宋映鉉++博士生

◆ 中圖分類號：F812 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：本文以京津冀地區(qū)的城市為樣本，使用空間計量方法對京津冀各地級市公共財政支出的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行估計，且考察相鄰地級市之間財政支出的空間溢出效應(yīng)。結(jié)果表明，總體上京津冀地區(qū)各地級市之間的公共財政支出都具有顯著的正向空間溢出效應(yīng)，但是在分別考察了教育性財政支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出、科學(xué)技術(shù)支出和社會保障四類支出后發(fā)現(xiàn)，教育性財政支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出具有顯著的空間溢出效應(yīng)，而科學(xué)技術(shù)支出與社會保障支出則沒有表現(xiàn)出顯著的空間溢出效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：公共財政支出 空間溢出 空間計量

問題的提出

為公眾提供公共產(chǎn)品和服務(wù)是現(xiàn)代政府的重要職能，公共財政是政府提供公共產(chǎn)品和服務(wù)的重要基礎(chǔ)。按照公共財政支出的支出主體和服務(wù)范圍，可以分為中央公共財政支出和地方公共財政支出。雖然地方公共財政支出的執(zhí)行是在本地區(qū)，但是由于存在“競爭效應(yīng)”和“示范效應(yīng)”，使其影響范圍會擴(kuò)大到鄰近區(qū)域，即產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。

京津冀一體化的構(gòu)想雖然在20世紀(jì)90年代就已經(jīng)形成，期間也提出了一些合作發(fā)展的框架，但是實質(zhì)性的進(jìn)展較慢。除了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的巨大差異，京津冀地區(qū)間財政力量的差距也在日益加大，財政力量雄厚的地區(qū)由于公共產(chǎn)品供給方面的優(yōu)勢往往會吸引大量優(yōu)勢資源，同時也難以避免“搭便車”現(xiàn)象的出現(xiàn)，從而影響整個京津冀地區(qū)的一體化進(jìn)程。本文以京津冀地區(qū)13個城市為研究樣本，通過使用空間計量方法，估計各地方在財政總支出和不同功能的公共財政支出上的外部效應(yīng)，為京津冀一體化過程中實現(xiàn)跨行政區(qū)劃的公共產(chǎn)品供給提供新的視角。

文獻(xiàn)回顧

相對于公共財政支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系來講，對于公共財政支出在地區(qū)間相互作用的研究起步較晚，是從20世紀(jì)90年代才開始的。Boarnet（1998）認(rèn)為一個地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施越完善，對相鄰地區(qū)的資金、勞動力等生產(chǎn)要素的吸引力就越大。 Case（1993）、Baicker（2005a、b）、Coughlin等（2006）以美國的州級單位為研究對象，通過對美國的州際數(shù)據(jù)的檢驗，認(rèn)為本地的公共財政支出顯著受到相鄰地區(qū)公共財政支出的影響。Viaene和Zilcha（2006）認(rèn)為公共教育支出的增加不但推動了本地經(jīng)濟(jì)增長，而且對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長也產(chǎn)生了正的空間溢出效應(yīng)。Lloyd-Ellis（2006）的研究表明如果政府增加了高等教育的支出，將會擠占基礎(chǔ)教育支出，從而對本地和周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)的影響。至于財政支出呈現(xiàn)出空間上的相關(guān)性的原因，主要有“示范效應(yīng)”和“聯(lián)系效應(yīng)”（Salmon，1987；Allers 和Elhorst，2005；Bruekner ，2003）。

近年來，公共財政支出溢出效應(yīng)也逐漸引起了國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。孫群力和湯序紅（2005）基于傳統(tǒng)的兩部門模型，利用我國的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究后發(fā)現(xiàn)，政府部門的消費對經(jīng)濟(jì)增長具有正的溢出效應(yīng)，且地區(qū)之間的溢出彈性存在顯著差異。趙志耘、呂冰洋（2007）建立了分析財政投資溢出效應(yīng)的生產(chǎn)函數(shù)和計量模型，認(rèn)為我國財政投資具有明顯的溢出效應(yīng)且效應(yīng)程度呈現(xiàn)逐漸增大的趨勢。汪柱旺、于瀚堯（2012）通過對我國1994-2010年間28個省市的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，物質(zhì)資本的溢出作用導(dǎo)致財政物質(zhì)資本性支出對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接的正向效應(yīng)。曾淑婉 （2013）認(rèn)為區(qū)域政府在公共物品上提供的投入會通過人文環(huán)境、信息傳遞及市場機制等制度因素對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生空間溢出效果。

