朱 軍

(南京財經(jīng)大學(xué)財政與稅務(wù)學(xué)院,江蘇 南京 210046)

一、引 言

隨著市場化經(jīng)濟發(fā)展的深入,政府公共支出規(guī)模不斷擴張成為各國學(xué)者長期廣泛關(guān)注的重要問題。這其中瓦格納法則 (Wagner's Law)是對這一問題的最早統(tǒng)計歸納,隨后 Peacock-Wiseman (1961)提出了解釋政府公共支出規(guī)模擴張的梯度增長理論[1],Musgrave(1959)和Rostow(1960)各自提出了公共支出規(guī)模擴張的“經(jīng)濟發(fā)展階段論”[2][3]。而對于影響公共支出規(guī)模大小的相關(guān)因素,可以從宏觀經(jīng)濟因素、政治體制特征和社會文化傳統(tǒng)來分析。這樣的因素可以包括教育需求、政治體制、城市化水平、財政分權(quán)等等。對于不同影響因素的具體效應(yīng),相繼有較多的論述。這其中,貿(mào)易開放程度是一個頗具爭議的因素。Rodrik(1996)基于跨國截面數(shù)據(jù)最早研究了貿(mào)易開放度與政府公共支出規(guī)模之間的經(jīng)濟關(guān)系,認(rèn)為隨著一國開放程度的提高,政府會不斷增加公共開支應(yīng)對國際貿(mào)易中的各種風(fēng)險[4]。而Alesina和Wacziarg(1997)認(rèn)為:如果考慮人口因素的影響,貿(mào)易開放度與政府公共支出的關(guān)系并不明顯;但是貿(mào)易開放度與政府轉(zhuǎn)移性支出之間的關(guān)系比較明顯,貿(mào)易開放程度越高則政府轉(zhuǎn)移性支出會較高[5]。Balle和Vaidya(2002)基于美國地方政府的數(shù)據(jù)研究認(rèn)為:貿(mào)易開放度與政府支出規(guī)模之間的關(guān)系為“正”但不顯著,而貿(mào)易開放度與公共福利支出規(guī)模、保健支出規(guī)模顯著正相關(guān)[6]。Alesina,Spolaore和Wacziarg(2002)討論了國家規(guī)模及其改變對國際貿(mào)易模式的影響,認(rèn)為應(yīng)從國家規(guī)模的角度重新審視國際經(jīng)濟整合的歷史及其經(jīng)濟績效[7]。Islam(2004)基于六個國家的時間序列數(shù)據(jù)分別檢驗了各國政府規(guī)模與對外開放、貿(mào)易條件的波動性關(guān)系,研究認(rèn)為這一關(guān)系既存在“正相關(guān)”關(guān)系又存在“負(fù)相關(guān)”關(guān)系[8]。Garen和Trask (2005)采用了一些不可量化的指標(biāo) (如政府對國有企業(yè)的所有權(quán)、價格控制等)來衡量政府規(guī)模。當(dāng)采用不可量化的指標(biāo)來衡量政府規(guī)模時,研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟越不開放其政府規(guī)模越大,且與貿(mào)易壁壘高度正相關(guān)[9]。Gemmell,Kneller和Sanz(2008)將外國直接投資 (FDI)與國際貿(mào)易規(guī)模放在一起研究其對政府公共支出結(jié)構(gòu)的影響[10]。Dreher,Sturm和Ursprung(2008)基于面板數(shù)據(jù)討論了貿(mào)易開放對公共支出結(jié)構(gòu)的影響[11]。Epifani和Gancia(2009)認(rèn)為貿(mào)易開放擴大政府財政支出規(guī)模有兩條途徑:一是貿(mào)易開放增加了國內(nèi)的稅收規(guī)模,從而增加了財政收入和財政支出規(guī)模;二是貿(mào)易開放增加了經(jīng)濟風(fēng)險和公共轉(zhuǎn)移需求,因此需要更大的財政支出規(guī)模[12]。對于中國貿(mào)易開放度與公共支出規(guī)模的關(guān)系,我國學(xué)者也相繼進行了一些研究。余官勝 (2010)研究認(rèn)為貿(mào)易開放對我國政府財政支出規(guī)模存在先抑后揚的“U型”影響[13]。楊燦明,孫群力 (2008)討論了外部風(fēng)險對中國地方政府規(guī)模的影響,認(rèn)為外部風(fēng)險導(dǎo)致了地方政府規(guī)模的擴大,且外部風(fēng)險與社會保障和社會福利支出顯著正相關(guān)[14]。徐琰超,沈拓彬等 (2010)基于縣市級政府的面板數(shù)據(jù)研究了FDI和政府規(guī)模之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)隨著FDI占GDP比重的增加,政府規(guī)模不斷擴大[15]。通過上述的綜述可知,關(guān)于貿(mào)易開放與政府公共支出之間的關(guān)系存在爭議,對于這一關(guān)系的理論分析有所不足。目前的研究或是論述這一經(jīng)濟效應(yīng)的存在性、方向性,或是基于內(nèi)生增長模型下的正向關(guān)系進行經(jīng)驗分析(徐琰超,沈拓彬等,2010)。

