張曾蓮

(北京科技大學(xué) 東凌經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100083)

改革開放以來，隨著社會主義市場經(jīng)濟體制的進一步完善以及公民市場意識的不斷加強，成本觀念已經(jīng)成為社會公民參與各項活動的行為準(zhǔn)則。政府是社會公共權(quán)力的執(zhí)行者，在組織和管理社會各項活動中勢必會消耗資源，政府行政成本與政府密不可分。近30年間，我國政府的行政成本經(jīng)歷了一段增長期，學(xué)界一般認(rèn)為這是非理性的。據(jù)國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，1978—2006年的28年間，我國行政管理費用在絕對數(shù)額上增長了143倍，以年均5.11倍的速率快速增長，其增速快于同期的GDP增速。與西方發(fā)達(dá)國家相比，我國政府行政管理支出占財政支出的比重要比發(fā)達(dá)國家高得多，擠占了很多其他經(jīng)費，也影響了諸如醫(yī)療、教育、衛(wèi)生等合理的民生支出，長此以往，勢必會影響經(jīng)濟社會的健康發(fā)展。因此，研究政府行政成本和經(jīng)濟增長的關(guān)系，有助于系統(tǒng)理解我國的行政效率，能有效促進經(jīng)濟的均衡發(fā)展，具有很強的現(xiàn)實意義。盡管難以用類似于企業(yè)的那種精確化的成本與效益分析來評價行政成本，但是并不代表這不重要，黨的多次代表大會均提出了降低行政成本的目標(biāo)。

基于以上分析，本文選取2010—2015年31個省級政府為研究對象，分析政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響。

一、 文獻綜述

經(jīng)濟增長影響因素的研究是個熱點問題。傳統(tǒng)經(jīng)濟理論認(rèn)為，經(jīng)濟增長主要依靠增加要素投入與提高生產(chǎn)率。在短期內(nèi)，增加要素投入可以帶來經(jīng)濟的迅猛增長，但是這種增長不具有可持續(xù)性，所以，從長遠(yuǎn)來看，經(jīng)濟增長主要依靠生產(chǎn)率的提升。袁春曉等研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新是中國經(jīng)濟增加的核心因素[1]。陶長琪、徐志琴發(fā)現(xiàn)2001—2014年中部6省實際經(jīng)濟增長率年平均值均低于潛在經(jīng)濟增長率年平均值，說明潛力并未得到充分發(fā)揮，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、勞動人口老齡化和城市化率均對潛在經(jīng)濟增長有顯著的正向影響[2]。朱耘嬋、王銀梅采用2003—2013年省級政府?dāng)?shù)據(jù)分析了財政教育投入對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻[3]。隨洪光等基于省級政府面板數(shù)據(jù)分析外商直接投資、匯率甄別對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響[4]。

已有很多文獻表明，省域經(jīng)濟增長存在空間相關(guān)性，并采用空間計量模型分析經(jīng)濟增長的影響因素。潘文卿采用空間計量模型分析1988—2009年省域面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人均GDP存在空間正相關(guān)性，并且空間正相關(guān)性逐年增加。另一方面，局域相關(guān)也顯示出中國局域性的空間集聚特征越來越明顯[5]。李秋雨等基于空間計量模型分析中國旅游業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響[6]。馬大來、楊光明采用空間計量模型，分析金融發(fā)展和技術(shù)進步對各省低碳經(jīng)濟增長效率的影響[7]。仲深、杜磊采用空間計量模型，分析了金融集聚對省域經(jīng)濟增長的影響[8]。王麗艷、馬光榮采用空間斷點回歸分析了財政轉(zhuǎn)移支付對省域經(jīng)濟增長的影響[9]。劉書瀚、于化龍采用空間計量模型，分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對市域經(jīng)濟增長的影響[10]。王慶華、肖宏偉分析了電力消費對經(jīng)濟增長影響的空間效應(yīng)[11]。而且已有文獻采用空間計量模型分析財政支出對經(jīng)濟增長的影響：宋麗穎、張偉亮分析了財政支出對經(jīng)濟增長影響的空間效應(yīng)[12]。

