我國政府公共支出水平空間演變及影響因素研究

孫玉鳳，余蘭，邴龍飛

1. 寧夏醫(yī)科大學(xué)公共衛(wèi)生與管理學(xué)院，寧夏 銀川 750004；2. 寧夏環(huán)境因素與慢性病控制重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，寧夏 銀川 750004

隨著我國市場化程度的深入，基本公共服務(wù)均等化已成為我國各級政府關(guān)注的熱點(diǎn)。在我國，地方政府作為主要承擔(dān)者，其向當(dāng)?shù)鼐用裉峁┕卜?wù)要優(yōu)于中央政府。然而，在經(jīng)濟(jì)一體化背景下，地方公共支出或服務(wù)往往會(huì)對其他地區(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)。Case等對美國各州數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，相鄰地區(qū)公共服務(wù)支出增加1美元會(huì)促使當(dāng)?shù)刂С鲈黾?.7美元[1]。Arfat Ahmad Sofi等利用面板數(shù)據(jù)對印度22個(gè)邦的公共支出決策實(shí)證結(jié)果也支持公共支出具有強(qiáng)烈的空間交互作用和標(biāo)尺競爭性[2]。Andrés Rosales Roldán等利用墨西哥1999-2019年32個(gè)州的數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和公共支出之間具有相互作用的空間效應(yīng)，并具有空間擴(kuò)散和增長因果關(guān)系[3]。國內(nèi)研究中，金戈等指出一個(gè)地區(qū)對衛(wèi)生、教育的投入可能會(huì)為周邊地區(qū)帶來更高質(zhì)量的人力資本，從而促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長[4]。羅麗英等采用空間杜賓模型(SDM)將公共支出細(xì)分為基礎(chǔ)設(shè)施、醫(yī)療、教育，發(fā)現(xiàn)不同支出類型其溢出效應(yīng)存在差異[5]。梁若冰等采用空間滯后模型對福建基本公共支出的均等化水平進(jìn)行了測算[6]。在影響因素探討方面，主要將經(jīng)濟(jì)增長、老齡化、城鎮(zhèn)化等作為關(guān)鍵變量進(jìn)行公共支出的因素進(jìn)行分析(金戈等[4]、孫麗[7]、劉俊琦等[8])。

目前大部分研究主要關(guān)注了公共支出是否具有溢出效應(yīng)問題，對其溢出系數(shù)或溢出效應(yīng)的估量研究不足。此外，在研究方法上多人為地選擇一種空間模型進(jìn)行分析，缺少對模型適用性的考量。而在當(dāng)前政治經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，無法將地方公共支出作為獨(dú)立的個(gè)體進(jìn)行研究，其空間外溢系數(shù)的估計(jì)對系統(tǒng)分析公共支出的水平和政策調(diào)整有重要意義。結(jié)合我國國情，本研究基于全國省級面板數(shù)據(jù)，主要關(guān)注與民生相關(guān)的醫(yī)療衛(wèi)生、義務(wù)教育、社會(huì)保障和就業(yè)三大類公共支出水平，在對空間模型進(jìn)行比較分析的基礎(chǔ)上，探析影響各支出的關(guān)鍵因素和溢出效應(yīng)問題。

1 數(shù)據(jù)來源與方法學(xué)

1.1 指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

在分析三大支出空間相關(guān)性基礎(chǔ)上，結(jié)合已有文獻(xiàn)[4-8]和研究目的，以公共支出作為被解釋變量，考慮人口規(guī)模問題，分別選擇人均值作為衡量衛(wèi)生、教育、社會(huì)保障三大類民生支出的因變量。通常，一個(gè)地區(qū)某類公共支出規(guī)模與當(dāng)?shù)氐呢?cái)政收入水平及其公共服務(wù)規(guī)模和結(jié)構(gòu)有密切關(guān)系，因此選擇宏觀變量及反映三大支出供求的各具體變量為指標(biāo)(表1)。

表1 具體操作性指標(biāo)

