劉小勇 劉云心

（1.華南理工大學(xué) 經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510006；2.華南理工大學(xué) 工商管理學(xué)院，廣東 廣州 510640）

一、引言和文獻回顧

計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中，中國政府支出占GDP比重經(jīng)歷了最初的下降之后，呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢。1994年一般預(yù)算支出占GDP比重僅為15.6%，2012年迅速增長到24.4%，上升了將近10個百分點。2014年社科院發(fā)布的《將全面深化財稅體制改革落到實處》報告指出，2013年我國人均稅負水平達萬元，再次觸動普通老百姓的神經(jīng)，政府支出規(guī)模的膨脹已引起越來越多的學(xué)者和普通大眾的關(guān)注。

如何有效控制政府支出規(guī)模？要解決這一問題，首先必須清楚是哪些因素導(dǎo)致了政府支出規(guī)模的膨脹。是正常合理的需求推動了政府支出規(guī)模的擴張，還是市場化改革中，政府必須在市場失靈領(lǐng)域承擔(dān)更多責(zé)任推動了政府支出規(guī)模的擴張？亦或是現(xiàn)有預(yù)算機制或分權(quán)制度安排導(dǎo)致了政府支出規(guī)模的不合理擴張？以上問題不厘清，則很難有效控制政府支出擴張規(guī)模。

現(xiàn)有研究主要從瓦格拉法則、財政分權(quán)等視角來考察政府規(guī)模擴張的影響因素。Ram、Thornton、Wagner和Weber、Grier和Tullock的研究結(jié)果支持了瓦格納法則［1］［2］［3］［4］；Abizadeh和Gary、Afxention和Serletis的研究結(jié)果則不支持瓦格納法則［5］［6］。劉霖、潘文波和孫群力、王作寶發(fā)現(xiàn)瓦格納法則在中國成立［7］［8］［9］［10］，潘衛(wèi)杰則發(fā)現(xiàn)瓦格納法則在中國并不適用［11］。

關(guān)于財政分權(quán)與政府規(guī)模的關(guān)系，不同研究得到的結(jié)果存在較大差異。Brennan和Buchanan提出了利維坦假說［12］（P15），Marlow 和Grossman發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)有助于遏制政府規(guī)模的擴張［13］［14］，Liberati和Sacchi發(fā)現(xiàn)只有財產(chǎn)稅分權(quán)在一定程度上遏制了地方政府規(guī)模的擴張，稅收分權(quán)是遏制地方政府規(guī)模的必要條件，但非充分條件［15］。Oates發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)與政府規(guī)模之間的關(guān)系并不顯著［16］。Stein發(fā)現(xiàn)分權(quán)下政府規(guī)模會更大［17］。Jin和Zou發(fā)現(xiàn)支出分權(quán)和收入分權(quán)導(dǎo)致了較小的中央政府規(guī)模、較大的地方政府規(guī)模和總政府規(guī)模；縱向財政不平衡傾向于提高各層次政府規(guī)模［18］。胡書東、孫群力、蘇曉紅和王文劍、潘孝珍和燕洪國等發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)沒能有效遏制政府規(guī)模的擴張［19］（P120-135）［20］［21］［22］［23］?？讋⒘椭x喬昕發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)遏制了東部地區(qū)政府規(guī)模擴張，加劇了中西部地區(qū)政府規(guī)模的擴張［24］。

現(xiàn)有文獻主要存在以下不足：第一，只是從機理上考慮預(yù)算機制會對政府規(guī)模擴張產(chǎn)生影響，但沒有實證檢驗這一影響；第二，沒有考慮政府之間的標尺競爭和模仿，忽略了政府間相互策略關(guān)系對政府規(guī)模的影響；第三，上述文獻均沒有研究各因素的短期和長期效應(yīng)。本文可能的創(chuàng)新在于采用動態(tài)空間面板Durbin模型，實證檢驗了預(yù)算機制和政府間標尺競爭與模仿對政府規(guī)模擴張的影響；考察了各影響因素對政府規(guī)模的長期和短期效應(yīng)，并將其分解成直接和間接效應(yīng)。

