張淑翠

(上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海200433)

財政支出規(guī)模反映了政府干預(yù)社會經(jīng)濟(jì)的程度,但是政府對經(jīng)濟(jì)增長的影響不僅表現(xiàn)在財政支出的規(guī)模上,也體現(xiàn)在財政支出的結(jié)構(gòu)上。那么,財政支出與經(jīng)濟(jì)增長之間究竟存在怎樣的關(guān)系?對此,Armey(1995)提出財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在類似Laffer曲線形狀的關(guān)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?qū)崿F(xiàn)支出結(jié)構(gòu)的優(yōu)化,則能夠以最低的稅收扭曲成本實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)生增長。那么,財政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)是否都與經(jīng)濟(jì)增長之間存在Armey曲線關(guān)系呢?在中國經(jīng)濟(jì)連續(xù)多年高位運(yùn)行的情形下,實(shí)證估算我國財政支出的最優(yōu)規(guī)模和財政支出結(jié)構(gòu)的最佳比重,無疑可為合理保持政府調(diào)控資源的力度、科學(xué)合理地確定財政支出規(guī)模以及判斷今后財政支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整方向提供重要的理論與實(shí)證依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

現(xiàn)有關(guān)于財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證研究眾說紛紜、莫衷一是。Ram(1986)、Kormendi(1986)和Grossman(1990)等研究發(fā)現(xiàn)財政支出規(guī)模擴(kuò)張對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正效應(yīng)。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(jīng)濟(jì)增長顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)論。對此,Sheehey(1993)指出財政支出和經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在非線性關(guān)系,Armey(1995)用類似Laffer曲線來展現(xiàn)財政支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的這種非線性關(guān)系。Friedman(1997)的研究結(jié)論是:政府對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是積極的,但是政府對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在門限效應(yīng),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(nèi),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(shù)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(zhuǎn)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(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證研究上,學(xué)者們更多關(guān)注不同財政支出項目與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。Barro(1992)研究發(fā)現(xiàn),公共消費(fèi)水平對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)影響。Devarajan等(1996)認(rèn)為發(fā)展中國家大量的投資性公共支出并沒有起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用。Bose、Haque和Osborn(2005)分析發(fā)現(xiàn)政府資本性支出與經(jīng)濟(jì)增長顯著正相關(guān)。Ghosh和Gregoriou(2006)的實(shí)證檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)資本性政府支出則與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān),而經(jīng)常性政府支出則與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān)。在國內(nèi),郭慶旺、呂冰洋和張德勇(2003)認(rèn)為生產(chǎn)性政府支出與經(jīng)濟(jì)增長正相關(guān),而廖楚輝和余可(2006)則認(rèn)為一些地區(qū)的生產(chǎn)性支出對長期經(jīng)濟(jì)增長不具有促進(jìn)作用。

上述實(shí)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(zhì)性,面臨著估計有偏性風(fēng)險。尤其對我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)而言,普通線性回歸很難揭示結(jié)構(gòu)突變變量之間的關(guān)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(jīng)濟(jì)增長非線性關(guān)系時可能也有欠缺。而González、Ter?svirta和vanDijk(2004)提出的面板平滑轉(zhuǎn)移模型不僅兼具面板數(shù)據(jù)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(zhuǎn)移模型從財政支出的規(guī)模與結(jié)構(gòu)兩方面實(shí)證分析財政支出對經(jīng)濟(jì)增長的非線性效應(yīng),并估算我國財政支出最優(yōu)規(guī)模和最優(yōu)結(jié)構(gòu),進(jìn)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(jīng)濟(jì)增長非線性效應(yīng)的理論闡釋

假設(shè)一個封閉經(jīng)濟(jì)由代表性無限壽命家庭、同質(zhì)充分競爭企業(yè)以及政府所構(gòu)成。家庭的效用函數(shù)為:

其中:c是人均消費(fèi),ρ是時間偏好,θ是相對風(fēng)險規(guī)避系數(shù),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(yù)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(chǎn)函數(shù)為y=f(k,G),k是人均資本,包括人力資本和物質(zhì)資本。G是政府提供的如基礎(chǔ)設(shè)施、司法保障等公共物品。由于公共物品的外部性,當(dāng)k和G分開考慮時,各自都具有遞減規(guī)模報酬;但是當(dāng)k與G放在一起考慮時,社會生產(chǎn)具有規(guī)模報酬不變的特性。設(shè)生產(chǎn)函數(shù)具體形式為:

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

在競爭經(jīng)濟(jì)中,企業(yè)和家庭面臨相同的利率和工資率,根據(jù)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(jīng)濟(jì)均衡為如下最大化問題的解:

為求解上述最大化問題的經(jīng)濟(jì)增長率,建立如下漢密爾頓函數(shù):

聯(lián)立(3)式、(8)式與(9)式得到穩(wěn)態(tài)條件下經(jīng)濟(jì)增長率為:

可見,長期經(jīng)濟(jì)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(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)分別為:

為直觀反映我國經(jīng)濟(jì)增長與財政支出規(guī)模、結(jié)構(gòu)的非線性關(guān)系,運(yùn)用經(jīng)驗(yàn)法則對(10)式中的參數(shù)校準(zhǔn)并模擬財政支出與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)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(shù)1,技術(shù)系數(shù)A=1,資本產(chǎn)出彈性α=0.4和公共品產(chǎn)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(fēng)險規(guī)避系數(shù)θ=0.7。

圖1 財政支出與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系

三、基于面板平滑轉(zhuǎn)移模型的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)面板平滑轉(zhuǎn)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(zhuǎn)換變量,uit是誤差項。g是關(guān)于qit的連續(xù)跳躍型函數(shù),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(shù)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(zhuǎn)換函數(shù)的斜率,表示從一個狀態(tài)轉(zhuǎn)移到另一個狀態(tài)的速度。m可以確定狀態(tài)的個數(shù)。更為一般的面板平滑轉(zhuǎn)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(zhuǎn)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(zhuǎn)移模型是面板門限模型的進(jìn)一步拓展。

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

對(13)式面板平滑轉(zhuǎn)移模型的估計可分兩步實(shí)現(xiàn):第一步通過組內(nèi)回歸去除線性部分的固定效應(yīng),第二步對剩下非線性部分進(jìn)行NLLS(Nonlinear Least Squares)估計。這里借鑒Hansen(1999)的做法,先根據(jù)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(jìn)行剩余異質(zhì)特征檢驗(yàn),即判斷現(xiàn)有的轉(zhuǎn)換函數(shù)是否能充分捕捉變量的異質(zhì)特征或非線性關(guān)系。將r=2代入(15)式并將g在γ=0處按一階泰勒級數(shù)展開構(gòu)造線性輔助回歸模型(18)式,然后分別估計(13)式和(18)式,根據(jù)兩個模型殘差平方和SSR0和SSR1,同樣構(gòu)造類似(17)式的統(tǒng)計量檢驗(yàn)H0:γ2=0(H1:γ2≠0)。最終,根據(jù)這種檢驗(yàn)方法可以選擇一般面板平滑轉(zhuǎn)移模型估計所需的最佳轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)。

(二)模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量說明。本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式,忽略行政管理支出等維持性支出,將財政支出分為經(jīng)濟(jì)性支出和社會性支出兩種。前者主要是指政府提供的基礎(chǔ)設(shè)施、基礎(chǔ)性研究等,用G1表示;后者包括義務(wù)教育、基本醫(yī)療與社會保障等支出,用G2表示?？紤]到預(yù)算外支出結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)不完整,政府可支配性較小,這里主要研究預(yù)算內(nèi)財政支出與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系。結(jié)合(13)式設(shè)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(yù)算支出,λ為轉(zhuǎn)換變量。我們選擇省級財政一般預(yù)算支出占省級GDP的比重和省級財政一般預(yù)算中經(jīng)濟(jì)性支出與社會性支出的比重分別作為轉(zhuǎn)換變量,刻畫財政支出規(guī)模和財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)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(shù)據(jù),數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計年鑒2010》,缺失數(shù)據(jù)由《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952-2004》補(bǔ)齊。Yit用GDP平減指數(shù)(1997年=100)折算后的各省實(shí)際GDP增長率表示。Kit用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(1997年=100)折算后的各省實(shí)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(chǎn)投資價格指數(shù),用投資隱含平減指數(shù)代替;西藏缺少固定資產(chǎn)投資價格指數(shù),用零售商品價格指數(shù)代替。Lit用各省按三次產(chǎn)業(yè)劃分的年末就業(yè)人數(shù)表示,Git用GDP沖減指數(shù)(1997年=100)折算后的各省實(shí)際財政支出表示。

