公共支出与经济增长关系的新视角
一、引 言
19世纪末以来，瓦格纳（Wagner）等著名的学家就开始了公共支出与经济之间关系的研究。而后，许多学者对这方面展开了深入研究。Musgrave(1969)[1]对公共支出增长模型进行了深入探讨。Arrow、Kurz(1970)[2]也在构造公共支出模型上做出了开创性的贡献。
而长期以来,公共部门支出对经济增长的效应问题在理论界一直存在较大分歧。一部分学者认为,公共支出与经济增长呈负相关。Barth和Bradley(1987)[3](783-792)利用16 个OECD 国家1971至1983 年数据,发现真实GDP 的增长与政府消费支出占GDP 的比例负相关。然而，也有很多学者发现,公共支出与经济增长呈正相关。Ram(1986)[4］(191-203)利用115 个国家1960至1980年的数据对政府规模、公共支出和经济增长的关系进行了测算,发现政府消费性支出的系数为正,政府规模、公共支出对经济增长具有正影响,并且这种正效应在发展家更显著。Barro(1990,1991)[5](407-444)通过把政府支出纳入总生产函数,在政府支出不变的情况下，其模型中资本具有收益递增性，但是公共支出与私人投资共同带来了是规模收益不变，因此认为公共支出与经济增长之间是正相关。此外，还有观点认为,公共支出与经济增长不相关。Kormendi和Meguire (1985)[6］(141-164)利用从1961到1980年47 个国家的样本,研究了宏观经济因素与经济增长之间的关系,得出经济增长与劳动和投资直接相关,而真实GDP 的平均增长率与政府消费支出占GDP 比例及其增长率没有显著的关系。
近年来国内学界对该问题也有深入研究,龚六堂、邹恒甫(2001年)[7]通过建立动态随机模型讨论政府支出的增长与波动对经济增长的影响，得出了政府的资本性开支的增长对经济增长没有显著的影响,经常开支可以促进经济增长;而政府资本性支出与经常性支出的波动对经济增长是负影响。郭庆旺等人（2003年）[8]重点对财政支出结构进行探讨，通过对财政生产性支出和财政非生产性支出的实证分析，认为政府公共支出总规模与经济增长呈负相关,而政府公共支出中的生产性支出与经济增长呈正相关。庄子银等人(2003 年)[9］提出了“调整成本”的概念,通过对中国公共支出与经济增长进行实证分析，得出由于预算外公共支出迅速膨胀,中央财政能力削弱,由此引起公共支出的调整成本急剧上升,从而对经济增长产生了负效应。然而，刘进等人（2004）[10]则提出不同观点，根据时间序列分析方法得出我国公共支出、公共投资对经济增长有正向影响，且累积效应和相关滞后性较为明显。
本文通过构建理论分析框架，提出三个假说对新古典经济增长模型进行简单扩展，以此建立了较为完整经济增长计量模型，并利用面板数据（Panel Data）的方法对1991至2003年中国14个省份的数据进行了实证检验，来考察公共支出的对经济增长的影响。本文的结构安排如下：第二部分提出理论分析框架，通过三个假说建立理论模型，第三部分通过建立计量模型进行实证分析，第四部分是结论。
二、理论框架
假说一：地区经济非国有化的程度越高则该地区经济增长率越高
改革开放以来，中国经济的高速增长伴随着非国有化进程的发展，从集体的承包改制，到个体工商户，再到私有经济成为经济的重要组成部分。而这一过程也正是中国经济市场化过程的一部分。非国有经济的发展，作为资源重新配置的结果，意味着整个改革和发展过程就是一个通过市场机制发挥作用的过程，一个使中国经济比较优势得以发挥的发展过程。同时非国有经济发展迅速，在国民经济中的份额和对经济增长的贡献也逐年增加。综上，地区经济的非国有化程度越高,就可能在一定程度上更快地提高地方经济的资源配置效率和国有企业的组织效率,因而更快地推动地方的经济增长。
假说二： 地区经济对外开放程度越高则该地区经济增长率越高
对外开放表现为资本和商品的国际流动。外商直接投资（FDI）的流入、进出口贸易都与地区经济的开放程度关系紧密。地区经济开放程度的加深将使地区经济在全球经济中根据其比较优势进行分工，这是一种有效的市场资源配置。在新古典经济增长模型中,FDI 可以增加东道国的资本积累,提高资本形成率和产出水平。[11]而新经济增长理论则强调了资本投入和资本深化产生知识积累从而内生出长期的经济增长(Romer , 1986)。[12］(103-137)并且，FDI 则可能对东道国的产业具有技术方面的正外部效应,深化地区经济结构，提高地区经济再创新能力，促进经济增长。