由以上文獻(xiàn)可知，從空間角度對公共財政支出效應(yīng)進(jìn)行分析的研究更多地側(cè)重于實證分析，并且研究對象大部分是以省級為主，而對于空間因素對地方公共財政支出影響的理論研究相對較少。因此，空間因素對地方公共財政支出的研究需要有更加規(guī)范的理論分析，并且研究對象應(yīng)該更加細(xì)致。

實證分析方法及數(shù)據(jù)

（一）實證分析方法

本文通過采用空間計量方法進(jìn)行了研究?？臻g計量所遵循的思路是將地區(qū)間的相互關(guān)系引入基本模型，目前主要有空間自向量回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）兩種基本形式。

在對空間計量模型進(jìn)行估計之前，要先進(jìn)行空間自相關(guān)性的檢驗，本文采用了Moran'sI檢驗。由于Moran's I檢驗的原假設(shè)是不存在空間相關(guān)性，因此還要繼續(xù)進(jìn)行LMerr和LMlag檢驗。Anselin等在1996年提出了更加穩(wěn)健的Robust-LMerr和Robust-LMlag檢驗，一般在實證分析中，這四個檢驗被一同用于模型形式的判斷。對于模型的估計，本文按照Anselin的做法，采用最大似然法對空間計量模型進(jìn)行估計。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

本文以京津冀區(qū)域內(nèi)13個地級市為樣本，檢驗相鄰地級市之間公共財政支出的空間溢出效應(yīng)。因變量Y為公共財政支出水平，由于財政資金的支出目的不同，因此本文中將地方公共財政支出分為生產(chǎn)性公共財政支出和民生性公共財政支出。生產(chǎn)性公共財政支出指的是與產(chǎn)出相關(guān)的支出，用Y1表示；民生項目支出指的是用于改善居民生活福利水平方面的支出，用Y2表示。由于從2007年開始，統(tǒng)計年鑒中將公共財政支出的統(tǒng)計項目進(jìn)行了重新調(diào)整，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，本文選取2007-2013年的京津冀地級市的財政數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于各年的北京、天津和河北統(tǒng)計年鑒。2007年1月我國正式實施了政府收支分類改革，根據(jù)改革后的分類指標(biāo)，本文中生產(chǎn)性支出選取的指標(biāo)為農(nóng)林水事務(wù)支出和交通運輸支出；民生性支出選取教育支出（Y21）、科學(xué)技術(shù)支出（Y22）、社會福利支出（Y23）和醫(yī)療衛(wèi)生支出（Y24）。同時，為了反映各個地區(qū)不同的經(jīng)濟(jì)特征對公共財政支出的影響，本文中引入了控制變量：使用人均GDP（V1）和財政稅收收入（V2）來表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模；使用人口密度（V3）和建成區(qū)面積（V4）表示城市規(guī)模；使用少兒撫養(yǎng)比（V5）和老年撫養(yǎng)比（V6）來表示人口結(jié)構(gòu)。

實證分析結(jié)果

（一）空間相關(guān)性檢驗

在實證分析之前，先利用Moran's I檢驗對因變量的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表1所示。可以看出，對于總公共財政支出、生產(chǎn)性公共財政支出和民生性公共財政支出，Moran's I檢驗都顯著地拒絕了原假設(shè)，表明存在空間相關(guān)性。

地方公共財政支出空間溢出效應(yīng)檢驗。首先使用SAR模型和SEM模型考察總的地方公共財政支出的空間溢出效應(yīng)，具體采用哪種模型，需要根據(jù)LMerr檢驗、LMlag檢驗、Robust-LMerr檢驗和Robust-LMlag檢驗來進(jìn)行判斷，結(jié)果如表2所示。