二、政府支出規(guī)模變動與省際分布演進分析

（一）中國政府支出規(guī)模變動趨勢分析

由于中國存在大量預(yù)算外資金，本文分析中國政府整體支出規(guī)模變動趨勢時，分別采用預(yù)算內(nèi)支出占GDP比重和預(yù)算內(nèi)外財政支出（下文稱為廣義財政支出）占GDP比重進行分析。圖1表明，廣義財政支出占GDP比重和預(yù)算內(nèi)財政支出占GDP的比重的變動趨勢基本一致，且兩者之間的差距越來越小，這主要歸功于1993年的財務(wù)管理制度改革及1996年以來的一系列預(yù)算管理制度改革調(diào)整了預(yù)算外資金口徑。

圖1 1978～2012年財政支出占GDP比重變動趨勢

1978～2012年間財政支出占GDP比重呈現(xiàn)出先下降再上升的寬口V 字型變動趨勢，1994年之前為V 字型曲線的左半部分，1978年以來財政支出占GDP比重呈現(xiàn)出階段性的下降趨勢，第一階段為1978～1982年間的大幅下降，隨后1982～1985年是比較平緩的下滑時期，1985～1988年間進入一個較大下降時期，1988～1990年間又變得比較平緩，隨后逐漸下降到1994～1996年的谷底，之后呈現(xiàn)不斷上升態(tài)勢?？梢钥闯?，每一階段所對應(yīng)的正是中國財政收支劃分的大改革或調(diào)整時期，表明中央和地方財政收支的劃分的確會影響到政府規(guī)模的變動。政府支出規(guī)模的變動與政府職能范圍的變動、預(yù)算制度及分權(quán)體制下地方政府行為有著密切的關(guān)系。

1.政府職能變遷與政府支出規(guī)模變動。政府職能的大小對政府支出規(guī)模變動具有重要影響，根據(jù)瓦格納的分析，工業(yè)化帶動經(jīng)濟發(fā)展的同時，分工越來越精細使經(jīng)濟社會變得越來越復(fù)雜，從而需要政府在法律領(lǐng)域扮演更重要的角色；同時經(jīng)濟發(fā)展水平的提高還會導(dǎo)致居民對教育、衛(wèi)生等收入彈性較高的公共產(chǎn)品和服務(wù)需求的擴張，這些都會導(dǎo)致政府職能擴張，從而導(dǎo)致政府支出規(guī)模的擴張。

黨的十四大確立建立社會主義市場經(jīng)濟體制目標以來，對司法公共服務(wù)的需求呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢。從立法數(shù)量上來看，1978～1991年間，我國制定法律、法律決定和解釋的數(shù)量共205件，年均立法14.6件；而1992～2009年間，我國就制定了375件法律及決定、解釋，年均立法數(shù)量18.5件，無論是總量上還是年均立法數(shù)量都遠遠超過1978～1991年間。可以看出，居民對司法公共服務(wù)的需求呈現(xiàn)加速增長態(tài)勢，政府在司法方面的財政支出也必將呈現(xiàn)出擴張趨勢。

計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)型初期，為了減輕財政壓力，政府放棄了部分公共責(zé)任，職能出現(xiàn)弱化，造成了教育和公共醫(yī)療衛(wèi)生供給嚴重不足。改革開放初期，衛(wèi)生支出總費用中，政府衛(wèi)生支出比重明顯高于個人衛(wèi)生支出比重，但是隨后政府在衛(wèi)生領(lǐng)域的職能不斷弱化，個人則承擔(dān)了更多的衛(wèi)生經(jīng)費支出，最高的時候，個人衛(wèi)生支出比重達到60%。隨著十六屆三中全會科學(xué)發(fā)展觀的提出，政府逐步加強了在衛(wèi)生領(lǐng)域的責(zé)任，政府衛(wèi)生支出比重逐步提高，2012年政府、社會和個人衛(wèi)生支出占比各自約占三分之一。隨著政府對市場的認識不斷深化，弱化的政府職能重新得到矯正，政府在教育、醫(yī)療衛(wèi)生領(lǐng)域的職能也將呈現(xiàn)擴大趨勢。