目前,這一研究的爭議性來自于對政府支出規(guī)模、貿(mào)易開放度的度量方法不同,影響公共支出規(guī)模的變量選取不同,也來自于經(jīng)驗研究中計量方法的不同。在此,本文基于包括政府公共支出的產(chǎn)出函數(shù),綜合考慮對外開放對于消費者具有的福利效應(yīng),構(gòu)建了一個內(nèi)生增長模型從理論上討論了貿(mào)易開放對政府公共支出的經(jīng)濟效應(yīng),特別分析了反映貿(mào)易結(jié)構(gòu)的貿(mào)易平衡度對公共支出規(guī)模擴張的影響。本文的理論模型說明,政府支出對政府公共支出的影響既可能是正的,也可能是負(fù)的?；诖硇缘恼С鲆?guī)模度量方法和貿(mào)易開放度度量方法,并且基于更為合理的變量選擇,本文從實證上檢驗了貿(mào)易廣度、貿(mào)易平衡度對政府支出規(guī)模擴張的經(jīng)濟效應(yīng)。具體,本文第二部分進行了理論分析,第三部分進行了實證分析,最后一部分進行了總結(jié)。

二、理論模型

(一)理論分析

貿(mào)易廣度的提高可能會降低一國人均公共服務(wù)的供給成本?；贏lesina和Wacziarg(1997)這一考慮的效用函數(shù)[5]和Barro(1990)的生產(chǎn)函數(shù)[16],本文構(gòu)建了如下的內(nèi)生增長模型。假定經(jīng)濟系統(tǒng)中建立在人均消費Ct和人均公共支出gt上的消費者優(yōu)化問題為:

其中:φ是正的時間貼現(xiàn)率,δ是效用的參數(shù)。

定義經(jīng)濟系統(tǒng)中考慮貿(mào)易開放效應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)為:

其中:At代表技術(shù)進步率,kt代表人均資本存量,Et代表人均貿(mào)易規(guī)模,yt代表人均產(chǎn)出。假定生產(chǎn)函數(shù)中的相關(guān)參數(shù)滿足條件0

在初始資本存量k0給定的情況下,代表性消費者的問題就是在 (2)、(3)約束下實現(xiàn)消費者總效用的最大化。定義Hamilton乘子為μt,求解這一經(jīng)濟系統(tǒng)的優(yōu)化問題得到一階條件:

整個系統(tǒng)在平衡增長路徑上的經(jīng)濟增長率η為:

則在穩(wěn)態(tài)時經(jīng)濟系統(tǒng)滿足如下的條件 (各相關(guān)變量取穩(wěn)態(tài)時的經(jīng)濟值):

根據(jù)這一基礎(chǔ)理論并且結(jié)合實際經(jīng)濟發(fā)展,貿(mào)易開放導(dǎo)致公共支出規(guī)模擴張的原因主要包括以下幾個方面:(1)政府應(yīng)對貿(mào)易過程中的外部風(fēng)險需要增加相應(yīng)的公共支出;(2)為保護本國產(chǎn)業(yè)或是行業(yè)的發(fā)展,制定導(dǎo)向性的支持政策;(3)在國際貿(mào)易規(guī)則下采購質(zhì)優(yōu)公共產(chǎn)品或是服務(wù)帶來的支出增加;(4)促進貿(mào)易、深化貿(mào)易時優(yōu)化政府行政服務(wù)水平帶來的支出增加,等等。貿(mào)易開放可能抑制公共支出規(guī)模的擴張,原因主要包括以下幾個方面:(1)分工使得貿(mào)易開放后一國公共服務(wù)的供給成本下降;(2)貿(mào)易開放使得一國在“干中學(xué)”的過程中技術(shù)進步,帶來政府采購成本的下降;(3)貿(mào)易開放使得一國的資本回報率與國際接軌,降低投入成本并增加總產(chǎn)出。在此,本文認(rèn)為:貿(mào)易開放度對公共支出規(guī)模的經(jīng)濟效應(yīng)取決于這一過程中“擴張效應(yīng)”和“抑制效應(yīng)”的對比關(guān)系,這一效應(yīng)具有時間和空間的適應(yīng)性。這可以更好地解釋目前的研究爭論。而當(dāng)期貿(mào)易開放是體現(xiàn)了“擴張效應(yīng)”還是體現(xiàn)了“抑制效應(yīng)”,則可以通過下述的實證模型進行分析。