為了確定最終的模型形式，先比較LMerr檢驗和LMlag檢驗的結(jié)果。可以看出，LMerr檢驗不能拒絕原假設(shè)，LMlag檢驗拒絕了原假設(shè)。進(jìn)一步應(yīng)用相應(yīng)的Robust檢驗，結(jié)果兩者都能拒絕不存在空間誤差自回歸項的原假設(shè)，但是后者的顯著性更高，因此應(yīng)采取SAR模型。進(jìn)一步從對數(shù)似然值的比較看，SAR模型的值也要大于SEM模型的值，這也說明選擇SAR模型比較合適。在SAR模型中ρ的值為0.755988，且有很高的顯著性，說明京津冀地區(qū)各城市的公共財政支出在空間上具有正的相關(guān)性，一個城市的公共財政支出會顯著地影響相鄰城市的支出水平。進(jìn)一步考察其它控制變量系數(shù)的估計值可以看出，估計系數(shù)的方向均為正，這與本文一開始的分析和預(yù)期是一致的，也就說明該模型具有較好的經(jīng)濟(jì)意義。此外，在表2中可以看到無論是SAR模型還是SEM模型，空間溢出效應(yīng)的統(tǒng)計量的ρ值和λ值均為正，說明京津冀各地市的地方公共財政支出具有顯著的空間溢出效應(yīng)的結(jié)果是比較穩(wěn)健的，即一個地方的財政支出會顯著地影響相鄰地區(qū)的支出水平。

生產(chǎn)性公共財政支出與民生性公共財政支出的檢驗。盡管地方財政總支出具有顯著的空間外部性，但是并不能說明公共財政支出的各個組成部分也具有同樣的性質(zhì)。本文按照公共財政支出的功能將公共財政支出分為生產(chǎn)性支出和民生性支出。生產(chǎn)性支出和民生性支出的空間計量檢驗結(jié)果如表3所示。

對生產(chǎn)性支出的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行檢驗。LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設(shè)。

進(jìn)一步應(yīng)用相應(yīng)的Robust檢驗，均拒絕了原假設(shè)，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數(shù)似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表3中對應(yīng)于Y1即生產(chǎn)性支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數(shù)ρ=0.52696，且有很高的顯著性，從而說明生產(chǎn)性支出在空間上有顯著的正的空間溢出效應(yīng)。對各控制變量的系數(shù)進(jìn)行考察，各變量的系數(shù)均為正，與預(yù)期一致，模型具有合理的經(jīng)濟(jì)意義。同時，在SEM模型下各控制變量的系數(shù)也均為正，且λ值也為正，說明京津冀地區(qū)各地市生產(chǎn)性支出存在正向的空間溢出效應(yīng)的結(jié)論具有穩(wěn)健性。從控制變量的系數(shù)值來看，各地市的人均GDP、稅收收入、人口密度顯著影響生產(chǎn)性支出的規(guī)模。這可以從生產(chǎn)性支出的具體指標(biāo)上進(jìn)行解釋。本文中的生產(chǎn)性支出包括農(nóng)林水事務(wù)支出和交通運輸支出，資金的投向包括農(nóng)林、水利、南水北調(diào)、公路水路運輸、鐵路運輸、民用航空運輸和其它交通運輸?shù)?，這些支出不僅在空間上具有連貫性，并且與城市的經(jīng)濟(jì)規(guī)模、城市化水平密切相關(guān)。

繼續(xù)對民生性支出的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行檢驗。LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設(shè)。進(jìn)一步應(yīng)用Robust檢驗，均拒絕了原假設(shè)，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數(shù)似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表3中對應(yīng)于Y2 即民生性支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數(shù)ρ=0.189987，且有很高的顯著性，從而說明民生性支出在空間上存在正的空間溢出效應(yīng)，同時SEM模型中的λ值為正，即民生性支出在空間上具有正的空間溢出效應(yīng)。結(jié)合兩方面的因素，民生性支出的空間溢出效應(yīng)為正的結(jié)論具有穩(wěn)健性。但是與生產(chǎn)性支出的空間自回歸系數(shù)（ρ=0.52696）相比，民生性支出的空間自回歸系數(shù)只有0.189987，即一個地區(qū)民生性支出增加百分之一，只能引起相鄰地區(qū)民生性支出增加0.19%，也就是說民生性支出的空間溢出效應(yīng)較小。