已有很多文獻分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長的很多影響因素存在非線性關(guān)系，適合采用非線性模型進行分析。趙磊、方成基于面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型分析了旅游業(yè)對經(jīng)濟增長的非線性門檻效應(yīng)[13]。趙新泉、陳旭分析了政府債務(wù)對經(jīng)濟增長的非線性影響[14]。張優(yōu)智分析了各種專利對經(jīng)濟增長的非線性影響[15]。閆斐分析了跨國面板下金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的非線性影響[16]。隋建利等分析了能源消費對經(jīng)濟增長的非線性影響[17]。已有文獻采用非線性模型分析財政支出對經(jīng)濟增長的影響：戴金平、劉進財采用門檻模型分析了省域財政支出對經(jīng)濟增長的影響[18]；李強、李書舒分析了財政支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的非線性影響[19]。

已有文獻關(guān)注政府支出對經(jīng)濟增長的影響。19世紀(jì)80年代，瓦格納通過對西方多個發(fā)達(dá)國家的公共支出資料進行實證研究，發(fā)現(xiàn)政府支出增長率要高于國民收入增長率；直到20世紀(jì)60、70年代，英國學(xué)者Peacock與Wiseman通過對英國公共財政支出的歷史數(shù)據(jù)進行實證研究，提出在一個相當(dāng)長的時期內(nèi)，財政支出的增長態(tài)勢并不是直線型的，而是具有階梯型的特點[20]。之后，美國經(jīng)濟學(xué)家馬斯格雷提出了經(jīng)濟發(fā)展階段論，政府支出在各經(jīng)濟發(fā)展階段增長速度與結(jié)構(gòu)均不相同。Lulia Rosoiu運用VAR模型對羅馬尼亞1998—2014年的財政支出和財政收入數(shù)據(jù)進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)GDP的增長有兩種情況：政府積極的高昂支出沖擊和政府積極的財政收入沖擊[21]。莊子銀、鄒薇在引入“調(diào)整成本”的基礎(chǔ)上，從時間序列和橫截面兩方面對中國公共支出與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行深入研究發(fā)現(xiàn)，1980年以來，我國財政收入與支出在國民生產(chǎn)總值中的比重不斷下降，這表明我國公共支出的調(diào)整成本有所提高，因此給經(jīng)濟增長帶來的負(fù)面影響不容小覷[22]。王小利、李長青研究發(fā)現(xiàn)政府購買對國民生產(chǎn)總值產(chǎn)生了較大的正沖擊，與此相反，政府投資對國民生產(chǎn)總值的影響卻相對有限[23]。莊騰飛構(gòu)建了一個相對簡單的能夠解釋經(jīng)濟增長的理論框架，在此基礎(chǔ)上又構(gòu)建了兩個計量模型，在中國14省份1991—2003年的面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進行實證研究發(fā)現(xiàn)，中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，經(jīng)濟增長受到諸如政府消費支出、公共支出顯著的正相關(guān)作用，相關(guān)部門應(yīng)該格外重視政府消費性支出與公共支出[24]。劉卓珺在內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的基礎(chǔ)上研究政府公共支出規(guī)模和經(jīng)濟增長的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)公共支出規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響具有雙面性，公共消費支出規(guī)模的大小決定了經(jīng)濟增長率最大化的最優(yōu)公共支出規(guī)模。所以，在一定條件、一定時期下，應(yīng)該合理確定公共支出的規(guī)模并明確定義公共支出邊界，以實現(xiàn)經(jīng)濟的平穩(wěn)增長[25]。王武青以分析財政支出與經(jīng)濟增長的理論基礎(chǔ)為切入點，分析財政支出對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)財政支出規(guī)模存在促進經(jīng)濟增速最大的最優(yōu)區(qū)間[26]。幸宇實證分析發(fā)現(xiàn)，縣級政府行政成本規(guī)模與縣域社會經(jīng)濟發(fā)展兩者存在非常密切的負(fù)相關(guān)關(guān)系，提出促進縣域經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的有效措施，以及時有效地控制縣級政府的行政成本規(guī)模[27]。何翔舟、姜文達(dá)通過理論推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)，政府成本居高不下不利于市場經(jīng)濟運行[28]。李強、李書舒分析了政府支出和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響[29]。

