張淑翠

(上海財經大學公共經濟與管理學院,上海200433)

財政支出規(guī)模反映了政府干預社會經濟的程度,但是政府對經濟增長的影響不僅表現在財政支出的規(guī)模上,也體現在財政支出的結構上。那么,財政支出與經濟增長之間究竟存在怎樣的關系?對此,Armey(1995)提出財政支出規(guī)模與經濟增長之間可能存在類似Laffer曲線形狀的關系。但是不同種類的公共物品具有不同大小的外部性,為此財政在安排支出項目時若能夠實現支出結構的優(yōu)化,則能夠以最低的稅收扭曲成本實現經濟的內生增長。那么,財政支出規(guī)模與結構是否都與經濟增長之間存在Armey曲線關系呢?在中國經濟連續(xù)多年高位運行的情形下,實證估算我國財政支出的最優(yōu)規(guī)模和財政支出結構的最佳比重,無疑可為合理保持政府調控資源的力度、科學合理地確定財政支出規(guī)模以及判斷今后財政支出結構的調整方向提供重要的理論與實證依據。

一、文獻綜述與問題的提出

現有關于財政支出規(guī)模與經濟增長之間關系的實證研究眾說紛紜、莫衷一是。Ram(1986)、Kormendi(1986)和Grossman(1990)等研究發(fā)現財政支出規(guī)模擴張對經濟增長產生正效應。但是Landau(1983)、Tullock(1987)以及Karras(1993)等研究卻得出財政支出規(guī)模與經濟增長顯著負相關的結論。對此,Sheehey(1993)指出財政支出和經濟增長之間可能存在非線性關系,Armey(1995)用類似Laffer曲線來展現財政支出與經濟增長之間的這種非線性關系。Friedman(1997)的研究結論是:政府對經濟增長的貢獻是積極的,但是政府對經濟增長的作用存在門限效應,門限值可能存在于15%至50%的國民收入之間。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%。在國內,馬栓友(2000)、馬樹才和孫長清(2005)、張明喜和陳志勇(2005)、計志英(2006)、李華和孫長清(2007)以及張治覺(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估算我國財政支出最優(yōu)規(guī)模。而楊友才和賴敏暉(2009)、李村璞、趙守國和何靜(2010)等主要以非線性分析為主,采用門檻回歸或平滑轉移方法重新估算我國財政支出最優(yōu)規(guī)模。

在財政支出結構與經濟增長之間關系的實證研究上,學者們更多關注不同財政支出項目與經濟增長之間的關系。Barro(1992)研究發(fā)現,公共消費水平對經濟增長有顯著的負影響。Devarajan等(1996)認為發(fā)展中國家大量的投資性公共支出并沒有起到促進經濟增長的作用。Bose、Haque和Osborn(2005)分析發(fā)現政府資本性支出與經濟增長顯著正相關。Ghosh和Gregoriou(2006)的實證檢驗也發(fā)現資本性政府支出則與經濟增長負相關,而經常性政府支出則與經濟增長正相關。在國內,郭慶旺、呂冰洋和張德勇(2003)認為生產性政府支出與經濟增長正相關,而廖楚輝和余可(2006)則認為一些地區(qū)的生產性支出對長期經濟增長不具有促進作用。

上述實證研究多以線性時間序列分析為主,Morton(1986)指出單純的時間序列分析和橫截面分析都沒有控制異質性,面臨著估計有偏性風險。尤其對我國轉軌經濟而言,普通線性回歸很難揭示結構突變變量之間的關系。相比而言,門檻回歸模型是不錯的選擇。但是,這種模型在刻畫我國財政支出與經濟增長非線性關系時可能也有欠缺。而González、Ter?svirta和vanDijk(2004)提出的面板平滑轉移模型不僅兼具面板數據的特征,也克服了門檻模型的缺陷。因此,本文試圖采用面板平滑轉移模型從財政支出的規(guī)模與結構兩方面實證分析財政支出對經濟增長的非線性效應,并估算我國財政支出最優(yōu)規(guī)模和最優(yōu)結構,進一步拓展Armey曲線推論,為我國財政支出政策提供有益的參考和建議。

二、財政支出對經濟增長非線性效應的理論闡釋

假設一個封閉經濟由代表性無限壽命家庭、同質充分競爭企業(yè)以及政府所構成。家庭的效用函數為:

其中:c是人均消費,ρ是時間偏好,θ是相對風險規(guī)避系數,初始人口正規(guī)化為1,n是人口增長率,w是工資收入,r是資本利息率,k為家庭儲蓄,δ是資本折舊率,同時家庭滿足“非蓬齊博弈條件”,家庭的預算約束條件為:

企業(yè)從家庭租借資本、雇傭勞動力,企業(yè)人均生產函數為y=f(k,G),k是人均資本,包括人力資本和物質資本。G是政府提供的如基礎設施、司法保障等公共物品。由于公共物品的外部性,當k和G分開考慮時,各自都具有遞減規(guī)模報酬;但是當k與G放在一起考慮時,社會生產具有規(guī)模報酬不變的特性。設生產函數具體形式為:

其中:y是人均產出,α是人均資本產出彈性,G1和G2是兩類不同公共物品,β和ε是其產出彈性,滿足α+β+ε=1,A是生產技術系數。政府采取一次總賦稅為公共物品免費提供融資,公共物品總量G由兩類不同公共物品G1和G2構成,滿足G=G1+G2。財政實行平衡預算,即G=τ Y,τ為稅率同時也是財政支出占GDP的比重。設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量G2=(1-Ф)τY 。

在競爭經濟中,企業(yè)和家庭面臨相同的利率和工資率,根據家庭追求效用最大化和企業(yè)追求利潤最大化條件,宏觀經濟均衡為如下最大化問題的解:

為求解上述最大化問題的經濟增長率,建立如下漢密爾頓函數:

聯立(3)式、(8)式與(9)式得到穩(wěn)態(tài)條件下經濟增長率為:

可見,長期經濟增長率不僅受財政支出規(guī)模的影響,而且也受財政支出結構的影響。利用(10)式分別對τ和Ф求一階條件,可得最優(yōu)財政支出規(guī)模和最優(yōu)財政支出結構分別為:

為直觀反映我國經濟增長與財政支出規(guī)模、結構的非線性關系,運用經驗法則對(10)式中的參數校準并模擬財政支出與經濟增長的非線性關系曲線圖(見圖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,令勞動投入為常數1,技術系數A=1,資本產出彈性α=0.4和公共品產出彈性β=0.4和ε=0.2,資本折舊率δ=0.1,時間偏好ρ=-0.02,相對風險規(guī)避系數θ=0.7。

圖1 財政支出與經濟增長的非線性關系

三、基于面板平滑轉移模型的實證檢驗

(一)面板平滑轉移模型解析。該模型可以表示為:

其中:yit是被解釋變量,μi是不可觀測的時不變回歸變量,xit是含有時變外生變量的k維向量,qit是可觀測的轉換變量,uit是誤差項。g是關于qit的連續(xù)跳躍型函數,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),是含有位置參數的m維向量,決定模型動態(tài)變化發(fā)生的不同位置或門限。γ是轉換函數的斜率,表示從一個狀態(tài)轉移到另一個狀態(tài)的速度。m可以確定狀態(tài)的個數。更為一般的面板平滑轉移模型形式是:

其中:g的方程形式仍然是(14)式,如果m=1,對不同的g而言轉換變量q都相同,γj→ ,j=1,2,…,r,則(15)式就退化為Hansen(1999)r+1門檻回歸模型。因此,面板平滑轉移模型是面板門限模型的進一步拓展。

在模型估計之前,我們需要進行異質性檢驗,即判斷模型是否存在非線性效應。將r=1代入(15)式并將g在γ=0處按一階泰勒級數展開構造線性輔助回歸模型(16)式,然后分別估計線性固定效應模型和線性輔助回歸模型,根據兩個模型殘差平方和SSR0和SSR1構造(17)式統計量檢驗H0:γ1=0(H1:γ1≠0)。

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

在模型估計之后,我們還需要進行剩余異質特征檢驗,即判斷現有的轉換函數是否能充分捕捉變量的異質特征或非線性關系。將r=2代入(15)式并將g在γ=0處按一階泰勒級數展開構造線性輔助回歸模型(18)式,然后分別估計(13)式和(18)式,根據兩個模型殘差平方和SSR0和SSR1,同樣構造類似(17)式的統計量檢驗H0:γ2=0(H1:γ2≠0)。最終,根據這種檢驗方法可以選擇一般面板平滑轉移模型估計所需的最佳轉換函數個數。

(二)模型設定與數據變量說明。本文采用柯布—道格拉斯生產函數形式,忽略行政管理支出等維持性支出,將財政支出分為經濟性支出和社會性支出兩種。前者主要是指政府提供的基礎設施、基礎性研究等,用G1表示;后者包括義務教育、基本醫(yī)療與社會保障等支出,用G2表示?？紤]到預算外支出結構數據不完整,政府可支配性較小,這里主要研究預算內財政支出與經濟增長的非線性關系。結合(13)式設最終估計模型為:

其中:Yit為省級GDP,Kit為省級資本投資,Lit為省級勞動投入,Git為省級財政一般預算支出,λ為轉換變量。我們選擇省級財政一般預算支出占省級GDP的比重和省級財政一般預算中經濟性支出與社會性支出的比重分別作為轉換變量,刻畫財政支出規(guī)模和財政支出結構對經濟增長的非線性影響。

本文采用1997-2009年我國31個省、直轄市、自治區(qū)的面板數據,數據源自《中國統計年鑒2010》,缺失數據由《新中國60年統計資料匯編》和《中國國內生產總值核算歷史資料1952-2004》補齊。Yit用GDP平減指數(1997年=100)折算后的各省實際GDP增長率表示。Kit用固定資產投資價格指數(1997年=100)折算后的各省實際固定資本形成總額表示。其中廣東省缺少1998-2000年固定資產投資價格指數,用投資隱含平減指數代替;西藏缺少固定資產投資價格指數,用零售商品價格指數代替。Lit用各省按三次產業(yè)劃分的年末就業(yè)人數表示,Git用GDP沖減指數(1997年=100)折算后的各省實際財政支出表示。

(三)模型估計與檢驗。首先,對面板數據模型進行Hausman檢驗,卡方統計值為64.20,在1%顯著性水平下拒絕原假設,說明模型更適合固定效應。這滿足González等(2004)提出的面板平滑轉移模型估計的前提要求。下面我們分別以財政支出規(guī)模和結構作為轉換變量,實證研究我國財政支出對經濟增長的非線性影響。表1結果顯示,F值都顯著拒絕了線性模型的原假設。說明面板數據具有明確的異質性,用面板平滑轉移模型能夠很好捕捉到財政支出與經濟增長之間的非線性特征。

表1 異質性檢驗

對位置參數個數的確定,根據Granger和 Ter?svirta(1993)以及 Ter?svirta(1994)的做法來選擇。表2結果顯示,H03的顯著性最強,因此接受m=1,即存在兩種狀態(tài)的平滑轉移。

表2 位置參數個數選擇

表3 剩余異質性檢驗

為避免過于龐大的模型,隨著位置參數個數的增加,顯著性水平選擇標準可以越來越低,這里我們選擇0.001的顯著性水平。表3結果顯示,財政支出規(guī)模為轉換變量的標準檢驗指出兩種狀態(tài)的轉移模型未能完全捕捉到回歸方程中省份數據之間的異質性;與之相反,穩(wěn)健性檢驗則說明沒有證據支持任何異質性在模型中存在?？紤]到標準檢驗在小樣本下可能忽視模型截面異方差性而存在檢驗不可信的問題,在此接受穩(wěn)健性檢驗結果,即兩種狀態(tài)的轉換是合理的。

表4估計結果顯示,財政支出規(guī)模在位置參數估計值0.0932兩側對經濟增長的影響存在明顯區(qū)別。當財政支出規(guī)模小于9.32%時,財政支出的產出彈性為0.8664,這說明財政支出對經濟增長產生了正面效應。勞動力和私人投資的產出彈性分別為0.2003和0.0843,相比之下,勞動力對經濟增長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,即政府財政支出規(guī)模和經濟增長之間存在正相關關系。但是當財政支出規(guī)模大于9.32%時,出現了不同的估計結果:財政支出和勞動力的產出彈性均變?yōu)樨撝?私人投資對經濟增長沒有顯著影響,這意味著過大的財政支出規(guī)?？赡茉斐蓹C構臃腫和人浮于事,降低了政府的工作效率,同時沉重的稅負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)等對財政支出與經濟增長之間存在負相關關系的論斷。

對財政支出結構,同樣在位置參數1.643兩側對經濟增長表現出截然不同的兩種狀態(tài)。當經濟性支出與社會性支出比重小于1.643時,勞動力、私人投資和財政支出的產出彈性分別為0.39、0.16和0.48,這說明經濟性支出的增加有利于社會基礎設施的完善、扶持基礎產業(yè)發(fā)展和引導私人投資進入高新技術產業(yè);當經濟性支出與社會性支出比重大于1.643時,勞動力和財政支出的產出彈性為負,這意味著經濟發(fā)展到成熟階段時,人均收入水平提高,社會對教育、保健、養(yǎng)老、失業(yè)及其他福利等社會性服務的需求日益增加,政府應承擔更多的民生責任,增加社會性支出。這與 Musgrave(1969)和 Rostow(1971)提出的經濟發(fā)展階段論相一致。