本研究以我國31個(gè)省市區(qū)(未包括港澳臺(tái))為研究單元，時(shí)間跨度為2010—2019年。數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國財(cái)政年鑒》、《中國衛(wèi)生健康統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.2 研究方法

(1)空間自相關(guān)。用于檢驗(yàn)可能存在的空間依賴現(xiàn)象，以判斷某一空間樣本的觀測值與其周圍樣本觀測值的關(guān)聯(lián)程度。其中，全局莫蘭指數(shù)(Moran's I)用于衡量全局層面的空間自相關(guān)，若莫蘭指數(shù)為正，表示樣本間具有空間正自相關(guān)。局部莫蘭指數(shù)(LISA)用于檢驗(yàn)局部地區(qū)是否存在相似或相異的觀測值聚集在一起，正相關(guān)表現(xiàn)為高-高(H-H)或低-低(L-L)集聚，表明某指標(biāo)在本地區(qū)為高(低)值，其相鄰地區(qū)也表現(xiàn)為高(低)值。負(fù)相關(guān)表現(xiàn)為高-低(H-L)或低-高(L-H)集聚，即某指標(biāo)在本地區(qū)為高(低)值，但其相鄰地區(qū)為低(高)值。Moran′s I和LISA公式分別為：

式(1)

式(2)

(2)空間面板模型。為獲取擬合效果最優(yōu)的空間面板模型，本研究遵循OLS-[SAR和SEM]-SDM這一路徑對模型進(jìn)行設(shè)定和檢驗(yàn)[9]，各靜態(tài)面板空間模型如下[10,11]：

空間自回歸模型：PSAR:

式(3)

空間誤差模型：PSEM:

式(4)

空間杜賓模型：PSDM:

式(5)

2 結(jié)果與分析

2.1 政府公共支出水平空間演變

利用莫蘭指數(shù)測算三大公共支出的空間異質(zhì)性(表2、表3)。發(fā)現(xiàn)，三大公共支出均具有顯著的正向空間依賴性，但人均醫(yī)療衛(wèi)生支出和生均義務(wù)教育支出莫蘭值總體上呈下降趨勢，即空間依賴性逐步減弱。人均社會(huì)保障和就業(yè)支出的空間波動(dòng)水平較高。

表2 三大公共支出全局相關(guān)(莫蘭指數(shù))表

表3 三大公共支出局部集聚特征表

選擇有代表性的2010、2015、2019年為關(guān)鍵年份進(jìn)行局部相關(guān)分析。三大公共支出的局部相關(guān)性主要呈現(xiàn)低-低集聚，集聚地區(qū)集中在東南部。其中，人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的低-低集聚從沿海地區(qū)擴(kuò)至內(nèi)蒙古等地區(qū)，數(shù)量由7個(gè)減至4個(gè)(2019年)。生均義務(wù)教育支出全部表現(xiàn)為低-低集聚，主要在河南、湖北、廣東、湖南等省。人均社會(huì)保障和就業(yè)支出在2019年出現(xiàn)高-高聚集。

可見，三大公共支出均具有明顯的空間效應(yīng)，傳統(tǒng)OLS模型探討影響因素會(huì)忽略空間溢出效應(yīng)，導(dǎo)致估計(jì)偏倚，需利用空間面板計(jì)量模型考察影響因素。

2.2 政府公共支出水平空間模型選擇

采用空間自回歸模型(PSAR)、空間誤差模型(PSEM)和空間杜賓模型(PSDM)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，除人均社會(huì)保障和就業(yè)支出的PSAR、PSEM模型選擇隨機(jī)效應(yīng)模型外，其余模型均接受固定效應(yīng)模型。

表5的ρ和λ值可知，本地區(qū)三大公共支出均會(huì)受鄰近地區(qū)影響(P<0.05)，表明需考慮空間因素。進(jìn)一步采用自然對數(shù)值(LogI)和R2對模型進(jìn)行擬合檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)PSDM模型相較其他兩類模型值更大，模型效果更優(yōu)。同時(shí)，回歸結(jié)果同時(shí)存在空間滯后和空間誤差兩種空間交互效應(yīng)，故最終確定三大公共支出均采用固定效應(yīng)的PSDM模型分析。