2.支出慣性、預(yù)算管理制度與政府支出規(guī)模。政府支出都具有一定的慣性，當(dāng)年的政府支出會受到上年政府支出的影響，同時，政府官員往往具有預(yù)算最大化沖動，傾向于擴大預(yù)算支出規(guī)模。本文借鑒希瑞克斯和邁耶斯模型來描述政府預(yù)算決定過程，第t年的預(yù)算為Bt，對于t+1年的預(yù)算要求為：

式（1）表示預(yù)算為增量預(yù)算，預(yù)算報價與效率毫無關(guān)系。內(nèi)閣會議收到報價后，會按適當(dāng)比例減少這些報價來實現(xiàn)最后的分配，最后達成的預(yù)算可以寫成式（2）：

式（2）中，如果a＞γ，預(yù)算會隨時間而增加，其增長與需求關(guān)系不大，因此即使支出是從一個可以接受的水平開始，支出也有可能變得過大；當(dāng)a＜γ，預(yù)算隨時間減少。從圖2可以看出，我國本期的財政支出規(guī)模在上期財政支出規(guī)模的基礎(chǔ)上有一個支出慣性，基本上可以根據(jù)上年度的政府支出規(guī)模預(yù)測本年度的政府支出規(guī)模。

圖2 政府財政支出規(guī)模慣性

3.分權(quán)下地方政府競爭和模仿與政府支出規(guī)模?！袄S坦假說”表明，財政分權(quán)通過稅收競爭和政治參與兩個途徑約束政府支出規(guī)模。在以GDP考核為中心的績效考核體系下，地方政府為了增加GDP能采取的主要措施是擴大政府支出尤其是經(jīng)濟性支出，以政府的力量推動經(jīng)濟增長，從而推動政府規(guī)模的擴張。另一方面，為了吸引外資和民間投資，地方政府會加大本地區(qū)公共產(chǎn)品和服務(wù)的供給，為了獲得選民的支持，地方政府間也會形成模仿，根據(jù)相鄰地區(qū)公共產(chǎn)品和服務(wù)水平增加本地區(qū)公共產(chǎn)品和服務(wù)水平。

（二）政府規(guī)模省際空間分布演進

改革開放以來中國進行了多次財政體制調(diào)整，分析政府規(guī)模省際空間分布演進時，我們主要集中分析分稅制改革之后的政府規(guī)?？臻g分布，圖3表明在1994～2011年期間，中國大陸28個省份政府規(guī)模的Moran I指數(shù)均為正值，地方政府規(guī)模存在顯著正的空間自相關(guān)，在分析地方政府規(guī)模擴張因素時不應(yīng)忽視地區(qū)間的空間相關(guān)性。

圖3 省級政府規(guī)模Moran I指數(shù)

從圖4Moran's I散點圖可以看出我國各省政府規(guī)模是以高—高聚集和低—低聚集分布為主。貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆處在政府規(guī)模的高—高集聚區(qū)，其政府規(guī)模水平高于平均水平；北京、天津、遼寧、江蘇、浙江、湖北等處在低—低聚集區(qū)，其政府規(guī)模都低于均值，而與他們相鄰的省份的政府也低于均值。內(nèi)蒙古、湖南和廣西處在低—高聚集區(qū)，說明這一聚集區(qū)的省份，其政府規(guī)模都低于均值，而與它們相鄰省份的政府規(guī)模都高于均值，因此它們受到周邊省份規(guī)模擴張的帶動。海南處在高—低聚集區(qū)，其政府規(guī)模高于均值，而與它們相鄰的省份政府規(guī)模都低于均值。