(三)模型估計與檢驗(yàn)。首先,對面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn),卡方統(tǒng)計值為64.20,在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè),說明模型更適合固定效應(yīng)。這滿足González等(2004)提出的面板平滑轉(zhuǎn)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(jié)構(gòu)作為轉(zhuǎn)換變量,實(shí)證研究我國財政支出對經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響。表1結(jié)果顯示,F值都顯著拒絕了線性模型的原假設(shè)。說明面板數(shù)據(jù)具有明確的異質(zhì)性,用面板平滑轉(zhuǎn)移模型能夠很好捕捉到財政支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性特征。

表1 異質(zhì)性檢驗(yàn)

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

表2 位置參數(shù)個數(shù)選擇

表3 剩余異質(zhì)性檢驗(yàn)

為避免過于龐大的模型,隨著位置參數(shù)個數(shù)的增加,顯著性水平選擇標(biāo)準(zhǔn)可以越來越低,這里我們選擇0.001的顯著性水平。表3結(jié)果顯示,財政支出規(guī)模為轉(zhuǎn)換變量的標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)指出兩種狀態(tài)的轉(zhuǎn)移模型未能完全捕捉到回歸方程中省份數(shù)據(jù)之間的異質(zhì)性;與之相反,穩(wěn)健性檢驗(yàn)則說明沒有證據(jù)支持任何異質(zhì)性在模型中存在。考慮到標(biāo)準(zhǔn)檢驗(yàn)在小樣本下可能忽視模型截面異方差性而存在檢驗(yàn)不可信的問題,在此接受穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果,即兩種狀態(tài)的轉(zhuǎn)換是合理的。

表4估計結(jié)果顯示,財政支出規(guī)模在位置參數(shù)估計值0.0932兩側(cè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響存在明顯區(qū)別。當(dāng)財政支出規(guī)模小于9.32%時,財政支出的產(chǎn)出彈性為0.8664,這說明財政支出對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了正面效應(yīng)。勞動力和私人投資的產(chǎn)出彈性分別為0.2003和0.0843,相比之下,勞動力對經(jīng)濟(jì)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(diǎn),即政府財政支出規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。但是當(dāng)財政支出規(guī)模大于9.32%時,出現(xiàn)了不同的估計結(jié)果:財政支出和勞動力的產(chǎn)出彈性均變?yōu)樨?fù)值,私人投資對經(jīng)濟(jì)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(jī)構(gòu)臃腫和人浮于事,降低了政府的工作效率,同時沉重的稅負(fù)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(jīng)濟(jì)增長之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的論斷。

對財政支出結(jié)構(gòu),同樣在位置參數(shù)1.643兩側(cè)對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出截然不同的兩種狀態(tài)。當(dāng)經(jīng)濟(jì)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(chǎn)出彈性分別為0.39、0.16和0.48,這說明經(jīng)濟(jì)性支出的增加有利于社會基礎(chǔ)設(shè)施的完善、扶持基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和引導(dǎo)私人投資進(jìn)入高新技術(shù)產(chǎn)業(yè);當(dāng)經(jīng)濟(jì)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(chǎn)出彈性為負(fù),這意味著經(jīng)濟(jì)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(wù)的需求日益增加,政府應(yīng)承擔(dān)更多的民生責(zé)任,增加社會性支出。這與 Musgrave(1969)和 Rostow(1971)提出的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段論相一致。