表5 面板空間計(jì)量回歸結(jié)果

表6 政府公共支出影響因素的效應(yīng)分解

2.3 政府公共支出空間效應(yīng)

盡管模型選擇上確定了權(quán)重矩陣下的固定效應(yīng)PSDM模型，但考慮到自變量的空間交互問題，其系數(shù)值并不能直接反映各自變量對政府公共支出的實(shí)際影響度，因此需進(jìn)一步計(jì)算直接、間接和總效應(yīng)[12]。所謂直接效應(yīng)，即一個(gè)變量的變化對本地區(qū)產(chǎn)生的效應(yīng)，間接效應(yīng)為本地區(qū)一個(gè)變量的變化對鄰近地區(qū)產(chǎn)生的效應(yīng)，總效應(yīng)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)相互補(bǔ)充或抵消后的效應(yīng)。正值表示正向影響，負(fù)值表示負(fù)向影響。

人均GDP(Inrgdp)對生均義務(wù)教育支出有正向的直接和間接效應(yīng)，其增長帶來的邊際總效應(yīng)為0.238。而鄰近地區(qū)GDP通過空間溢出效應(yīng)會(huì)拉低其對人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的邊際總效應(yīng)。與人均GDP指標(biāo)不同，人均財(cái)政收入(lnrf)對三大公共支出的直接和間接效應(yīng)均有顯著的正效應(yīng)，值均高于0.1，表明三大支出的增長既得益于本地區(qū)財(cái)政收入的增加，同時(shí)其他鄰近地區(qū)財(cái)政收入增長亦會(huì)對本地區(qū)公共支出產(chǎn)生正向空間溢出效應(yīng)。

少年兒童撫養(yǎng)比(chil)對人均醫(yī)療衛(wèi)生支出均表現(xiàn)為顯著的正向影響。此變量對生均義務(wù)教育支出在直接和總效應(yīng)中有正效應(yīng)，說明，0～14歲義務(wù)教育階段的少年兒童值越高，則需要的義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)也越高。老年撫養(yǎng)比(odc)對人均社會(huì)保障和就業(yè)支出的直接和間接效應(yīng)值分別為0.036和0.012，老年占比較高的地區(qū)對養(yǎng)老保險(xiǎn)的需求也較高，而養(yǎng)老保險(xiǎn)的支出水平也會(huì)受鄰近地區(qū)老年人口撫養(yǎng)比的影響。

城鎮(zhèn)化率(urb)對三大支出在間接和總效應(yīng)上均有顯著的正效應(yīng)。同時(shí)，城市化水平越高對一個(gè)地區(qū)生均義務(wù)教育支出的直接影響也越高(0.014)。工業(yè)化水平(ind)對生均義務(wù)教育支出有負(fù)向效應(yīng)，表明該支出在一定程度上向工業(yè)化水平低、教育水平欠發(fā)達(dá)的地區(qū)給予了一定傾斜。

千人口醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)(bed)對人均醫(yī)療衛(wèi)生支出的三大效應(yīng)均有正效應(yīng)，表明本地區(qū)和鄰近地區(qū)床位數(shù)均會(huì)帶動(dòng)本地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出增長。千人口衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)(hr)有正的直接效應(yīng)和負(fù)的間接效應(yīng)，說明相鄰地區(qū)人力資源越多，會(huì)降低本地區(qū)的衛(wèi)生支出水平。

生師比(stt)對生均義務(wù)教育支出均有顯著影響。生師比越高，表明生均教職工數(shù)越少，需要的人員經(jīng)費(fèi)支出則越少，人均義務(wù)教育支出數(shù)額即越小。而相鄰地區(qū)教職工的跨區(qū)域流動(dòng)，會(huì)促進(jìn)本地區(qū)教育水平的提高，進(jìn)而刺激教育經(jīng)費(fèi)支出增長，產(chǎn)生溢出效應(yīng)。生均建筑面積(lnarea)直接效應(yīng)顯著為正，一定程度上講，該指標(biāo)反映了學(xué)校的教學(xué)條件，其值越高表明教學(xué)條件相對較好的地區(qū)，其生均義務(wù)教育經(jīng)費(fèi)支出越多。

