yōu)化方案。例如：東部地區(qū)政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)呈現(xiàn)下降趨勢，該地區(qū)可以考慮將政府支出更多投向民生領(lǐng)域。與之相對，西部地區(qū)政府生產(chǎn)性支出對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度很高，故而該地區(qū)可以繼續(xù)加大政府生產(chǎn)性支出并發(fā)揮其在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，形成“分層次、多元化”的政府支出結(jié)構(gòu)，進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長和不斷發(fā)展。

［1］ 付文林，沈坤榮. 均等化轉(zhuǎn)移支付與地方財政支出結(jié)構(gòu)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012(5)：45-57.

［2］ 傅 勇. 財政分權(quán)、政府治理與非經(jīng)濟(jì)性公共物品供給[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(8)：4-15.

［3］ 高培勇. 公共財政：概念界說與演變脈絡(luò)——兼論中國財政改革 30 年的基本軌跡[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2008(12)：4-16.

［4］ 郭慶旺，賈俊雪. 政府公共資本投資的長期經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2006(7)：29-40.

［5］ 賈俊雪，郭慶旺. 市場權(quán)力、財政支出結(jié)構(gòu)與最優(yōu)財政貨幣政策[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(4)：67-80.

［6］ 金 戈，史晉川. 多種類型公共支出與經(jīng)濟(jì)增長[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2010(7)：43-56.

［7］ 李尚驁，龔六堂. 非一致性偏好、內(nèi)生偏好結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012(7)：35-47.

［8］ 毛 捷，汪德華，白重恩. 民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付、公共支出差異與經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011(S2)：75-87.

［9］ 廖楚暉. 中國人力資本和物質(zhì)資本的結(jié)構(gòu)及政府教育投入[J]. 中國社會科學(xué)，2006(1)：23-33.

［10］ 梅冬州，王子健，雷文妮. 黨代會召開、監(jiān)察力度變化與中國經(jīng)濟(jì)波動[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2014(3)：47-61.

［11］ 嚴(yán) 成樑 ，龔六堂. 財政支出、稅收與長期經(jīng)濟(jì)增長[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2009(6)：16.

［12］ 張 軍，高 遠(yuǎn)，傅 勇等. 中國為什么擁有了良好的基礎(chǔ)設(shè)施?[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007(3)：4-19.

［13］ 趙志耘，呂冰洋. 政府生產(chǎn)性支出對產(chǎn)出-資本比的影響——基于中國經(jīng)驗的研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2006(11)：46-56.

［14］ 莊子銀，鄒 薇. 公共支出能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長：中國的經(jīng)驗分析[J]. 管理世界，2003(7)：4-12.

［15］ Arrow K. J. ，Kurz M. Public Investment，the Rate of Return and Optimal Fiscal Policy [M].Johns Hopkins University，Baltimore，M D，1970.

［16］ Aschauer D. Is Government Spending Productive? [J]. Journal of Monetary Economics，1989，23：177-200.

［17］ Barro R. Government Spending in a Simple Model of Economic Growth [J]. Journal of Political Economy，1990，98：103-25.

［18］ Blanchard O. ，Shleifer A. Federalism with and without Political Centralization：China versus Russia [R]. National Bureau of Economic Research，No. W7616，2000.

［19］ Devarajan S. ，Swaroop V. ，Zou，H. F. The Composition of Public Expenditure and Economic Growth [J]. Journal of Monetary Economics，1996，37(2)：313-44.

［20］ Easterly W. ，Rebelo S. Fiscal Policy and Economic Growth：An Empirical Investigation [J].Journal of Monetary Economics，1993，32：417-58.

［21］ Jones L. E. ，Manuelli R. E. ，Rossi P. E. Optimal Taxation in Models of Endogenous Growth[J]. Journal of Political Economy，1993，101：485-517.

［22］ Kneller R. ，Bleaney M. F. ，Gemmell N. Fiscal Policy and Growth：Evidence from OECD Countries [J]. Journal of Public Economics，1999，74(2)：171-90.

［23］ Landau D. Government Expenditure and Economic Growth：A Cross-Country Study [J].Southern Economic Journal，1983，49：783-92.

［24］ Lucas R. E. Supply-Side Economics：An Analytical Review [J]. Oxford Economic Papers，New Series，1990，42(2)：293-316.

［25］ Mankiw N. G. ，Romer，D. ，Weil D. N. A Contribution to the Empirics of Economic Growth[J]. The Quarterly Journal of Economics，1992，107(2)：407-37.

［26］ Turnovsky S. J. Optimal Tax，Debt，and Expenditure Policies in A Growing Economy [J].Journal of Public Economics，1996，60(1)：21-44.

［27］ Turnovsky S. J. Fiscal Policy，Elastic Labor Supply，and Endogenous Growth[J]. Journal of Monetary Economics，2000，45(1)：85-210.