二、 研究設(shè)計

(一) 假設(shè)提出

經(jīng)濟增長受政府行政成本的影響問題在理論界頗受爭議，在發(fā)展中國家，二者關(guān)系更為模糊。第一，行政支出往往具有生產(chǎn)效率低下的特點，私人部門的消費和投資會受到因融通政府支出而形成的高稅收的強烈負(fù)面影響，因而只有縮減政府的支出才能確保經(jīng)濟增長態(tài)勢不被打斷。第二，行政支出對經(jīng)濟增長有著十分重要的影響，這種影響作用主要是通過政府為經(jīng)濟發(fā)展提供大量公共品和其他公共福利來實現(xiàn)的，這極大地鼓勵和便利了私人投資，并最終促進了經(jīng)濟的發(fā)展。地方政府行政成本的投入能夠很好地促進地方公共服務(wù)質(zhì)量的提升，在不同政府之間產(chǎn)生橫向激勵機制，有利于調(diào)動官員的工作熱情，進而促進經(jīng)濟發(fā)展。而政府的行政支出的投入和最終希望得到的產(chǎn)出并不一定呈正比，行政成本過低時，沒有足夠的資金進行社會福利的普及，而當(dāng)行政成本過高，又造成財政的巨大壓力，在多項支出上造成浪費，因此，過高的行政成本同樣也是不合理的。事實上，各省的行政成本支出應(yīng)符合各省的發(fā)展?fàn)顩r，在不增加財政負(fù)擔(dān)的情況下提高政府行政成本的投入產(chǎn)出比與最優(yōu)化成本結(jié)構(gòu)，這表明政府行政成本存在促進經(jīng)濟增長的最優(yōu)區(qū)間。由此提出假設(shè)1：政府行政成本對地方經(jīng)濟增長的影響存在非線性影響。后續(xù)采用行政成本的平方項的普通面板回歸系數(shù)是否顯著來驗證，采用行政成本作為門檻變量，采用門檻效應(yīng)模型進行分析。

一個地區(qū)整體發(fā)展水平表示一個地區(qū)一個時期內(nèi)的產(chǎn)出，而各省在公共和私人投資等方面存在交互影響，從而經(jīng)濟增長存在空間關(guān)聯(lián)性。行政成本也具有空間溢出效應(yīng)，例如某省居民享受相鄰省份提供的公共服務(wù)，或者承擔(dān)相鄰省份公共服務(wù)的額外成本，由此導(dǎo)致各省之間的行政成本受到影響。不同的行政成本體現(xiàn)著不同的政策，各省資源互不相同，投入成本的程度體現(xiàn)了社會福利的發(fā)展程度，而通過這些差異化的福利政策吸引勞動力和資本的流入。而由上述文獻回顧可知，省域經(jīng)濟增長也存在空間相關(guān)性?；诖耍岢黾僭O(shè)2：行政成本和經(jīng)濟增長均存在空間相關(guān)性。而且考慮空間效應(yīng)后，行政成本對經(jīng)濟增長的影響仍然是非線性的。這主要通過在空間計量模型中加入行政成本的平方項，考察平方項系數(shù)的顯著性。

(二) 變量與基本模型

自變量。目前對政府行政成本的概念界定并不唯一。借鑒羅文劍[30]的文獻，政府行政成本(Cost)定義為外交支出、一般公共支出和公共安全支出之和，取對數(shù)后納入計量模型。

因變量：經(jīng)濟增長(Growth)。參考一般文獻的做法，以人均GDP的對數(shù)作為經(jīng)濟增長的衡量變量，取對數(shù)后納入計量模型。

控制變量。參考已有文獻，本文選取以下控制變量：政府腐敗程度(CORR)。已有文獻表明，腐敗不利于經(jīng)濟發(fā)展。衡量指標(biāo)是每萬名公職人員中的腐敗立案數(shù)。財政透明度(GDI)。已有文獻表明，財政公開有利于經(jīng)濟發(fā)展。劉子怡、陳志斌采用上海財經(jīng)大學(xué)《中國財政透明度報告》的數(shù)據(jù)衡量省級政府的財政透明度[31]。財政分權(quán)(FD)，晉升激勵下的財政分權(quán)有利于經(jīng)濟發(fā)展。財政分權(quán)有多個衡量指標(biāo)，本文采用財政收入分權(quán)來衡量。對外開放(OPEN)，對外開放能促進經(jīng)濟發(fā)展，衡量指標(biāo)為某省進出口總額與該省GDP之比再取對數(shù)。相關(guān)變量的界定見表1。

表1 變量界定

不考慮空間效應(yīng)和門檻效應(yīng)時，政府行政成本對經(jīng)濟增長的非線性影響的基本模型為：

Growth=α+β1Cost+β2Cost2+β3GDI+β4CORR+β5FD+β6OPEN

(1)