圖4 Moran I散點圖

三、影響政府規(guī)模擴張的實證分析

（一）計量模型和變量選擇

我們采用以下動態(tài)空間面板Durbin模型：

式（3）中，i表示地區(qū)，t表示年度，αi為個體固定效應(yīng)，νt為時間固定效應(yīng)，誤差項εit服從N（0，σ2）分布。W 為空間權(quán)重矩陣，本文采用簡單的0～1矩陣，若地區(qū)i和地區(qū)j邊界相鄰，W 中的元素Wij的值為1，否則為0。τ為滯后項系數(shù)，ρ為空間滯后項系數(shù)，δ為空間滯后項的滯后項系數(shù)。gov為地方政府規(guī)模，本文采用各省預(yù)算內(nèi)財政支出占GDP比重測度gov；X 表示影響地方政府支出規(guī)模的驅(qū)動因素，主要包括：（1）財政分權(quán)（fde），借鑒喬寶云的測度方法測度；（2）不變價實際人均GDP（rjgdp），1993年不變價人均GDP，該指標用來檢驗瓦格納法則；（3）民營化進程或市場化程度（soe），以非國有工業(yè)企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值比重測度；（4）對外開放度（open），以進出口總額占GDP比重測度，由于進出口額以美元標價，采取年度美元兌人民幣中間價折算；（5）城鎮(zhèn)化率（urban），以非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎販y度，反映城鎮(zhèn)化進程對公共產(chǎn)品和服務(wù)需求的影響；（6）人口規(guī)模（pop），該指標用來檢驗人口規(guī)模對公共產(chǎn)品和服務(wù)的需求。滯后項用來刻度財政支出對過去年度的依賴性，近似反映政府的預(yù)算特征，如果地方政府支出對過去依賴性較大且顯著，預(yù)算便呈現(xiàn)出增量預(yù)算的特征。

如果τ+ρ+δ顯著小于1，則該模型是穩(wěn)定收斂的，可以采用擬極大似然估計（quasi-maxmimum likelihood，QML）進行估計；如果τ+ρ+δ顯著大于1，則該模型是發(fā)散的（explosive）；如果不能拒絕τ+ρ+δ=1，則該模型可以看成是空間協(xié)整的。當(dāng)模型是非穩(wěn)定的，即發(fā)散的或空間協(xié)整的，則要對原始數(shù)據(jù)進行一階差分變換再采取QML 估計。本文估計程序來自Ehorst 提供的matlab程序［25］（P95-117）。

（二）數(shù)據(jù)樣本選擇

本文研究樣本期間為1994～2011年全國除四川、重慶和西藏外大陸28個省級數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)分別來自新中國五十年統(tǒng)計資料、新中國五十五年資料匯編、歷年工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒，中國財政年鑒，中國人口統(tǒng)計年鑒和中國農(nóng)業(yè)統(tǒng)計年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)和國研網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫，其中GDP 根據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了調(diào)整。

（三）估計結(jié)果

表1報告了各影響因素對地方政府支出規(guī)模影響的動態(tài)空間面板Durbin模型和普通空間面板Durbin模型估計結(jié)果，后文分析主要以動態(tài)空間Durbin面板模型結(jié)果進行分析?？臻g滯后LR 檢驗統(tǒng)計量為40.360 1，概率為0.0000，表明采用空間動態(tài)面板模型更合適；時間固定效應(yīng)檢驗值為4.767 0，概率為0.0000，表明在個體固定效應(yīng)基礎(chǔ)上需要考慮時間固定效應(yīng)；空間Durbin wald檢驗值為23.617 3，概率為0.000 6，表明動態(tài)空間面板Durbin 模型更適合；τ+ρ+δ=1 的檢驗值為3.763 7，概率為0.052 4，表明在5%的顯著水平下可以拒絕該模型是空間協(xié)整的，且τ+ρ+δ=0.889 1，顯著小于1，模型是穩(wěn)定的，可以直接采取QML進行估計。

