辽阳市财政局/孙长清 沈阳大学/李辉
内容提要：本文以Panel Data模型为基础，并以北京、天津、河北等30个省(自治区、直辖市)的省级以下财政支出为样本数据，对地方财政支出结构优化方向进行了实证性分析。本文所得出的结论是：地方购买性财政支出、包括行政管理费在内的消费性财政支出对经济增长具有负向影响，转移性支出、资本性支出等对经济增长具有正向的影响。
关键词：Panel Data 地方财政支出 结构优化
一、问题的提出
一般的财政理论分析大多都是在单一政府级次上进行的，但是必须面对这样的事实：在绝大多数国家，公共服务都是由不同级次的政府分别提供的，即现行的财政政策执行是在多层次的政府或权限上展开的。如美国、加拿大、澳大利亚及德国存在三级政府，包括联邦政府、州政府及各类地方政府；英国、瑞典及荷兰则采取的是两级政府形式，即中央政府与地方政府；中国实行中央、省(直辖市)、市、县、乡(镇)五级政府。
根据公共产品的区域性可将公共产品分为全国性公共产品、区域性公共产品及地区性公共产品，根据“谁受益，谁付费”的原则，相应的也决定了各级政府部门的支出责任。公共产品的层次性要求各级政府以有效性原则分别进行提供。一般来讲，全国性公共产品的特征决定了它们必须由中央政府提供才能实现全国范围内消费上的均等化和高效化。区域性公共产品由于难以实现全国范围内消费上的均等化且具有一定的外部效应，如果由某一级政府提供而其正外部效应又得不到合理补偿的话，就会导致供应量的减少。为保证此类公共产品的有效供应，通常的做法是将外部效应内部化，即把那些存在严重外部效应的公共产品的配置职责集中起来，由上一级地方政府直至中央政府统一提供，或者由某地地方政府提供，但由上一级政府直至中央政府提供某种补贴，以补偿那些受外部效应影响的行政区域，保证公共产品的适当供应量。对于地方性公共产品，地方政府与中央政府相比更能了解居民的偏好，对地方的情况比较熟悉，因此，当中央政府与地方政府对于该种公共服务的提供具有相同成本或成本相差不大时，地方性公共服务更适合由地方政府提供，这也就决定了中央政府与地方政府应该具有不同的财政支出结构。
为此，如果要优化财政支出结构，除从总量上分析各个财政支出项目对经济增长的影响外，还必须考虑政府的级次性。从中国地方财政支出占总财政支出的比重来看，2004年这一比重已达70%，为此，如果想优化中国财政支出结构，就必须重视地方财政支出结构优化问题。
从国内的研究者对财政支出结构的调整研究来看，一方面一些学者依据西方公共支出的相关理论来研究中国财政支出结构调整的方向(牟放，1999；吴晓、元同进，2001)，并且，绝大多数的学者主要通过财政支出国际间的比较来对中国当前的财政支出结构状态进行评价与分析(余天心、王石生，1997；王雍君，1999；马栓友，1999；王军，2002；谢瑞，2002；陈颂东，2004)，这些研究角度决定了其定性研究较多，定量研究较小。另一方面，大多数学者或就全国财政支出结构进行研究，或就某一省份财政支出结构进行研究(李春林、屈驳韵，2005)，范围及深度受到一定程度的限制。为克服以往研究的缺陷，本文采用计量的分析方法，以30个省(自治区、直辖市)为样本对地方财政支出结构优化方向进行实证性分析。
二、模型设计及样本数据选择
由于地方财政支出涉及多个省份，同时又涉及到时间序列数据，为克服以往模型的缺陷，这里采用Panel Data模型进行分析。
Panel Data指在时间序列上取多个截面，在这些截面上同时选取样本观测值所构成的样本数据，也就是把截面和时间序列数据融合在一起的数据。
截面数据是选择同一时间上不同区域的数据，而时间序列数据是选择同一区域在不同时间上的数据，二者在实际应用中都有一定的局限性。相对于只利用截面数据或只利用时间序列数据进行经济分析而言，Panel Data模型具有许多优点。首先，Panel Data模型可以通过设置虚拟变量对个别的差异进行控制；第二，通过对不同横截面单元不同时间观察值的结合，成为“更多信息、更可变、变量之间更少共线性、更多自由度、更有效”的数据。它通常提供给研究者大量的数据点，增加了自由度并减少了解释变量之间的共线性，从而改进了计量经济估计有效性；第三，Panel Data是对同一截面单元集进行重复观察，能更好地研究经济行为变化的动态性；第四，也是比较重要的一点，Panel Data模型能对更复杂的行为模型进行研究。相对于纯横截面数据或纯时间序列数据而言，Panel Data能更好地处理经济规模和技术效率这一类现象。Panel Data模型能够将在纯截面模型和纯时间序列模型中难以分离出来的效应进行分离和测量。另外，Panel Data还能够显著地减少缺省变量所带来的问题。
