政府支出规模扩张机制研究——基于动态空间面板Durbin模型

刘小勇 刘云心

（1.华南理工大学 经济与贸易学院，广东 广州 510006；2.华南理工大学 工商管理学院，广东 广州 510640）

一、引言和文献回顾

计划经济向市场经济转型过程中，中国政府支出占GDP比重经历了最初的下降之后，呈现出快速增长态势。1994年一般预算支出占GDP比重仅为15.6%，2012年迅速增长到24.4%，上升了将近10个百分点。2014年社科院发布的《将全面深化财税体制改革落到实处》报告指出，2013年我国人均税负水平达万元，再次触动普通老百姓的神经，政府支出规模的膨胀已引起越来越多的学者和普通大众的关注。

如何有效控制政府支出规模？要解决这一问题，首先必须清楚是哪些因素导致了政府支出规模的膨胀。是正常合理的需求推动了政府支出规模的扩张，还是市场化改革中，政府必须在市场失灵领域承担更多责任推动了政府支出规模的扩张？亦或是现有预算机制或分权制度安排导致了政府支出规模的不合理扩张？以上问题不厘清，则很难有效控制政府支出扩张规模。

现有研究主要从瓦格拉法则、财政分权等视角来考察政府规模扩张的影响因素。Ram、Thornton、Wagner和Weber、Grier和Tullock的研究结果支持了瓦格纳法则［1］［2］［3］［4］；Abizadeh和Gary、Afxention和Serletis的研究结果则不支持瓦格纳法则［5］［6］。刘霖、潘文波和孙群力、王作宝发现瓦格纳法则在中国成立［7］［8］［9］［10］，潘卫杰则发现瓦格纳法则在中国并不适用［11］。

关于财政分权与政府规模的关系，不同研究得到的结果存在较大差异。Brennan和Buchanan提出了利维坦假说［12］（P15），Marlow 和Grossman发现财政分权有助于遏制政府规模的扩张［13］［14］，Liberati和Sacchi发现只有财产税分权在一定程度上遏制了地方政府规模的扩张，税收分权是遏制地方政府规模的必要条件，但非充分条件［15］。Oates发现财政分权与政府规模之间的关系并不显著［16］。Stein发现分权下政府规模会更大［17］。Jin和Zou发现支出分权和收入分权导致了较小的中央政府规模、较大的地方政府规模和总政府规模；纵向财政不平衡倾向于提高各层次政府规模［18］。胡书东、孙群力、苏晓红和王文剑、潘孝珍和燕洪国等发现财政分权没能有效遏制政府规模的扩张［19］（P120-135）［20］［21］［22］［23］。孔刘柳和谢乔昕发现财政分权遏制了东部地区政府规模扩张，加剧了中西部地区政府规模的扩张［24］。

现有文献主要存在以下不足：第一，只是从机理上考虑预算机制会对政府规模扩张产生影响，但没有实证检验这一影响；第二，没有考虑政府之间的标尺竞争和模仿，忽略了政府间相互策略关系对政府规模的影响；第三，上述文献均没有研究各因素的短期和长期效应。本文可能的创新在于采用动态空间面板Durbin模型，实证检验了预算机制和政府间标尺竞争与模仿对政府规模扩张的影响；考察了各影响因素对政府规模的长期和短期效应，并将其分解成直接和间接效应。

二、政府支出规模变动与省际分布演进分析

（一）中国政府支出规模变动趋势分析

由于中国存在大量预算外资金，本文分析中国政府整体支出规模变动趋势时，分别采用预算内支出占GDP比重和预算内外财政支出（下文称为广义财政支出）占GDP比重进行分析。图1表明，广义财政支出占GDP比重和预算内财政支出占GDP的比重的变动趋势基本一致，且两者之间的差距越来越小，这主要归功于1993年的财务管理制度改革及1996年以来的一系列预算管理制度改革调整了预算外资金口径。

图1 1978～2012年财政支出占GDP比重变动趋势

1978～2012年间财政支出占GDP比重呈现出先下降再上升的宽口V 字型变动趋势，1994年之前为V 字型曲线的左半部分，1978年以来财政支出占GDP比重呈现出阶段性的下降趋势，第一阶段为1978～1982年间的大幅下降，随后1982～1985年是比较平缓的下滑时期，1985～1988年间进入一个较大下降时期，1988～1990年间又变得比较平缓，随后逐渐下降到1994～1996年的谷底，之后呈现不断上升态势。可以看出，每一阶段所对应的正是中国财政收支划分的大改革或调整时期，表明中央和地方财政收支的划分的确会影响到政府规模的变动。政府支出规模的变动与政府职能范围的变动、预算制度及分权体制下地方政府行为有着密切的关系。