表4 面板平滑轉(zhuǎn)移模型估計

(四)有關(guān)結(jié)果討論與分析。上述估計說明我國財政支出對經(jīng)濟(jì)增長具有非線性影響。圖2邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線進(jìn)一步證實(shí)了這一推論,財政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)在最優(yōu)值兩側(cè)對經(jīng)濟(jì)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(zhuǎn)換速度似乎相對更快,大多數(shù)樣本點(diǎn)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(kuò)張是彌補(bǔ)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(jié)果;從實(shí)踐上看,公共物品的數(shù)量和質(zhì)量決定著財政支出的規(guī)模。我國正處于經(jīng)濟(jì)體制改革和政府職能轉(zhuǎn)變的動態(tài)過程中,在公共服務(wù)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(shù)量還是質(zhì)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(kuò)張?zhí)峁┝死碛?。另一方?地方政府作為獨(dú)立的利益主體,承擔(dān)著推動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的責(zé)任,而隨著1994年財政分權(quán)改革,地方政府擁有更多的轄區(qū)經(jīng)濟(jì)事務(wù)管理權(quán)和財政支配權(quán)。因此,為了爭奪有限經(jīng)濟(jì)資源,地方政府之間的關(guān)系不再是單純的兄弟關(guān)系,而是兩個經(jīng)濟(jì)主體之間的關(guān)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(fù)債,也使地方政府的財政支出結(jié)構(gòu)失衡,偏重見效快、增長效應(yīng)明顯的基本建設(shè)投資而忽視科教文衛(wèi)的投入。從長遠(yuǎn)看,這很容易扭曲社會資源的合理配置,阻礙經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。因此,我們不難想象我國財政支出與經(jīng)濟(jì)增長之間所蘊(yùn)涵的非線性效應(yīng)。

圖2 邏輯斯蒂平滑轉(zhuǎn)換函數(shù)曲線

圖3 地方財政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整趨勢

對財政支出結(jié)構(gòu),為了能更直觀地理解我國財政支出結(jié)構(gòu)偏離最優(yōu)值的平均程度,我們以轉(zhuǎn)換函數(shù)是否大于0.5為界將我國財政支出結(jié)構(gòu)劃分為兩種狀態(tài)——重建設(shè)和重民生,并勾勒出財政支出結(jié)構(gòu)的發(fā)展趨勢。圖3顯示1997-2009年絕大多數(shù)地方政府都重建設(shè)輕民生,這表明我國“重經(jīng)濟(jì)發(fā)展和基建投資、輕社會發(fā)展和人力資本投資”的傳統(tǒng)特征仍然十分明顯。究其原因,這主要是由于20世紀(jì)80年代初實(shí)施的領(lǐng)導(dǎo)干部選拔和晉升標(biāo)準(zhǔn)的重大改革使地方政府領(lǐng)導(dǎo)者的晉升和地方經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)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(shè)、輕民生的制度激勵。

四、結(jié)論與對策建議

上述研究表明我國財政支出對經(jīng)濟(jì)增長具有非線性效應(yīng),并且財政一般預(yù)算支出規(guī)模與財政支出結(jié)構(gòu)在最優(yōu)值兩側(cè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響均具有非對稱性。地方財政一般預(yù)算支出與地區(qū)GDP最優(yōu)比重為9.32%,財政經(jīng)濟(jì)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(xiàn)出一定的不合理態(tài)勢,即政府經(jīng)濟(jì)職能過強(qiáng)、社會職能過弱,社會管理職能過強(qiáng),公共服務(wù)職能過弱。因此,現(xiàn)階段我國要形成經(jīng)濟(jì)長效發(fā)展機(jī)制,政府必須提高財政支出效率,切實(shí)有效地解決現(xiàn)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(jī)制。應(yīng)遵循市場機(jī)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(nèi),財政支出應(yīng)該從簡單的以增長為導(dǎo)向轉(zhuǎn)為以公共服務(wù)為導(dǎo)向,最終扭轉(zhuǎn)地方財政支出結(jié)構(gòu)中“重建設(shè)、輕民生”的狀況。

第二,加強(qiáng)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(dǎo)致的“攀比效應(yīng)”,更離不開支出背后地方預(yù)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(yīng)盡快健全政府預(yù)算體系,形成由政府公共預(yù)算、政府性基金預(yù)算、國有資本金預(yù)算和社會保險基金預(yù)算組成的比較完整的政府預(yù)算體系,把政府的所有收支活動全部納入預(yù)算進(jìn)行管理。同時,要公開政府預(yù)算,加強(qiáng)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(tǒng)。政府應(yīng)該建立財政資金績效評價信息系統(tǒng),使政府可以比較準(zhǔn)確地了解相關(guān)信息,有助于降低財政資金使用風(fēng)險,避免“呆賬”、騙貸等不良行為的發(fā)生,切實(shí)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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