失業(yè)率(unem)對人均社會(huì)保障和就業(yè)支出的三大效應(yīng)值均不顯著，且系數(shù)非常小，沒有產(chǎn)生有意義的效果。

3 結(jié)論

PSAR、PSEM、PSDM三類模型在空間傳導(dǎo)機(jī)制上的差異，決定了其在分析影響因素時(shí)的側(cè)重點(diǎn)不同。PSAR模型假定X會(huì)通過空間相互作用對周邊區(qū)域產(chǎn)生影響[12]。PSEM模型則強(qiáng)調(diào)原因是由于隨機(jī)沖擊，誤差項(xiàng)是傳導(dǎo)空間效應(yīng)的渠道。PSDM模型則結(jié)合了上述兩類模型，同時(shí)考慮空間交互作用，在理論建模中更切實(shí)際。最終，本研究主要實(shí)證結(jié)論如下：

衛(wèi)生支出中，本地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出的增長，同時(shí)受本地區(qū)和相鄰地區(qū)人均財(cái)政收入、少年兒童撫養(yǎng)比、千人口醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)等指標(biāo)影響，此三個(gè)指標(biāo)具有顯著的空間溢出效應(yīng)。而由于衛(wèi)生人力資源流動(dòng)的虹吸效應(yīng)等，千人口衛(wèi)技人員數(shù)指標(biāo)對本地區(qū)醫(yī)療衛(wèi)生支出有促進(jìn)作用的同時(shí)，相鄰地區(qū)有一定負(fù)向影響。這也提示我們要注意衛(wèi)生資源配置的馬太效應(yīng)[13]。

對生均義務(wù)教育支出有直接和間接正效應(yīng)的指標(biāo)有人均GDP、人均財(cái)政收入、城鎮(zhèn)化率。而負(fù)向指標(biāo)包括工業(yè)化率、生師比等指標(biāo)。尤其是生均建筑面積指標(biāo)顯著為正，從側(cè)面反映教育經(jīng)費(fèi)支出沒有向教育條件差的區(qū)域傾斜，教育資源分布不均衡，均等化程度有待加強(qiáng)。這一結(jié)論與金戈等的研究一致[4]。張同功等也發(fā)現(xiàn)教育支出顯著受經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、科技發(fā)展水平和教育投入力度影響[14]。

影響人均社會(huì)保障和就業(yè)支出的指標(biāo)主要是人均財(cái)政收入及老年撫養(yǎng)比，表明該支出主要關(guān)注了老齡化問題，在養(yǎng)老保險(xiǎn)等方面的支出較多。這一結(jié)論與劉俊琦等人的研究一致[8]，他們亦發(fā)現(xiàn)老齡化背景下，本地區(qū)公共支出擴(kuò)大不僅促進(jìn)了本地經(jīng)濟(jì)增長，同時(shí)對鄰近地區(qū)也有促進(jìn)作用。失業(yè)率指標(biāo)不明顯，也一定程度上反映了就業(yè)支出對失業(yè)人群的關(guān)注有待加強(qiáng)。

總之，在我國，各地區(qū)不再是一個(gè)隨機(jī)獨(dú)立的主體，其政府公共支出水平在區(qū)域之間存在顯著的空間相關(guān)性，且不同支出類型的公共支出其空間交互作用亦不盡相同。因此，地方政府在制定本區(qū)域公共支出政策及預(yù)算時(shí)，要充分考慮空間溢出效應(yīng)，除關(guān)注本地區(qū)經(jīng)濟(jì)、政治環(huán)境，還要充分考慮相鄰地區(qū)的支出策略，以激勵(lì)地方政府在調(diào)整支出結(jié)構(gòu)時(shí)有的放矢的向民生領(lǐng)域傾斜，形成聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。同時(shí)，用動(dòng)態(tài)的和空間的視角研究公共支出問題，這對促進(jìn)區(qū)域一體化、國家整體水平提升有重要意義。

利益沖突無