(三) 樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2010—2015年31個省級政府為樣本，分析政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響。數(shù)據(jù)來源于《中國財政透明度報告》《中國檢察年鑒》和國家統(tǒng)計局官網(wǎng)。

三、 政府行政成本對經(jīng)濟增長影響的基本非線性實證分析

(一) 描述性統(tǒng)計

從表2中看出，經(jīng)濟增長的均值為10.60，最大值為11.59，最小值為9.48，表明整體而言我國經(jīng)濟處于較高的增長水平且地區(qū)間差異較為明顯；政府行政支出取對數(shù)后均值為6.16，最小值為4.42，最大值為7.52?？梢姡魇〖壵姓杀据^高，各省間存在較大差距。財政透明度的標(biāo)準(zhǔn)差為11.573，說明各省間財政透明度差異很大。省級政府財政自主度均值約為4%，財政分權(quán)處于中等水平，對外開放程度平均值為7.96，最大值約為10.08，最小值約為6.32，整體而言，地區(qū)對外開放程度較低并且省域間差異大。

表2 描述性統(tǒng)計

圖1 省級政府行政成本平均水平及變化

從圖1的省級政府行政成本的年度趨勢分析可知，從2010—2015年，31個省級政府行政成本的五年平均水平依次為5.83、5.99、6.15、6.24、6.23、6.29。幾年來總體行政成本支出穩(wěn)定增長，近三年上升勢頭減緩。即使是這樣，省級政府的行政成本還是保持了較高的整體水平。在歷年的31個省份當(dāng)中，行政成本支出前五的省份水平依次是6.73、6.86、6.98、7.06、7.06、7.12，說明前五位省份的政府行政成本呈逐年上升狀態(tài)，近三年的增勢減緩。政府行政成本支出倒數(shù)五位的省份平均水平依次是4.84、5.00、5.19、5.30、5.29、5.40?？傮w來看政府行政成本最低的五個省份行政成本支出增長速度較快，后兩年受總體大環(huán)境影響有所抑制。綜合五年的支出情況可以發(fā)現(xiàn)，各省行政成本的年度排名比較穩(wěn)定，前五名總是廣東、江蘇、山東、浙江等經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)的省份，而后五名總是集中在青海、寧夏、海南、西藏等較為偏遠(yuǎn)經(jīng)濟不發(fā)達(dá)地區(qū)。

圖2 地方行政成本和經(jīng)濟增長關(guān)系的散點圖

圖2是地方行政成本和經(jīng)濟增長的關(guān)系，直觀看出，二者的關(guān)系是非線性關(guān)系，初步驗證假設(shè)1。從各地區(qū)間政府行政成本的分布狀況看，政府行政成本規(guī)模在其分布上具有明顯空間格局，西部省份政府的行政成本較東部的低，且從西向東呈遞增的趨勢。從經(jīng)濟增長在各地區(qū)間的分布情況看，經(jīng)濟增長分布存在較明顯的空間格局，東部地區(qū)較為發(fā)達(dá)，西部地區(qū)較為落后。由此可見，經(jīng)濟增長與政府行政成本都存在空間相關(guān)性，回歸時需要考慮其空間關(guān)聯(lián)性，如果基于各個省份為樣本個體，不考慮相關(guān)變量的空間關(guān)聯(lián)性，其相關(guān)結(jié)論可能有所不同。

借鑒Shorrocks提出的夏普利值分解框架，表3給出了2010—2015年政府行政成本對于經(jīng)濟增長的貢獻程度。政府行政成本對經(jīng)濟增長有較大的影響，基本能解釋經(jīng)濟增長的10%，說明合理控制地方行政成本能夠有效促進經(jīng)濟增長。

表3 政府行政成本影響經(jīng)濟增長的夏普利值分解

(二) 相關(guān)性分析

從表4可以初步看出，政府行政成本與經(jīng)濟增長間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，財政分權(quán)與財政透明度正向影響經(jīng)濟增長，政府腐敗負(fù)向影響經(jīng)濟增長，對外開放程度對經(jīng)濟增長的影響最大，自變量及控制變量不存在嚴(yán)重的共線性問題。

表4 主要變量Person相關(guān)系數(shù)

