余官勝

(武漢大學經濟與管理學院,湖北武漢 430072)

一、 問題的提出

自新增長理論興起以來,經濟學家開始強調政府財政支出在經濟增長中的作用。經濟學家們分析了政府財政支出對資源配置效率和要素積累的影響[1],但是得出的結論卻大相徑庭。Ghali和Anaman等發(fā)現政府財政支出能通過完善法律體系、基礎設施建設以及矯正市場缺陷而有利于經濟增長[2-3];Bajo-Rubio則指出財政支出由于低效率、加重稅收負擔以及對激勵的扭曲而不利于經濟增長[4]。由此可見,政府財政支出對經濟增長有很大的影響,因此研究導致政府財政支出規(guī)模擴大的原因也顯得尤為重要,本文正是基于此目的研究貿易開放如何影響政府財政支出規(guī)模。

國外學術界非常重視貿易開放對政府財政支出規(guī)模的影響。早期的研究認為貿易開放增加了一國的競爭壓力,政府則傾向于通過減稅等措施以保持本國企業(yè)的競爭力,因此貿易開放會縮小一國的財政收入,由于財政支出規(guī)模受制于財政收入,進一步地,政府財政支出規(guī)模也會由于貿易開放而降低[5]。Rodrik則認為貿易開放使一國更易于受外部經濟的影響,從而增加了經濟波動,因此政府需要更多的財政支出以實施反周期政策[6]。Epifani和Gancia則指出了貿易開放擴大政府財政支出規(guī)模的兩條途徑:①貿易開放增加了國內的稅收規(guī)模,從而增加了財政收入和財政支出規(guī)模;②貿易開放增加了經濟風險和公共轉移需求,因此需要更大的財政支出規(guī)模[7]。

我國自改革開放以來,政府財政支出在促進經濟發(fā)展的過程中發(fā)揮著非常重要的作用。然而國內學術界并沒有得出政府財政支出規(guī)模的擴大必然會促進經濟增長的結論,戴廣發(fā)現財政支出規(guī)模和經濟增長之間存在倒U型關系,當財政支出規(guī)模超過臨界值后,繼續(xù)擴大財政支出規(guī)模反而不利于經濟增長[8]。類似地,楊友才和賴敏暉則利用門檻回歸模型發(fā)現我國政府財政支出規(guī)模存在門檻效應,并發(fā)現我國政府財政支出規(guī)模在大多數情況下超過最優(yōu)財政支出規(guī)模,進而不利于經濟增長[9]。由于過大的財政支出規(guī)模不利于經濟增長,因此國內學者也紛紛探索我國政府財政支出規(guī)模不斷擴大的原因。周黎安指出中國地方官員“錦標賽”晉升模式導致地方政府過于注重建設性財政支出[10];方紅生和張軍則發(fā)現我國地方政府財政支出行為具有擴張的傾向,并指出這是由于中國式分權治理模式和缺乏良好制度約束的相互作用結果[11]。實際上,我國改革開放以來的一大特征是貿易開放度的快速增加,那么我國的貿易開放是否會對政府財政支出產生影響?如果有,影響機制是怎樣的?在改革開放初期,政府對宏觀經濟的管制依然非常嚴格,因此貿易開放不會產生宏觀經濟波動風險,此時貿易開放會通過競爭壓力迫使政府減少財政支出規(guī)模;隨著改革開放的深入,在貿易開放度繼續(xù)提高的同時,政府對經濟的干預也逐步減少,因此此時貿易開放的提高帶來了宏觀經濟波動風險,要求政府擴大財政支出規(guī)模以實行反周期政策。本文正是嘗試利用我國省際動態(tài)面板數據對這兩種影響機制進行實證研究,分析我國貿易開放對政府財政支出規(guī)模的影響。

二、 實證研究

1. 方程設定和數據來源

由于當年的政府財政支出規(guī)模往往取決于上一年的預算,因此本文使用政府財政支出規(guī)模對上一年經濟變量進行回歸,計量方程如下:

本文的樣本包括1978—2007年我國28個省市自治區(qū)的面板數據。由于海南和重慶分別于1988年和1997年獨立設省和直轄市,因此為了保持數據的一致性,本文將海南和重慶分別歸入廣東和四川。西藏則由于缺乏數據沒有包含在本文的樣本內。本文的數據均由歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》整理計算而得。表1為變量數據的基本信息。

表1 變量數據基本信息

注: 表內數值為均值,括號內為標準差。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;中部地區(qū)包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、河南、江西、湖南、湖北和廣西;西部地區(qū)包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

2. 回歸方法及結果分析

在回歸方程(1)中,由于解釋變量包含了被解釋變量的滯后一期值log(gexit-1),因此該方程是一個動態(tài)面板數據回歸方程。由于對于動態(tài)方程,回歸殘差和解釋變量相關,即E[log(gexit)eit-1]≠0,因此直接對方程進行回歸容易產生偏差。為了解決這種內生性問題,本文使用廣義矩(GMM)方法對方程(1)進行回歸。對方程(1)進行一階差分,可得:

對方程(1)求差分的目的是為了產生以下的矩條件:

這里Xit-s為解釋變量集合,下標i和t分別代表地區(qū)和年份,下標s表示滯后兩期及以后的時間變量,T為時間年限。

本文使用系統(tǒng)內部變量作為工具變量,對方程(2)進行回歸,得到表2的結果。

表2 回歸結果

注: 除特別說明外,括號內為t統(tǒng)計量,*表示在10%水平上顯著,**表示在5%水平上顯著,***表示在1%水平上顯著。

回歸結果R1沒有包含貿易開放的平方項,而R2則包含了貿易開放的平方項,以檢驗貿易開放對政府財政支出規(guī)模的非線性影響。從回歸結果看,R1和R2的Hansen-J檢驗均不顯著,說明模型的工具變量滿足過度識別約束。Arellano-Bond AR(1)和AR(2)檢驗表明差分后的殘差均不存在序列相關,由此可以斷定原模型的誤差項也無序列相關。聯(lián)合顯著的wald檢驗表明R1和R2均在整體上顯著。這些結果均說明了本文的模型設定是恰當的。

無論在回歸結果R1還是R2中,政府財政支出規(guī)模的上一期值log(gexit-1)均顯著為正,反映了本期的財政支出預算在很大程度上取決于上一期的財政支出規(guī)模。log(gdpit-1)的系數顯著為正說明了經濟規(guī)模越大,政府財政支出規(guī)模也越大,符合理論預期。rgdpit-1的系數顯著為正則需要更多的解釋,該回歸結果說明我國的財政政策并沒有反周期的預期,反而表現出順周期的特征。這一現象可由Tornell和Lane的“貪婪效應”解釋[12],在經濟繁榮時,隨著稅基的增加財政收入也會增加,各個權力機構因此會對財政收入進行競爭,從而增加了財政支出規(guī)模[注]更多有關財政支出順周期的文獻參見方紅生和張軍(2009)的評述。。

本文更為關心貿易開放對政府財政支出規(guī)模的影響,回歸結果R1只包含貿易開放項,結果顯示貿易開放的系數不顯著,表明貿易開放對政府財政支出規(guī)模沒有直接的影響?；貧wR2中加入了貿易開放的平方項,結果顯示貿易開放項的系數顯著為負,貿易開放平方項的系數顯著為正,這反映了貿易開放對政府財政支出規(guī)模存在先抑后揚的U型影響。這是因為在改革開放初期,在對外開放政策的推動下,我國貿易開放度逐漸提高,地方企業(yè)的競爭壓力也逐步增加,因此地方政府往往采取減稅等措施以增加地方企業(yè)的競爭力,從而減少了財政收入,由于政府財政支出規(guī)模受制于財政收入,因此相應地減少了財政支出規(guī)模。由于此時政府對宏觀經濟的干預仍較強,因此在貿易開放度較低的情況下,國外經濟波動不會給我國帶來太大的風險。隨著改革開放的深入,我國貿易開放度進一步提高,政府也逐步放開了對經濟的管制,貿易開放度過大后我國經濟更多地受到外國經濟形勢的影響,在這種情況下,貿易開放度的擴大增加了我國的宏觀經濟風險,就業(yè)的風險也增加,相應地要求政府增加財政支出進行宏觀調控和轉移支付。因此我國貿易開放對政府財政支出規(guī)模的影響呈現出先抑后揚的U型形狀。

三、 結論及政策含義

我國政府財政支出規(guī)模的不斷擴大逐漸引起學術界的關注,因此學術界也從各個角度解釋我國政府財政支出規(guī)模擴大的原因。本文則從貿易開放的角度對此進行解釋,一方面貿易開放能通過競爭壓力迫使政府減少財政支出規(guī)模;另一方面,貿易開放產生的宏觀經濟波動風險又要求政府擴大財政支出以實行宏觀調控。本文利用我國1978—2007年間省際動態(tài)面板數據進行實證研究,發(fā)現我國貿易開放對政府財政支出規(guī)模存在先抑后揚的U型影響。這表明當貿易開放度較低時,貿易開放對財政支出規(guī)模的第一種效應占據上風;而當貿易開放度達到一定程度后,第二種效應則占據上風。

本文的研究結果也有一定的指導意義。首先,如果政府財政支出規(guī)模內生地取決于宏觀調控,那么在經濟全球化的背景下,貿易開放不可避免地會擴大政府財政支出規(guī)模,在這種情況下,政府應該提高財政支出的效率,以保證財政支出起到有利的作用。其次,根據本文回歸結果R2的計算,貿易開放對政府財政支出規(guī)模U型影響的拐點出現在貿易開放度等于0.774時,根據樣本數據可以發(fā)現我國東部地區(qū)大部分省市的貿易開放度在2007年已超過該臨界值,因此貿易開放度的繼續(xù)擴大會增加財政支出的規(guī)模。如果財政支出規(guī)模過大不利于經濟增長,那么政府應該慎行貿易開放政策,或者建立完善的宏觀風險控制系統(tǒng),以防止貿易開放帶來過大的宏觀經濟風險,迫使政府財政支出規(guī)模擴大。

參考文獻:

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