1.政府职能变迁与政府支出规模变动。政府职能的大小对政府支出规模变动具有重要影响，根据瓦格纳的分析，工业化带动经济发展的同时，分工越来越精细使经济社会变得越来越复杂，从而需要政府在法律领域扮演更重要的角色；同时经济发展水平的提高还会导致居民对教育、卫生等收入弹性较高的公共产品和服务需求的扩张，这些都会导致政府职能扩张，从而导致政府支出规模的扩张。

党的十四大确立建立社会主义市场经济体制目标以来，对司法公共服务的需求呈现出快速增长态势。从立法数量上来看，1978～1991年间，我国制定法律、法律决定和解释的数量共205件，年均立法14.6件；而1992～2009年间，我国就制定了375件法律及决定、解释，年均立法数量18.5件，无论是总量上还是年均立法数量都远远超过1978～1991年间。可以看出，居民对司法公共服务的需求呈现加速增长态势，政府在司法方面的财政支出也必将呈现出扩张趋势。

计划经济向市场经济转型初期，为了减轻财政压力，政府放弃了部分公共责任，职能出现弱化，造成了教育和公共医疗卫生供给严重不足。改革开放初期，卫生支出总费用中，政府卫生支出比重明显高于个人卫生支出比重，但是随后政府在卫生领域的职能不断弱化，个人则承担了更多的卫生经费支出，最高的时候，个人卫生支出比重达到60%。随着十六届三中全会科学发展观的提出，政府逐步加强了在卫生领域的责任，政府卫生支出比重逐步提高，2012年政府、社会和个人卫生支出占比各自约占三分之一。随着政府对市场的认识不断深化，弱化的政府职能重新得到矫正，政府在教育、医疗卫生领域的职能也将呈现扩大趋势。

2.支出惯性、预算管理制度与政府支出规模。政府支出都具有一定的惯性，当年的政府支出会受到上年政府支出的影响，同时，政府官员往往具有预算最大化冲动，倾向于扩大预算支出规模。本文借鉴希瑞克斯和迈耶斯模型来描述政府预算决定过程，第t年的预算为Bt，对于t+1年的预算要求为：

式（1）表示预算为增量预算，预算报价与效率毫无关系。内阁会议收到报价后，会按适当比例减少这些报价来实现最后的分配，最后达成的预算可以写成式（2）：

式（2）中，如果a＞γ，预算会随时间而增加，其增长与需求关系不大，因此即使支出是从一个可以接受的水平开始，支出也有可能变得过大；当a＜γ，预算随时间减少。从图2可以看出，我国本期的财政支出规模在上期财政支出规模的基础上有一个支出惯性，基本上可以根据上年度的政府支出规模预测本年度的政府支出规模。

图2 政府财政支出规模惯性

3.分权下地方政府竞争和模仿与政府支出规模。“利维坦假说”表明，财政分权通过税收竞争和政治参与两个途径约束政府支出规模。在以GDP考核为中心的绩效考核体系下，地方政府为了增加GDP能采取的主要措施是扩大政府支出尤其是经济性支出，以政府的力量推动经济增长，从而推动政府规模的扩张。另一方面，为了吸引外资和民间投资，地方政府会加大本地区公共产品和服务的供给，为了获得选民的支持，地方政府间也会形成模仿，根据相邻地区公共产品和服务水平增加本地区公共产品和服务水平。

（二）政府规模省际空间分布演进

改革开放以来中国进行了多次财政体制调整，分析政府规模省际空间分布演进时，我们主要集中分析分税制改革之后的政府规模空间分布，图3表明在1994～2011年期间，中国大陆28个省份政府规模的Moran I指数均为正值，地方政府规模存在显著正的空间自相关，在分析地方政府规模扩张因素时不应忽视地区间的空间相关性。

图3 省级政府规模Moran I指数

从图4Moran's I散点图可以看出我国各省政府规模是以高—高聚集和低—低聚集分布为主。贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆处在政府规模的高—高集聚区，其政府规模水平高于平均水平；北京、天津、辽宁、江苏、浙江、湖北等处在低—低聚集区，其政府规模都低于均值，而与他们相邻的省份的政府也低于均值。内蒙古、湖南和广西处在低—高聚集区，说明这一聚集区的省份，其政府规模都低于均值，而与它们相邻省份的政府规模都高于均值，因此它们受到周边省份规模扩张的带动。海南处在高—低聚集区，其政府规模高于均值，而与它们相邻的省份政府规模都低于均值。