(二)實證模型

對于貿(mào)易開放對我國當(dāng)期政府公共支出規(guī)模的經(jīng)濟效應(yīng),基于地方政府公共支出決定的相關(guān)因素,本文構(gòu)建如下的實證模型。

其中:i代表截面地區(qū)項,t代表時間序列項,GGDPit代表政府公共支出的規(guī)模 (政府公共支出占GDP的比重),Lnlit代表經(jīng)濟中人口規(guī)模的對數(shù)項,Topenit代表貿(mào)易的廣度水平 (進出口總額占GDP的比重)。Xit代表其他影響公共支出規(guī)模擴張的因素,其中:Fait代表經(jīng)濟中的金融活躍程度, Pedit代表經(jīng)濟中的人均義務(wù)教育需求,Fedit代表各地的分權(quán)水平,Ublit代表城市化水平,Cit與εit分別代表回歸常數(shù)項和誤差項。特別地,為了反映一個地區(qū)貿(mào)易平衡度的影響,本文定義Ropenit代表貿(mào)易平衡度 (進口總額占出口總額的比例),相應(yīng)的實證模型如下:

本文選取政府公共支出占GDP的比重來度量“政府支出規(guī)模”,避免直接使用“政府支出總量”的多方約束。因為本年度政府支出總量受限于上年度的預(yù)算安排,并且政府支出總量較多地受限于制度變量 (如稅制安排),容易忽視其與GDP增長的內(nèi)生關(guān)系,也難以納入其他變量進行分析。

三、實證分析

(一)數(shù)據(jù)處理

基于上述的實證模型,本文獲得的基本數(shù)據(jù)情況如下 (此處,為了保證數(shù)據(jù)的統(tǒng)一性和完整性,本文的地方公共支出為“地方一般預(yù)算支出”。1997年重慶從四川劃出成為直轄市,涉及到多個數(shù)據(jù)的合并問題,本文在進行實證分析時未考慮這兩個地區(qū))。

表1 各地區(qū)相關(guān)變量及其數(shù)據(jù)來源

基于上述的基本數(shù)據(jù),本文獲得各相關(guān)變量的核算統(tǒng)計量。歷年地方公共支出規(guī)模GDDP為G/ GDP。采用World Bank的貿(mào)易廣度核算標(biāo)準(zhǔn),定義歷年的貿(mào)易廣度水平Topen為Open/GDP,歷年貿(mào)易平衡度Ropen為Import/Export,金融活躍度Fa為Loan/Saving,人均義務(wù)教育需求Ped為 (Estudent +Mstudent)/L,各地區(qū)的分權(quán)水平Fed為LR/TR,城市化水平Ubl為UL/L?；谏鲜龅幕A(chǔ)數(shù)據(jù)和核算方法,我國政府公共支出規(guī)模GDDP與貿(mào)易廣度水平Topen在區(qū)域間的變異情況如圖1。

圖1 公共支出水平與貿(mào)易廣度水平的變異系數(shù)

通過上述的變異水平圖可以發(fā)現(xiàn):各個地區(qū)貿(mào)易廣度的變異水平在1985年之后逐漸增大,進入2000年之后又相對平穩(wěn)。而公共支出水平在地區(qū)間的變異程度較大,部分地區(qū)支出偏離平均水平較大。進入2000年之后政府公共支出的變化頻繁,但是幅度明顯低于1999年之前的水平。從而在最近的時間段內(nèi)分析貿(mào)易開放度與公共支出規(guī)模之間的關(guān)系具有一定的對應(yīng)性。

(二)實證分析結(jié)果

模型中相關(guān)變量進行了對數(shù)化處理,多數(shù)變量為比例值,在一定程度上避免了自相關(guān)和異方差問題。而考慮到因變量為公共支出占GDP的比重,而不是公共支出總量,采取非動態(tài)的面板數(shù)據(jù)模型更為合理。對此,基于上述實證模型得到如下的分析結(jié)果:

表2 貿(mào)易廣度對公共支出影響的經(jīng)濟效應(yīng)

表3 貿(mào)易平衡度對公共支出影響的經(jīng)濟效應(yīng)