注：*** 表示在0.01的顯著性水平下顯著。

(三) 普通非線性面板回歸結(jié)果分析

在借鑒傳統(tǒng)文獻研究思路的基礎(chǔ)上，第一步先估計不包含空間關(guān)聯(lián)變量的傳統(tǒng)模型，由表5可知，研究表明政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響結(jié)果與假設(shè)1基本一致：政府行政成本的一次項顯著正向影響經(jīng)濟增長；政府行政成本的二次項顯著負(fù)向影響經(jīng)濟增長。政府行政成本與經(jīng)濟增長呈顯著的倒U型非線性關(guān)系。

表5 平方項下非線性的回歸結(jié)果

注：***、**、* 分別表示在1%、5%和10%顯著性水平下顯著，下同。

四、 政府行政成本對經(jīng)濟增長影響的空間效應(yīng)分析

(一) 空間效應(yīng)的模型設(shè)計

模型(1)僅僅展示了不同省份經(jīng)濟、政治及社會等因素對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響，而忽略了周邊省市對該地區(qū)的影響。同時應(yīng)該看到，經(jīng)濟增長有極大概率存在不可忽視的“同群效應(yīng)”，周邊省市對于其經(jīng)濟增長的影響也是需要考慮的重要因素，如若不然，則忽略了“空間效應(yīng)”的影響。依照空間計量經(jīng)濟學(xué)，常見的空間計量模型包括空間滯后模型[見模型(2)]與空間誤差模型[見模型(3)]。

Growth=α+β1Cost+β2Cost2+β3GDI+β4CORR+β5OPEN+γwijGrowth

(2)

Growth=α+β1Cost+β2Cost2+β3GDI+β4CORR+β5FD+β6OPEN+γwijξ

(3)

其中，W為預(yù)先設(shè)定的、N*N維對稱矩陣，反映各省之間的作用程度。對權(quán)重矩陣進行標(biāo)準(zhǔn)化，Wy為空間滯后因變量，可以解釋為所有觀測值y的空間加權(quán)。待估計的參數(shù)為回歸參數(shù)β和γ。

(二) 空間效應(yīng)的存在性檢驗

全局空間關(guān)聯(lián)性分析?？臻g相關(guān)性的判別還可以采用全局莫蘭指數(shù)I來衡量，莫蘭指數(shù)取值介于-1到1之間，當(dāng)指數(shù)值小于0時，代表變量呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)；指數(shù)值大于0時，表示變量間呈現(xiàn)空間正相關(guān)，接近于0說明變量在地區(qū)間不存在明顯的空間相關(guān)性。表6列示了利用二元相鄰空間矩陣計算得出2010—2015年政府行政成本和經(jīng)濟增長的莫蘭指數(shù)，2010—2015年莫蘭指數(shù)對應(yīng)的P值均在5%的水平上顯著，表明政府行政成本和經(jīng)濟增長各自存在明顯的空間正相關(guān)關(guān)系?？偠灾胤秸姓杀竞徒?jīng)濟增長各自存在正向的空間關(guān)聯(lián)性，假設(shè)2得到驗證?；诖?，后續(xù)將采用空間計量模型探討不同地區(qū)政府行政成本對于經(jīng)濟增長的影響。表7列示了利用空間距離權(quán)重矩陣計算得出2010—2015年政府行政成本和經(jīng)濟增長的莫蘭指數(shù)，2010—2015年莫蘭指數(shù)對應(yīng)的P值均在5%的水平上顯著，表明政府行政成本和經(jīng)濟增長同樣各自存在明顯的空間正相關(guān)關(guān)系?？偠灾胤秸姓杀竞徒?jīng)濟增長各自存在正向的空間關(guān)聯(lián)性，假設(shè)2再次得到驗證。

表6 矩陣W1下的莫蘭指數(shù)

表7 矩陣W2下的莫蘭指數(shù)

圖3 2015—2010年行政成本莫蘭指數(shù)散點圖

局域空間關(guān)聯(lián)性分析。通過Stata軟件繪制局域莫蘭指數(shù)的散點圖，第一、二、三、四象限分別表示高高集聚、低高集聚、低低集聚和高低集聚。由圖3的2015—2010年政府行政成本莫蘭指數(shù)散點圖可知，大部分城市位于第一、三象限。2015年、2014年、2013年、2012年、2011年和2010年的第一象限和第三象項的省份數(shù)及占比分別為：13,9，70.67%；13,9，70.67%；12,8，67.74%；13,6，61.29%；14,6，67.74%；13,7，67.74%。莫蘭指數(shù)散點圖說明政府行政成本存在顯著的正向空間集聚效應(yīng)，即政府行政成本在省域間存在高高集聚(高行政成本的省份被高行政成本的相鄰省份環(huán)繞)或低低集聚。由圖4的2015—2010年經(jīng)濟增長莫蘭指數(shù)散點圖可知，2015年、2014年、2013年、2012年、2011年、2010年各年的第一象限和第三象限的省份數(shù)分別為：9,12；9,13；9,14；9,14；9,14；9,14。各年合計占樣本總數(shù)的比重依次為67.74%；70.97%；74.19%；74.19%；74.19%；74.19%。莫蘭指數(shù)散點圖說明經(jīng)濟增長存在明顯的正向空間聚集效應(yīng)——經(jīng)濟增長存在明顯的高高集聚或低低集聚。