图4 Moran I散点图

三、影响政府规模扩张的实证分析

（一）计量模型和变量选择

我们采用以下动态空间面板Durbin模型：

式（3）中，i表示地区，t表示年度，αi为个体固定效应，νt为时间固定效应，误差项εit服从N（0，σ2）分布。W 为空间权重矩阵，本文采用简单的0～1矩阵，若地区i和地区j边界相邻，W 中的元素Wij的值为1，否则为0。τ为滞后项系数，ρ为空间滞后项系数，δ为空间滞后项的滞后项系数。gov为地方政府规模，本文采用各省预算内财政支出占GDP比重测度gov；X 表示影响地方政府支出规模的驱动因素，主要包括：（1）财政分权（fde），借鉴乔宝云的测度方法测度；（2）不变价实际人均GDP（rjgdp），1993年不变价人均GDP，该指标用来检验瓦格纳法则；（3）民营化进程或市场化程度（soe），以非国有工业企业工业总产值占工业企业总产值比重测度；（4）对外开放度（open），以进出口总额占GDP比重测度，由于进出口额以美元标价，采取年度美元兑人民币中间价折算；（5）城镇化率（urban），以非农业人口占总人口比重测度，反映城镇化进程对公共产品和服务需求的影响；（6）人口规模（pop），该指标用来检验人口规模对公共产品和服务的需求。滞后项用来刻度财政支出对过去年度的依赖性，近似反映政府的预算特征，如果地方政府支出对过去依赖性较大且显著，预算便呈现出增量预算的特征。

如果τ+ρ+δ显著小于1，则该模型是稳定收敛的，可以采用拟极大似然估计（quasi-maxmimum likelihood，QML）进行估计；如果τ+ρ+δ显著大于1，则该模型是发散的（explosive）；如果不能拒绝τ+ρ+δ=1，则该模型可以看成是空间协整的。当模型是非稳定的，即发散的或空间协整的，则要对原始数据进行一阶差分变换再采取QML 估计。本文估计程序来自Ehorst 提供的matlab程序［25］（P95-117）。

（二）数据样本选择

本文研究样本期间为1994～2011年全国除四川、重庆和西藏外大陆28个省级数据。数据分别来自新中国五十年统计资料、新中国五十五年资料汇编、历年工业经济统计年鉴，中国财政年鉴，中国人口统计年鉴和中国农业统计年鉴以及中经网和国研网等数据库，其中GDP 根据统计数据进行了调整。

（三）估计结果

表1报告了各影响因素对地方政府支出规模影响的动态空间面板Durbin模型和普通空间面板Durbin模型估计结果，后文分析主要以动态空间Durbin面板模型结果进行分析。空间滞后LR 检验统计量为40.360 1，概率为0.0000，表明采用空间动态面板模型更合适；时间固定效应检验值为4.767 0，概率为0.0000，表明在个体固定效应基础上需要考虑时间固定效应；空间Durbin wald检验值为23.617 3，概率为0.000 6，表明动态空间面板Durbin 模型更适合；τ+ρ+δ=1 的检验值为3.763 7，概率为0.052 4，表明在5%的显著水平下可以拒绝该模型是空间协整的，且τ+ρ+δ=0.889 1，显著小于1，模型是稳定的，可以直接采取QML进行估计。

1.地方政府竞争与模仿对政府规模的影响。空间滞后项系数ρ 的估计值为0.181 6，在1%的显著水平下显著，空间滞后项的滞后项系数δ的估计系数为0.123 7，在5%显著水平下显著，地方政府之间在政府支出规模上表现出来的更多是模仿而不是竞争。相邻地区当期的政府支出规模扩张1%，会导致本地区的政府规模扩张0.18%，相邻地区上年度的政府支出规模扩张1%，会导致本地区当年政府支出规模扩张0.12%，本地政府决定支出规模时会参考相邻地区上年度及当年政府规模。

表1 地方政府规模影响因素动态空间Durbin面板模型估计结果

2.财政分权对政府规模影响分析。财政分权度提高1%，地方政府支出规模会扩张0.97%，财政分权非但没能遏制政府规模的膨胀，反而推动了政府规模扩张，该时期“利维坦假说”并不成立，在我国，财政分权下地方政府竞争的动因中，虽然税收竞争激烈，政府会担心居民“用脚投票”，搬离自己所管制的区域，但由于中国的户籍制度对居民的迁徙进行了限制，且政府除了税收还能通过各种非税收入来满足自身的开支，因此，在我国税收竞争对政府规模的遏制作用有限。另一方面，在GDP 考核下，地方政府为了发展本地经济，往往通过增加政府经济性支出来拉动经济增长，地方政府支出自主权越大，其利用财政资金推动经济增长的可能性就越高，从而加剧财政支出规模膨胀趋势。