根據(jù)Alesina和Wacziarg(1997)對人口變量控制的考慮[5],本文分別采取附加人口和未附加人口的模型進行分析。結(jié)果表明有無人口變量并不會對貿(mào)易廣度和貿(mào)易平衡度的回歸結(jié)果產(chǎn)生根本性的變化。通過表2中的實證分析結(jié)果可知:貿(mào)易廣度對公共支出規(guī)模具有明顯的擴張效應(yīng) (Topen的回歸系數(shù)>0)。在1978-2008年的整個時間段內(nèi)回歸結(jié)果并不統(tǒng)計顯著。但不論是否附加人口,在1978-1994、1995-2008的時間段內(nèi),貿(mào)易廣度對政府公共支出規(guī)模具有擴張效應(yīng),并且在1995 -2008期間回歸結(jié)果均是在1%的水平上統(tǒng)計顯著的。

就進口量占出口量的貿(mào)易平衡度Ropen來看,其對公共支出規(guī)模同樣具有一定的擴張效應(yīng),但回歸結(jié)果有其自身的特點。在1978-2008年的整個時間段內(nèi),回歸結(jié)果統(tǒng)計顯著,但是偏離無效應(yīng)的幅度較小。分區(qū)間來看,在1978-1994年間貿(mào)易平衡度對公共支出規(guī)模具有顯著的擴張效應(yīng)(在有人口和無人口的模型中,均是在1%的顯著水平上大于零),但是在1995-2008期間內(nèi)貿(mào)易平衡度對公共支出規(guī)模的擴張效應(yīng)并不統(tǒng)計顯著。

四、結(jié)論性評價

通過一個包括貿(mào)易影響的內(nèi)生增長模型,本文從理論和實證上分析了貿(mào)易開放對我國政府支出規(guī)模的擴張效應(yīng)。在理論上,本文認(rèn)為:貿(mào)易開放對政府公共支出規(guī)模既可能具有擴張效應(yīng),也可能具有抑制效應(yīng),取決于哪一種效應(yīng)占主導(dǎo)地位。

基于省級政府的面板數(shù)據(jù),認(rèn)為:當(dāng)期貿(mào)易廣度對我國地方政府的公共支出規(guī)模具有一定的擴張效應(yīng),這一效應(yīng)在各個時間段均是統(tǒng)計顯著的。并且1995年之后的貿(mào)易廣度對政府支出規(guī)模的擴張效應(yīng)高于分稅制改革前期。這說明在參與國際經(jīng)濟合作的過程中,對外貿(mào)易對公共支出規(guī)模的擴張效應(yīng)大于抑制效應(yīng)。或者說,在化解外部經(jīng)濟貿(mào)易風(fēng)險、遵循國際規(guī)則深化政府采購協(xié)議(GPA)的過程中增加了政府公共支出。與此同時,參與全球分工帶來的公共服務(wù)供給成本降低額并不足以彌補增加的公共支出。因為明顯地,中國人力資源成本在國際上具有優(yōu)勢,從而貿(mào)易開放并沒有使我國公共服務(wù)的人均供給成本下降。

而從貿(mào)易平衡度來看,1994年分稅制改革以來的持續(xù)貿(mào)易順差使得我國的貿(mào)易平衡度維持在0.87的平均水平上,其對公共支出規(guī)模的影響不顯著。1994年之前我國的貿(mào)易平衡度較高,多個年份在1的水平之上。對比之下反映了“貿(mào)易逆差”對政府支出規(guī)模擴張的顯著影響。這說明:在貿(mào)易開放初期,“出口導(dǎo)向”的經(jīng)濟驅(qū)動使得政府不斷提高政府支出、優(yōu)化公共服務(wù)以增加出口。而1994年后的“出口導(dǎo)向”經(jīng)濟逐漸成熟,競爭白熱化使得政府這一方面的支出政策逐漸同質(zhì)化,也逐漸“淡化”,從而使得貿(mào)易平衡度對公共支出的擴張效應(yīng)并不明顯。

綜上所述,在總量上我國對外貿(mào)易對政府公共支出規(guī)模具有擴張效應(yīng),但是在貿(mào)易順差之下貿(mào)易平衡度對政府公共支出的影響不大。從而控制貿(mào)易規(guī)模、調(diào)整貿(mào)易結(jié)構(gòu),加大進口、優(yōu)化出口質(zhì)量對于控制政府公共支出規(guī)模較為重要,這也是提升我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的一項政策措施。因為加大國內(nèi)所需產(chǎn)品的進口在某一方面能夠提高公共服務(wù)的水平和效率、降低行政成本,優(yōu)化出口質(zhì)量后的技術(shù)提升將使本國的政府采購成本降低。

最后,本文的研究可以在更低級次的政府開展,譬如以縣 (市)級政府為研究對象。而考慮到政府的支出分類,本文缺乏對政府支出結(jié)構(gòu)的研究,也未納入Garen和Trask(2005)采用的一些不可量化的指標(biāo)來定義政府規(guī)模[9],以上問題或不足有待后續(xù)的研究進行完善。

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