（二）模型的進(jìn)一步擴(kuò)展

通過上面的分析，可知民生性支出的空間溢出效應(yīng)很小，而本文中民生性支出包括教育支出、科學(xué)技術(shù)支出、社會福利支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出，因此民生性公共財政支出的空間溢出效應(yīng)實際上是由這幾項公共財政支出的溢出效應(yīng)共同決定的，因此需要分別分析這四項支出的空間溢出情況。表4和表5為四項指標(biāo)的檢驗結(jié)果。

根據(jù)表4和表5中的檢驗結(jié)果可以看出，教育支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出的空間溢出效果明顯，科學(xué)技術(shù)支出和社會保障支出的空間溢出效應(yīng)不明確。

就科學(xué)技術(shù)支出來說，京津冀地區(qū)科技創(chuàng)新主要集中在北京和天津兩地，且科技學(xué)技術(shù)支出之后到轉(zhuǎn)化成具體的成果是需要一定的時間的，因此科技支出的效果不能立刻體現(xiàn)出來，并且科技成果基本上很難實現(xiàn)地區(qū)之間的交流。社會保障支出方面，由于我國的社會保障制度是與戶籍掛鉤，所以社會保障的受益群體主要是本地區(qū)范圍之內(nèi)的戶籍人口，尤其是老齡化人口。而老齡化人口的流動性弱，所以社會保障支出在相鄰地區(qū)之間基本上不會產(chǎn)生明顯的相互影響。

對教育支出的檢驗結(jié)果表明，LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設(shè)。進(jìn)一步應(yīng)用Robust檢驗，均拒絕了原假設(shè)，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數(shù)似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表4中對應(yīng)于Y21即教育支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數(shù)ρ=0.085996，且有很高的顯著性，從而說明教育支出在空間上有顯著的正的空間溢出效應(yīng)，且各控制變量的系數(shù)均為正，與預(yù)期一致，模型具有合理的經(jīng)濟(jì)意義。同時，在SEM模型下各控制變量的系數(shù)也均為正，且λ值也為正，說明京津冀地區(qū)各地市教育支出存在正向的空間溢出效應(yīng)的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

對醫(yī)療衛(wèi)生支出的檢驗結(jié)果表明，LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設(shè)。進(jìn)一步應(yīng)用Robust檢驗，均拒絕了原假設(shè)，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數(shù)似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表4中對應(yīng)于Y24即醫(yī)療衛(wèi)生支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數(shù)ρ=0.454977，且有很高的顯著性，從而說明醫(yī)療衛(wèi)生支出在空間上有顯著的正的空間溢出效應(yīng)，且各控制變量的系數(shù)均為正，與預(yù)期一致，模型具有合理的經(jīng)濟(jì)意義。同時，在SEM模型下各控制變量的系數(shù)也均為正，且λ值也為正，說明京津冀地區(qū)各地市醫(yī)療衛(wèi)生支出存在正向的空間溢出效應(yīng)的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

結(jié)論

本文對京津冀地區(qū)各級地市地方公共財政支出的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行了研究，主要得到了以下結(jié)論：

第一，從對財政總支出的檢驗來看，京津冀相鄰地區(qū)之間的公共財政支出存在空間溢出效應(yīng)，且溢出效應(yīng)為正。也就是說一個地區(qū)公共財政支出規(guī)模的擴(kuò)大，會推動與其相鄰的地區(qū)公共財政支出規(guī)模的增長，且根據(jù)檢驗，上述結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

第二，從對生產(chǎn)性支出和民生性支出的檢驗來看，京津冀相鄰地區(qū)之間不同功能的公共財政支出具有正的空間溢出效應(yīng)，但是這兩類公共財政支出的空間溢出效果有很大的差異。具體而言，生產(chǎn)性支出具有顯著的空間溢出效應(yīng)，而且這一結(jié)論比較穩(wěn)健；對于民生性支出，其空間溢出效應(yīng)很小。

第三，從對民生性支出的幾個指標(biāo)進(jìn)行檢驗的結(jié)果來看，京津冀相鄰地區(qū)之間由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和資源稟賦的不同，同樣的民生性支出項目的空間溢出效應(yīng)是不同的。教育支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出存在明顯的溢出效應(yīng)，且結(jié)論穩(wěn)健性較好。科技支出和社會保障支出的空間溢出效果不存在或者不明確。

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