圖4 2015—2010年行政成本莫蘭指數(shù)散點圖

(三) 空間效應(yīng)的回歸結(jié)果分析

由于政府行政成本和地方經(jīng)濟增長均存在空間相關(guān)性，適合采用空間計量模型分析。表8列示了運用空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)三種模型進行回歸的結(jié)果。其中模型(1)(3)(5)是未加入任何控制變量的回歸結(jié)果，模型(2)(4)(6)是加入控制變量后的回歸結(jié)果。

由模型(1)-(6)可知，加入控制變量后，模型的解釋力度變強，通過考慮經(jīng)濟增長與政府行政成本的空間關(guān)聯(lián)性，政府行政成本和經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系且基本在5%的水平下顯著，而政府行政成本的平方項與經(jīng)濟增長基本在10%的水平上呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明在考慮兩者的空間關(guān)聯(lián)性后，政府行政成本與經(jīng)濟增長仍呈倒U型曲線關(guān)系，假設(shè)2得到驗證。控制變量均未通過顯著性檢驗。此外，所有模型中檢驗空間關(guān)聯(lián)性的變量ρ和λ均在1%的水平下顯著為正，表明了經(jīng)濟增長在空間上存在明顯的空間自相關(guān)性。

表8 空間面板回歸結(jié)果

(四) 空間效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗

對于空間效應(yīng)模型的回歸估計，為確認(rèn)其穩(wěn)定性，利用空間距離矩陣進行重新回歸。如表9所示，基于新的空間權(quán)重矩陣，同樣發(fā)現(xiàn)政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響是非線性的。總的來說，基于W2矩陣得到的回歸結(jié)果跟原本結(jié)果基本一致，表示了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表9 空間面板回歸結(jié)果

五、 政府行政成本對經(jīng)濟增長影響的門檻效應(yīng)實證分析

(一) 門檻效應(yīng)的模型設(shè)計

基于上述政府行政成本平方項系數(shù)的顯著性，說明政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響是非線性的，為了找出行政成本的具體門檻值，采用Hansen提出的門檻面板模型，根據(jù)門檻值將樣本分區(qū)，進而分析每個區(qū)間內(nèi)行政成本與經(jīng)濟增長的關(guān)系[32]。

(二) 門檻效應(yīng)的存在性檢驗與門檻值估計

表10以經(jīng)濟增長為因變量，政府行政成本為自變量及門檻變量，單門檻、雙門檻及三門檻的檢驗結(jié)果。單門檻、雙門檻和三門檻的P值分別為0.063，0.000和0.557，說明應(yīng)采用雙門檻進行分析。

表10 門檻存在性檢驗

注：F統(tǒng)計量和P值均為bootstrap重復(fù)自抽樣300次得到。

利用Hasen的優(yōu)化搜索方法估計門檻值，表11為雙重檢驗的門檻估計值和相應(yīng)的95%下的置信區(qū)間，第一、二門檻值分別為5.210和6.100，對應(yīng)95%的置信區(qū)間分別為[5.210,5.260]和[5.970,6.300]。圖5和圖6進一步直觀地展示了第一、二門檻的估計值分別為5.210和6.110。

表11 門檻估計值與置信區(qū)間

圖5 第一門檻的估計值

圖6 第二門檻值的估計值

(三) 雙門檻模型的回歸結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗

雙門檻模型中，以經(jīng)濟增長為解釋變量，自變量和門檻變量均為政府行政成本。回歸結(jié)果見表12。模型(1)是普通雙門檻面板模型，模型(2)是考慮了異方差的雙門檻面板模型。