表4 面板平滑轉移模型估計

(四)有關結果討論與分析。上述估計說明我國財政支出對經濟增長具有非線性影響。圖2邏輯斯蒂平滑轉換函數曲線進一步證實了這一推論,財政支出規(guī)模和結構在最優(yōu)值兩側對經濟增長的影響都是不對稱的,并且財政支出規(guī)模在兩種狀態(tài)下的轉換速度似乎相對更快,大多數樣本點位于中間過渡狀態(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工業(yè)化發(fā)展初期,地方財政支出規(guī)模的擴張是彌補市場失靈、解決城市化和高居住密度帶來的外部性和擁擠性以及滿足社會成員對公共物品需求增加的必然結果;從實踐上看,公共物品的數量和質量決定著財政支出的規(guī)模。我國正處于經濟體制改革和政府職能轉變的動態(tài)過程中,在公共服務的投入上尤其是區(qū)域民生類公共物品的供給上,不論是數量還是質量都明顯不足,這些都為地方政府財政支出規(guī)模的合理擴張?zhí)峁┝死碛伞Ａ硪环矫?地方政府作為獨立的利益主體,承擔著推動本地區(qū)經濟增長的責任,而隨著1994年財政分權改革,地方政府擁有更多的轄區(qū)經濟事務管理權和財政支配權。因此,為了爭奪有限經濟資源,地方政府之間的關系不再是單純的兄弟關系,而是兩個經濟主體之間的關系(周業(yè)安,2003)。除了稅收競爭,地方政府間的財政支出競爭也愈演愈烈,這不僅使地方財政支出規(guī)模偏離最優(yōu)水平,增加了地方政府的或有負債,也使地方政府的財政支出結構失衡,偏重見效快、增長效應明顯的基本建設投資而忽視科教文衛(wèi)的投入。從長遠看,這很容易扭曲社會資源的合理配置,阻礙經濟持續(xù)增長。因此,我們不難想象我國財政支出與經濟增長之間所蘊涵的非線性效應。

圖2 邏輯斯蒂平滑轉換函數曲線

圖3 地方財政支出結構調整趨勢

對財政支出結構,為了能更直觀地理解我國財政支出結構偏離最優(yōu)值的平均程度,我們以轉換函數是否大于0.5為界將我國財政支出結構劃分為兩種狀態(tài)——重建設和重民生,并勾勒出財政支出結構的發(fā)展趨勢。圖3顯示1997-2009年絕大多數地方政府都重建設輕民生,這表明我國“重經濟發(fā)展和基建投資、輕社會發(fā)展和人力資本投資”的傳統特征仍然十分明顯。究其原因,這主要是由于20世紀80年代初實施的領導干部選拔和晉升標準的重大改革使地方政府領導者的晉升和地方經濟發(fā)展績效掛鉤(周黎安,2004),以及財政支出中社會性支出的短期經濟增長效應不明顯等因素造成。因此,在我國以GDP考核為主的官員晉升體制下,地方政府很容易忽視對轄區(qū)居民公共需求偏好的滿足,客觀上形成了一種重建設、輕民生的制度激勵。

四、結論與對策建議

上述研究表明我國財政支出對經濟增長具有非線性效應,并且財政一般預算支出規(guī)模與財政支出結構在最優(yōu)值兩側對經濟增長的影響均具有非對稱性。地方財政一般預算支出與地區(qū)GDP最優(yōu)比重為9.32%,財政經濟性支出與社會性支出最優(yōu)比重為1.643。此外,1997-2009年地方政府財政支出表現出一定的不合理態(tài)勢,即政府經濟職能過強、社會職能過弱,社會管理職能過強,公共服務職能過弱。因此,現階段我國要形成經濟長效發(fā)展機制,政府必須提高財政支出效率,切實有效地解決現存的民生問題。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考核機制。應遵循市場機制下“用腳投票”規(guī)則,建立“自下而上”的考核,使地方政府的財政支出規(guī)模控制在合理的范圍內,財政支出應該從簡單的以增長為導向轉為以公共服務為導向,最終扭轉地方財政支出結構中“重建設、輕民生”的狀況。

第二,加強財政監(jiān)督力度。地方財政支出不合理離不開地方政府財政支出競爭導致的“攀比效應”,更離不開支出背后地方預算外收支和體制外收支的支撐。因此,從某種意義上說我們應盡快健全政府預算體系,形成由政府公共預算、政府性基金預算、國有資本金預算和社會保險基金預算組成的比較完整的政府預算體系,把政府的所有收支活動全部納入預算進行管理。同時,要公開政府預算,加強對財政資金收支每一個環(huán)節(jié)的監(jiān)督。

第三,建立財政資金績效評價信息系統。政府應該建立財政資金績效評價信息系統,使政府可以比較準確地了解相關信息,有助于降低財政資金使用風險,避免“呆賬”、騙貸等不良行為的發(fā)生,切實把財政資金用在刀刃上,有效發(fā)揮政府配置資源的能力。

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