对Panel data模型的参数进行估计时，可以使用广义最小二乘法(GLS)、迭代极大似然估计(IMLE)以及似然不相关分析方法(SUR)，其中似然不相关分析方法(SUR)是一种重要的方法，它可以克服异方差和自相关的影响，但是这种方法应用的前提条件是截面数要小于时间跨度，同时对这种模型还要确定固定效应与随机效应。
在分析时，鉴于财政政策的宏观调控目标具有多元性，这里我们以经济增长为主要宏观调目标，并以经济增长理论对财政支出结构进行划分。即将地方财政支出分为购买性支出与转移性支出，购买性支出包括基本建设支出、文教科卫支出、挖潜与科技三项费用支出、支援农村生产支出、行政管理费、工业交通等部门事业费支出、农业事业费支出、增拨企业流动资金、地质勘察费；转移性支出包括抚恤救济等支出及各种补贴支出。同时，将购买性财政支出分为资本性支出与消费性支出，资本性支出包括基本建设支出(政府物质资本支出)、文教科卫支出、挖潜与科技三项费用支出、支援农村生产支出，消费性支出包括行政管理费、工业交通等部门事业费支出、农业事业费支出、增拨企业流动资金、地质勘察费。
由于受地方财政支出数据的限制，只能选择1995-2003年这一期间数据作为样本空间，其空间范围为北京(BJ)、天津(TJ)、河北(HB)等30个省(自治区、直辖市)[①]。模型中被解释变量为真实GDP增长率，计算时用各省上一年为100的GDP指数进行计算，各项分类财政支出占GDP的比重作为解释变量，同时，产业结构转换对于经济增长起着重要作用，所以也将产业结构转换变量作为解释变量，在这里采取第一产业劳动从业人数占总从业人数的比重作为产业结构转换系数变量(数据根据历年《中国统计年鉴》计算)。
三、实证分析结果
在回归分析时，为防止数据的波动，笔者对解释变量与被解释变量都进行对数化处理，回归结果如表1、表2、表3。
表1 地方财政支出结构优化方向表
|
变量 |
系数 |
标准误 |
t |
P | |||
|
C |
4.61 |
0.35 |
13.16 |
0.00 | |||
|
LNS? |
-0.56 |
0.09 |
-6.48 |
0.00 | |||
|
LNPUR? |
-0.07 |
0.04 |
-1.92 |
0.06 | |||
|
LNTR? |
0.07 |
0.04 |
1.65 |
0.09 | |||
|
截面固定效应 | |||||||
|
BJ--C |
-0.777 |
ZJ--C |
0.115 |
HN--C |
-0.116 | ||
|
TJ--C |
-0.274 |
AH--C |
0.118 |
SC--C |
0.078 | ||
|
HB--C |
0.054 |
FJ--C |
0.178 |
GZ--C |
0.117 | ||
|
SX--C |
0.073 |
JX--C |
0.083 |
YN--C |
0.112 | ||
|
NMG--C |
0.136 |
SD--C |
0.212 |
SZ--C |
0.467 | ||
|
LN--C |
-0.274 |
HN--C |
-0.116 |
SX--C |
0.073 | ||
|
JL--C |
-0.080 |
HB--C |
0.054 |
GS--C |
0.077 | ||
|
HLJ--C |
-0.143 |
HN--C |
-0.116 |
QH--C |
0.113 | ||
|
SH--C |
-0.594 |
GD--C |
0.082 |
NX--C |
0.143 | ||
|
JS--C |
0.113 |
GX--C |
0.145 |
XJ--C |
-0.056 | ||
|
|
0.98 | ||||||
|