由模型(1)可知，首先，當(dāng)政府行政成本很低時，經(jīng)濟增長速度較慢。當(dāng)政府行政成本小于第一門檻值5.21時，政府行政成本與經(jīng)濟增長顯著正相關(guān)，表明政府行政成本支出很低的時候，控制政府行政成本并不能有效加快地區(qū)經(jīng)濟增長。這主要是因為省域行政成本分布不均，相對較低的省份在西部，并且由西向東逐步遞增，相對而言，西部開發(fā)較少，各類基礎(chǔ)設(shè)施不完善，經(jīng)濟較為不發(fā)達(dá)，用于公共支出的費用不多，其中大部分公共支出都投入到生產(chǎn)要素上，與收益有一個時間差，并且公共支出所帶來的收益是不確定的，這個收益通常需要一段時間才能體現(xiàn)，導(dǎo)致經(jīng)濟增長慢。其次，若政府行政成本位于合理區(qū)間，增加政府行政成本將加快地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。由回歸結(jié)果得：政府行政成本介于第一門檻和第二門檻之間，即處于5.21～6.10之間時，政府行政成本與地區(qū)經(jīng)濟增長間的系數(shù)為0.8802，在1%的水平下正相關(guān)，正相關(guān)關(guān)系比第一階段更加強烈，表明增加政府行政成本有利于經(jīng)濟增長。再次，政府行政成本很高時，政府行政成本與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系相較于第二階段不顯著。當(dāng)政府行政成本高于第二門檻值，即高于6.10時，政府行政成本與經(jīng)濟增長間的系數(shù)為0.0065，在10%的水平下顯著正相關(guān)，關(guān)系比第二階段弱；表明政府行政成本在達(dá)到一定程度后，繼續(xù)增加行政成本將不會有效增加地區(qū)經(jīng)濟的增長，主要原因是能負(fù)擔(dān)起高行政成本的省份大多集中在東部沿海地區(qū)，這部分地區(qū)經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)，設(shè)施較為完善，經(jīng)濟增長更多要靠生產(chǎn)率的提高，從而經(jīng)濟增速放緩。從其他控制變量來看，財政透明度與經(jīng)濟增長之間呈輕微負(fù)相關(guān)關(guān)系，但關(guān)系并不顯著；政府腐敗程度、財政分權(quán)與地區(qū)開放程度與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系，其中財政分權(quán)對于地區(qū)經(jīng)濟增長的影響最為顯著，但四者都未通過顯著性檢驗。模型(2)的結(jié)論類似。

由此得出：政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響是非線性的，政府行政成本只有處于合理區(qū)間，才能有效促進經(jīng)濟增長。

對于門檻效應(yīng)模型的回歸估計，為了進一步消除變量間內(nèi)生性的影響，確認(rèn)其穩(wěn)定性，將因變量的數(shù)據(jù)較自變量滯后一年，進行門檻效應(yīng)檢驗。如表12的第四列和第五列，結(jié)果顯示，政府行政成本對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響仍然具有門檻效應(yīng)，并且門檻值相同。總的來說，將因變量的數(shù)據(jù)較自變量滯后一年所得到的回歸結(jié)果跟原本結(jié)果基本一致，驗證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表12 門檻面板模型及穩(wěn)健性檢驗系數(shù)估計結(jié)果

注：Cost_1(cost<5.21)、Cost(5.21≤cost<6.10)、Cost_3(cost≥6.10)。

(四) 門檻效應(yīng)的進一步分析

考慮到政府行政成本的各個區(qū)間對經(jīng)濟增長影響狀況的不同，各省政府行政成本總體而言逐年緩慢增長。其中，青海、寧夏和海南的政府行政成本低于第一門檻5.21且處于較低的水平，政府行政成本對經(jīng)濟增長幾乎無影響；而甘肅、黑龍江、吉林、山西、天津、重慶、西藏省份，以及大多數(shù)中西部省份的早年政府行政成本則介于第一、二門檻之間，政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響呈正相關(guān)；安徽、北京、福建、廣東、河北、河南、湖南、湖北、江蘇、浙江等較多的省份政府行政成本大于第二門檻值6.10，對經(jīng)濟增長幾乎無影響。描述性統(tǒng)計的結(jié)果可以粗略地看出整體而言各省政府行政成本差異較大。