1.地方政府競爭與模仿對政府規(guī)模的影響?？臻g滯后項系數(shù)ρ 的估計值為0.181 6，在1%的顯著水平下顯著，空間滯后項的滯后項系數(shù)δ的估計系數(shù)為0.123 7，在5%顯著水平下顯著，地方政府之間在政府支出規(guī)模上表現(xiàn)出來的更多是模仿而不是競爭。相鄰地區(qū)當(dāng)期的政府支出規(guī)模擴張1%，會導(dǎo)致本地區(qū)的政府規(guī)模擴張0.18%，相鄰地區(qū)上年度的政府支出規(guī)模擴張1%，會導(dǎo)致本地區(qū)當(dāng)年政府支出規(guī)模擴張0.12%，本地政府決定支出規(guī)模時會參考相鄰地區(qū)上年度及當(dāng)年政府規(guī)模。

表1 地方政府規(guī)模影響因素動態(tài)空間Durbin面板模型估計結(jié)果

2.財政分權(quán)對政府規(guī)模影響分析。財政分權(quán)度提高1%，地方政府支出規(guī)模會擴張0.97%，財政分權(quán)非但沒能遏制政府規(guī)模的膨脹，反而推動了政府規(guī)模擴張，該時期“利維坦假說”并不成立，在我國，財政分權(quán)下地方政府競爭的動因中，雖然稅收競爭激烈，政府會擔(dān)心居民“用腳投票”，搬離自己所管制的區(qū)域，但由于中國的戶籍制度對居民的遷徙進行了限制，且政府除了稅收還能通過各種非稅收入來滿足自身的開支，因此，在我國稅收競爭對政府規(guī)模的遏制作用有限。另一方面，在GDP 考核下，地方政府為了發(fā)展本地經(jīng)濟，往往通過增加政府經(jīng)濟性支出來拉動經(jīng)濟增長，地方政府支出自主權(quán)越大，其利用財政資金推動經(jīng)濟增長的可能性就越高，從而加劇財政支出規(guī)模膨脹趨勢。

3.預(yù)算機制對政府規(guī)模影響分析。滯后項的系數(shù)τ顯著為正，上期預(yù)算機制依賴性使得政府規(guī)模本期會擴張0.58%。

4.需求對政府規(guī)模影響分析。人均GDP 和人口對政府規(guī)模的影響顯著呈負，人均GDP 越高的地區(qū)，政府規(guī)模反而越小，但并不能據(jù)此否認我國“瓦格納”法則的適用性。多方面的原因?qū)е铝诉@個結(jié)果，一方面，我國公共產(chǎn)品和服務(wù)是政府主導(dǎo)型供給機制，而不是需求導(dǎo)向供給機制；另一方面，國家的財力有限，不能一一滿足居民的公共產(chǎn)品和服務(wù)的需求。人口規(guī)模對政府規(guī)模影響為負，人口集聚的規(guī)模效應(yīng)高于其需求效應(yīng)使得人口集聚反而導(dǎo)致政府支出規(guī)?？s小。城鎮(zhèn)化對政府規(guī)模的影響并不顯著，一方面是因為城鎮(zhèn)化擴大了居民對公共產(chǎn)品和服務(wù)的需求；另一方面，城鎮(zhèn)化又使得公共產(chǎn)品和服務(wù)的供給呈現(xiàn)規(guī)模效益，兩種效應(yīng)相互作用導(dǎo)致影響并不顯著。

5.市場化程度和對外開放對政府規(guī)模影響分析。市場化程度與政府規(guī)模呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系，市場化程度增加1%，政府規(guī)模則擴張0.01%，對外開放程度對政府規(guī)模無顯著性的影響。

（四）總效應(yīng)分解

當(dāng)引入空間因素和滯后項之后，由于空間溢出效應(yīng)和時間因素的存在，解釋變量對被解釋變量的影響不能只看解釋變量的估計結(jié)果，而應(yīng)該考慮空間回歸系數(shù)及滯后項系數(shù)。動態(tài)空間面板模型可以將解釋變量效應(yīng)分解為長期效應(yīng)和短期效應(yīng)，無論是短期效應(yīng)還是長期效應(yīng)都可以分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。表2報告了各影響因素對政府支出規(guī)模影響的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)，及短期和長期總效應(yīng)的分解。