DW |
1.10 | ||||||
|
截面固定效应检验结果 | |||||||
|
统计值 |
D.F. |
P | |||||
|
4.54 |
(29,237) |
0.00 | |||||
注：在回归时，采用了异方差轿正技术，并对回归系数进行了轿正。
在表1中，回归时考虑到自身效应，采取了变截距的固定效应模型，经对固定效应检验，固定效应显著。根据数据情况，选用GLS进行回归分析。其中，PUR？代表各省份购买性财政支出占GDP的比重百分比，TR？转移性财政支出占GDP比重的百分比，S？代表产业结构转换系数。由回归结果来看，各个变量均在10%水平上显著。可以看到，地方财政支出中购买性财政支出对经济增长具有负向影响，转移性财政支出对经济增长具有正向的影响。
为作进一步的分析，将购买性财政支出分为资本性(CAP？)与消费性财政支出(CONS？)，回归结果如表2：
表2(1) 地方财政支出结构优化方向结果表
|
变量 |
系数 |
标准误 |
T |
P | |
|
C |
1.93 |
0.46 |
4.21 |
0.00 | |
|
LNS? |
0.19 |
0.10 |
1.97 |
0.05 | |
|
LNCAP? |
0.08 |
0.07 |
1.12 |
0.27 | |
|
LNCONS? |
-0.44 |
0.14 |
-3.21 |
0.00 | |
|
截面固定效应 | |||||
|
BJ--C |
0.26 |
ZJ--C |
0.039 |
HN--C |
-0.27 |
|
TJ--C |
0.10 |
AH--C |
-0.149 |
SC--C |
-0.14 |
|
HB--C |
-0.10 |
FJ--C |
-0.015 |
GZ--C |
0.01 |
|
SX--C |
0.05 |
JX--C |
-0.017 |
YN--C |
-0.09 |
|
NMG--C |
0.17 |
SD--C |
-0.096 |
SZ--C |
0.71 |
|
LN--C |
-0.15 |
HN--C |
-0.272 |
SX--C |
0.05 |
|
JL--C |
0.00 |
HB--C |
-0.096 |
GS--C |
0.04 |
|
HLJ--C |
-0.09 |
HN--C |
-0.272 |
QH--C |
0.20 |
|
SH--C |
0.20 |
GD--C |
0.088 |
NX--C |
0.12 |
|
JS--C |
-0.10 |
GX--C |
-0.070 |
XJ--C |
-0.11 |
|
时期固定效应 | |||||
|
1995--C |
0.0157 |
1999--C |
-0.1787 |
2003--C |
0.1951 |
|
1996--C |
0.0353 |
2000--C |
-0.0695 |
|
|
|
1997--C |
-0.023 |
2001--C |
0.00726 |
|
|
|
1998--C |
-0.113 |
2002--C |
0.13109 |
|
|
|
|
0.54 | ||||
|
F |
6.57 | ||||
|
DW |
1.20 | ||||
表2(2) 固定效应检验结果表
|
效应检验项 |
Statistic |
d.f. |
P |
|
截面 F值 |
4.79 |
-29,229 |
0.00 |
|
截面 Chi-square |
127.99 |
29 |
0.00 |
|
时期 F值 |
9.39 |
-8,229 |
0.00 |
|
时期 Chi-square |
76.61 |
8 |
0.00 |
|
交叉截面/时期 F值 |
5.82 |
-37,229 |
0.00 |
|
交叉截面/时期 Chi-square |
178.91 |
37 |
0.00 |
表2是采用变截距，并具有截面与时期固定效应模型的回归结果。由结果来看，除变量资本性(LNCAP?)支出显著性水平较差外，其余变量均在10%水平上显著。资本性支出(LNCAP?)对经济增长具有正向影响，消费性支出(LNCOS?)对经济增长具有负向影响，回归系数为-0.44，且统计上显著。