基于前文的分析，降低政府行政成本能有效促進經(jīng)濟增長，而不同的省份在政府行政成本水平上存在較大的差異，因此有必要探討政府行政成本的影響因素進而實現(xiàn)政府行政成本占比的優(yōu)化，且實現(xiàn)經(jīng)濟的快速增長。政府行政成本體現(xiàn)了當(dāng)?shù)卣斦С觥⒐仓С?、外交支出的程度，稅收程度影響財政支出的能力。各地政府固定資產(chǎn)投資程度不同，相應(yīng)政府行政成本也不同；此外，隨著我國城市化進程的推進，不同省份的城市化不同，行政成本也不同；各省人口規(guī)模也會影響政府行政成本。結(jié)合現(xiàn)有文獻的研究及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取稅負(fù)水平、全社會固定資產(chǎn)投資、人口規(guī)模和城鎮(zhèn)化作為解釋變量，政府行政成本為被解釋變量，具體的變量定義見表13。

表13 變量定義

表14的回歸結(jié)果說明，稅負(fù)水平與政府行政成本之間在1%水平下顯著正相關(guān)關(guān)系；而城鎮(zhèn)化水平與政府行政成本之間存在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；全社會固定資產(chǎn)投資對政府行政成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而人口規(guī)模與政府行政成本間并不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表14 面板回歸結(jié)果

六、 結(jié)論與建議

采用2010—2015年的省域面板數(shù)據(jù)，運用空間計量模型與雙門檻模型，檢驗政府行政成本是否非線性影響經(jīng)濟發(fā)展?？臻g計量模型研究發(fā)現(xiàn)，地方政府行政成本與經(jīng)濟增長在各地區(qū)間的分布均存在明顯的空間自相關(guān)性，考慮空間效應(yīng)后，政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響仍然是非線性的倒U型關(guān)系?；陂T檻面板模型的進一步分析表明，地方政府行政成本只有處于最合理區(qū)間時，才能夠最大程度地促進經(jīng)濟增長。當(dāng)政府行政成本低于5.21時，地方政府行政成本對促進經(jīng)濟增長幾乎無影響；當(dāng)政府行政成本介于5.21與6.10之間時，地方政府行政成本對經(jīng)濟增長的正面促進效果提升到最大；當(dāng)政府行政成本高于第二門檻值6.10時，行政成本促進經(jīng)濟增長的效應(yīng)又隨之降低。因此，各省只有將行政成本控制到合適區(qū)間時，才能較好地符合經(jīng)濟增長趨勢。

根據(jù)空間效應(yīng)的實證分析結(jié)果建議，一是考慮省域經(jīng)濟增長具有正向空間相關(guān)性(高高集聚或低低集聚)，各省之間在發(fā)展經(jīng)濟方面可以相互學(xué)習(xí)，尤其向經(jīng)濟增長較快的省份學(xué)習(xí)，發(fā)揮經(jīng)濟增長的正向空間溢出效應(yīng)。二是考慮非線性的空間效應(yīng)模型結(jié)果顯示，政府行政成本對經(jīng)濟增長的影響為倒U型，應(yīng)該盡量將政府行政成本控制在拐點之前，使政府行政成本更好地促進經(jīng)濟增長。

根據(jù)門檻效應(yīng)的實證分析結(jié)果建議，政府行政成本是政府履行職責(zé)過程中必需的支出，面對不同省份的不同經(jīng)濟情況，政府行政成本不是越低越好，不能過度壓縮政府行政成本，而應(yīng)結(jié)合各省的具體情況，將政府行政成本控制在合理區(qū)間，優(yōu)化地方行政成本支出結(jié)構(gòu)，規(guī)范支出方式，實現(xiàn)行政成本對經(jīng)濟增長最大程度的正向作用。政府行政成本低于第一門檻的省份均為西部省份，經(jīng)濟處于較不發(fā)達(dá)階段，政府行政成本較低，對經(jīng)濟增長影響不明顯；政府行政成本介于第一門檻和第二門檻之間的省份多為中部省份，正處于經(jīng)濟的高速發(fā)展階段，此時增加行政成本能夠有效開發(fā)社會資源，增加居民收入，促進整體區(qū)域的發(fā)展；大部分省份的行政成本大于第二門檻值的，多為經(jīng)濟較發(fā)達(dá)的東部沿海城市，社會相關(guān)設(shè)施較為完善，行政成本更多地屬于轉(zhuǎn)移性支出，并且這些城市有著較高的財政收入能夠維持較高的行政成本，處于經(jīng)濟較發(fā)達(dá)的階段，經(jīng)濟增速更多靠生產(chǎn)率的提高，因此增速降低。