3.预算机制对政府规模影响分析。滞后项的系数τ显著为正，上期预算机制依赖性使得政府规模本期会扩张0.58%。

4.需求对政府规模影响分析。人均GDP 和人口对政府规模的影响显著呈负，人均GDP 越高的地区，政府规模反而越小，但并不能据此否认我国“瓦格纳”法则的适用性。多方面的原因导致了这个结果，一方面，我国公共产品和服务是政府主导型供给机制，而不是需求导向供给机制；另一方面，国家的财力有限，不能一一满足居民的公共产品和服务的需求。人口规模对政府规模影响为负，人口集聚的规模效应高于其需求效应使得人口集聚反而导致政府支出规模缩小。城镇化对政府规模的影响并不显著，一方面是因为城镇化扩大了居民对公共产品和服务的需求；另一方面，城镇化又使得公共产品和服务的供给呈现规模效益，两种效应相互作用导致影响并不显著。

5.市场化程度和对外开放对政府规模影响分析。市场化程度与政府规模呈现显著正相关关系，市场化程度增加1%，政府规模则扩张0.01%，对外开放程度对政府规模无显著性的影响。

（四）总效应分解

当引入空间因素和滞后项之后，由于空间溢出效应和时间因素的存在，解释变量对被解释变量的影响不能只看解释变量的估计结果，而应该考虑空间回归系数及滞后项系数。动态空间面板模型可以将解释变量效应分解为长期效应和短期效应，无论是短期效应还是长期效应都可以分解为直接效应和间接效应。表2报告了各影响因素对政府支出规模影响的短期效应和长期效应，及短期和长期总效应的分解。

表2 短期和长期总效应分解：直接效应和间接效应测度

1.财政分权短期和长期效应分解。从短期来看，财政分权直接效应显著为正，对政府规模扩张的直接影响系数为0.943 5，间接效应为-0.533，短期总效应显著为正，财政分权短期导致了政府规模的扩张。长期而言，财政分权的直接效应显著为正，其影响力达到2.457 4，而间接效应和总效应不显著为正，表明长期而言财政分权对政府支出规模扩张影响甚微。

2.经济发展水平短期和长期效应分解。对于经济发展水平而言，短期它对政府规模扩展的直接效应、间接效应和总效应都显著，总效应的影响系数为-0.239 1，短期人均GDP 对政府规模产生负向影响，主要是经济发展水平的直接效应带来的，这与前文得出的结论一致。从长期来看，经济发展水平对政府规模扩张的直接作用显著，间接效应和总效应皆不显著，长期人均GDP的提高对政府规模扩张无实质影响。

3.其他因素的短期和长期效应分解。市场化程度的提高和人口对政府支出规模当期效应显著，但市场化程度的提高会促进政府支出规模的扩大，而人口却对政府支出规模起到了抑制的作用；但二者无论是短期还是长期累积效应都不显著。城镇化和对外开放度对政府支出规模的当期效应以及长短期效应皆不显著。

四、结论

本文利用动态空间面板Durbin模型实证检验了财政分权、经济发展水平、市场化程度、预算机制、对外开放度和城镇化水平对地方政府规模的影响，研究表明：（1）地方政府间在政府规模上更多是模仿而不是竞争；本地政府在决定支出规模时会参考相邻地区上年度的政府规模来进行确定，并受相邻地区当期政府支出规模的影响。（2）中国并不存在利维坦假说，财政分权没能遏制地方政府规模膨胀趋势，反而推动了地方政府规模扩张。短期而言，财政分权导致了地方政府规模扩张；长期来看，财政分权并未显著推动地方政府规模扩张。（3）增量预算特征导致了地方政府规模扩张，地方政府规模扩张具有明显路径依赖特征。（4）瓦格纳法则在样本期间并不存在，人均GDP和人口对政府规模的影响显著为负，城镇化对地方政府支出规模扩张无显著影响，总体上需求并未导致政府规模的快速膨胀。（5）市场化程度促进了政府规模的扩张。从短期来看，直接效应、间接效应和总效应都为正，但是效果不显著；长期来看，市场化程度对政府规模的扩张有正向的推动力，可效果亦不甚显著。总体上对外开放度对政府规模扩张无显著影响。

通过本文研究，我们认为政府可以通过以下方面的改革来约束政府规模的膨胀：第一，推进预算编制改革，改变基数加增长的增量预算编制方式，全面实施零基预算；第二，改变现有以GDP为核心的政绩考核方式，促进地方政府良性竞争。

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