由于消费性支出仍对经济增长具有负向的影响，所以对占消费性支出比重较大的行政管理费、农业事业费、工商流通等部门事业费占GDP的比重进行回归，其回归结果如表3：
表3 地方财政支出结构优化结果表
|
变量 |
系数 |
标准误 |
T |
P | |||
|
C |
3.63 |
0.46 |
7.92 |
0.00 | |||
|
LNS? |
-0.32 |
0.12 |
-2.68 |
0.01 | |||
|
LNAD? |
-0.20 |
0.07 |
-2.97 |
0.00 | |||
|
LNAG? |
-0.09 |
0.02 |
-4.25 |
0.00 | |||
|
LNCOM? |
0.24 |
0.07 |
3.64 |
0.00 | |||
|
截面固定效应 | |||||||
|
BJ--C |
-0.510 |
ZJ--C |
0.077 |
HN--C |
-0.223 | ||
|
TJ--C |
-0.091 |
AH--C |
0.137 |
SC--C |
0.107 | ||
|
HB--C |
0.071 |
FJ--C |
0.113 |
GZ--C |
0.107 | ||
|
SX--C |
-0.009 |
JX--C |
0.047 |
YN--C |
-0.010 | ||
|
NMG--C |
0.119 |
SD--C |
0.180 |
SZ--C |
0.500 | ||
|
LN--C |
-0.324 |
HN--C |
-0.223 |
SX--C |
-0.009 | ||
|
JL--C |
-0.070 |
HB--C |
0.071 |
GS--C |
0.151 | ||
|
HLJ--C |
-0.144 |
HN--C |
-0.223 |
QH--C |
0.107 | ||
|
SH--C |
-0.403 |
GD--C |
0.085 |
NX--C |
0.175 | ||
|
JS--C |
0.145 |
GX--C |
0.046 |
XJ--C |
-0.001 | ||
|
|
0.97 | ||||||
|
DW |
1.10 | ||||||
|
截面固定效应检验结果 | |||||||
|
统计值 |
D.F. |
P | |||||
|
4.57 |
(29,236) |
0.00 | |||||
由表3回归结果来看，各个变量均在5%水平上显著，模型存在固定效应。行政管理费支出(LNAD？)、农业事业费支出(LNAG？)与经济增长负相关，特别是行政管理费支出，系数非常显著，这说明在消费性支出内部，这两部分财政支出均已超过了最优值。
四、结论
从以上研究来看，购买性财政支出已超出了地方财政所能承受的范围，转移性财政支出仍在最优值以内。2003年地方财政购买性支出占总购买性支出的比重已达70%左右，如果地方财政以经济增长作为主要宏观调控目标，地方财政应该对购买性财政支出总额给予削减，同时，通过完善社会保险制度，增加对低收入阶层的转移支付力度。在购买性支出内部，消费性财政支出对经济增长具有负向影响，地方财政应该对消费性支出总额给予削减，特别是庞大的行政管理费开支，从目前来看，地方财政特别是市、县(区)、乡镇一级财政支出，很大一部分都用于行政管理费开支，地方政府机构膨胀，财政部门承担着庞大的人员经费开支，这一部分支出无疑是政府很大的一部分成本支出，政府的低效率运转是经济增长与发展的一大障碍。同时，还可以看到，工商流通等部门事业费对经济增长具有正向影响，地方政府部门应该能过制度的完善、先进机制的建立，促进工商等部门事业的发展，以更有利于地方经济增长目标的实现。
参考文献：
[1] 易丹辉.数据分析与EVIEWS应用[M].中国统计出版社，2002.
[2] 郭庆旺,赵志耘.财政学[M].中国人民大学出版社，2002.
[3] 李子奈,叶阿忠.高等计量经济学[M].清华大学出版社,2000.
[4] 郭庆旺.财政支出结构与经济增长[J].经济理论与经济管理,2003.11.
[5] 韩贵英.财政支出结构的国际比较及对我国的借鉴与启示[J].西南民族大学学报,2004.10.