表2 短期和長期總效應(yīng)分解：直接效應(yīng)和間接效應(yīng)測度

1.財政分權(quán)短期和長期效應(yīng)分解。從短期來看，財政分權(quán)直接效應(yīng)顯著為正，對政府規(guī)模擴張的直接影響系數(shù)為0.943 5，間接效應(yīng)為-0.533，短期總效應(yīng)顯著為正，財政分權(quán)短期導(dǎo)致了政府規(guī)模的擴張。長期而言，財政分權(quán)的直接效應(yīng)顯著為正，其影響力達到2.457 4，而間接效應(yīng)和總效應(yīng)不顯著為正，表明長期而言財政分權(quán)對政府支出規(guī)模擴張影響甚微。

2.經(jīng)濟發(fā)展水平短期和長期效應(yīng)分解。對于經(jīng)濟發(fā)展水平而言，短期它對政府規(guī)模擴展的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都顯著，總效應(yīng)的影響系數(shù)為-0.239 1，短期人均GDP 對政府規(guī)模產(chǎn)生負向影響，主要是經(jīng)濟發(fā)展水平的直接效應(yīng)帶來的，這與前文得出的結(jié)論一致。從長期來看，經(jīng)濟發(fā)展水平對政府規(guī)模擴張的直接作用顯著，間接效應(yīng)和總效應(yīng)皆不顯著，長期人均GDP的提高對政府規(guī)模擴張無實質(zhì)影響。

3.其他因素的短期和長期效應(yīng)分解。市場化程度的提高和人口對政府支出規(guī)模當(dāng)期效應(yīng)顯著，但市場化程度的提高會促進政府支出規(guī)模的擴大，而人口卻對政府支出規(guī)模起到了抑制的作用；但二者無論是短期還是長期累積效應(yīng)都不顯著。城鎮(zhèn)化和對外開放度對政府支出規(guī)模的當(dāng)期效應(yīng)以及長短期效應(yīng)皆不顯著。

四、結(jié)論

本文利用動態(tài)空間面板Durbin模型實證檢驗了財政分權(quán)、經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化程度、預(yù)算機制、對外開放度和城鎮(zhèn)化水平對地方政府規(guī)模的影響，研究表明：（1）地方政府間在政府規(guī)模上更多是模仿而不是競爭；本地政府在決定支出規(guī)模時會參考相鄰地區(qū)上年度的政府規(guī)模來進行確定，并受相鄰地區(qū)當(dāng)期政府支出規(guī)模的影響。（2）中國并不存在利維坦假說，財政分權(quán)沒能遏制地方政府規(guī)模膨脹趨勢，反而推動了地方政府規(guī)模擴張。短期而言，財政分權(quán)導(dǎo)致了地方政府規(guī)模擴張；長期來看，財政分權(quán)并未顯著推動地方政府規(guī)模擴張。（3）增量預(yù)算特征導(dǎo)致了地方政府規(guī)模擴張，地方政府規(guī)模擴張具有明顯路徑依賴特征。（4）瓦格納法則在樣本期間并不存在，人均GDP和人口對政府規(guī)模的影響顯著為負，城鎮(zhèn)化對地方政府支出規(guī)模擴張無顯著影響，總體上需求并未導(dǎo)致政府規(guī)模的快速膨脹。（5）市場化程度促進了政府規(guī)模的擴張。從短期來看，直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)都為正，但是效果不顯著；長期來看，市場化程度對政府規(guī)模的擴張有正向的推動力，可效果亦不甚顯著。總體上對外開放度對政府規(guī)模擴張無顯著影響。

通過本文研究，我們認為政府可以通過以下方面的改革來約束政府規(guī)模的膨脹：第一，推進預(yù)算編制改革，改變基數(shù)加增長的增量預(yù)算編制方式，全面實施零基預(yù)算；第二，改變現(xiàn)有以GDP為核心的政績考核方式，促進地方政府良性競爭。

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［2］Thornton J.Cointegration，Causality and Wagner's Law in 19th Century Europe［J］.Applied Economics Letters，1999，6（7）：413—416.

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