假说三：地区公共财政体制越完善则地区经济增长越快
公共财政体制的真正建立是市场经济制度成熟的前提之一。政府的主要职能是提供公共物品。然而，如果政府对经济参与度过高，一方面政府的大量投资可能对私人部门造成“挤出效应”（crowding out）， 另一方面也会降低市场机制在资源配置中的基础作用，从而降低经济效率，并且可能带来寻租和腐败行为。
而公共财政体制要求，只有当出现市场失效的时候，政府进行市场干预造成的社会成本低于原有的社会福利损失，政府才进行经济的调控。公共财政体制能够一定程度上保证政府不去人为地扭曲经济的运行，确保经济发展达到均衡的目标。对于当今高储蓄率的中国经济，国民对住房、养老和的考虑使得居民消费的增长缓慢，因而政府消费性支出对内需是一个较大的补充，对经济发展有正面影响。同时公共支出对资本品的适当消费，如基础设施等公共物品，对整体经济会有正的外部性。而转移性支付一定程度上能够缓解社会公平问题，对经济发展起到润滑剂的作用，促进社会稳定，经济和谐发展。所以，公共财政体制的完善将给地区经济发展带来公共部门的制度约束，一定程度上规范政府行为,发挥市场机制资源配置的基础作用，使经济向均衡运行，带来地区经济长期稳定的增长。
综上三个假说，一个简单的理论分析框架基本形成。在实证分析中，我们将根据非国有经济、经济对外开放程度和公共财政（公共支出）三个角度，设置相关变量，建立解释经济增长计量模型，从而得出公共支出(消费性支出和转移性支出)与经济增长的真实关系。
三、实证分析
(一)模型设定
根据新古典增长模型，以经典的索罗模型（Solow ,1956）[13］(65-94)为模型框架，本文对Y=F(K，L) 进行简单扩展，得到
索罗增长模型的生产函数说明产出取决于资本存量和劳动力，而我们把资本部门扩展为以下三种资本存量，私人部门向经济投入的资本存量K1(t)；外部经济流入的资本存量K2(t)；政府公共部门向经济投入的资本存量K3(t)。并且本文设定劳动部门供给为L(t) 。
结合第二部分理论分析框架的三个假说，我们根据方程（1），建立以下两个计量模型。模型将解释宏观经济因素尤其是公共支出（消费性支出和转移性支出）对经济增长的影响。模型1主要考察的是解释变量公共支出（GE）对被解释变量国内生产总值（GDP）的影响。模型2中，我们将公共支出分解为消费性支出（GPE）和转移性支出（GTE）,主要考察它们与被解释变量国内生产总值（GDP）之间的相关性。两个模型均采用对数-对数模型，主要描述的是变量之间的相对变化，即解释变量每变动一个百分点，被解释变量将会变化几个百分点。模型中的变量都作取对数的处理。
模型1：lnGDP=β0+β1lnPR+β2lnFDI+β3lnTIE+β4lnGE +β5lnL +ε
模型2：lnGDP=β0+β1lnPR+β2lnFDI+β3lnTIE+β4lnGTE+β5lnGPE +β6lnL+ε
模型中GDP指地区经济的国内生产总值，用以描述经济增长。PR指地区经济中非国有经济产值占国民经济总产值的比例，方程的系数用以描述私人部门对地区经济增长的影响。FDI指外商直接投资额，TIE指进出口贸易额，两者的方程系数用以描述外部经济对地区经济发展的影响。GE指政府部门的公共支出，GPE指公共支出中的消费性支出，GTE指公共支出中的转移性支出，三者的方程系数用以说明公共部门支出与地区经济增长的相关性。L指各地区经济中就业人口数，用以描述劳动部门的供给。ε为计量方程随机扰动项。
(二)数据说明
本文所采用的宏观数据主要来自《中国统计年鉴》（1992—2005），《中国财政年鉴》（1992—1996）以及国家统计局国民经济综合统计司编撰的《新中国五十五年统计资料汇编》（中国统计出版社，2005）。本文使用了北京、河北、山西、辽宁、吉林、上海、江苏、福建、山东、湖北、广东、四川、云南和陕西的14个省区从1991—2003年的面板数据（Panel Data）,包括了各地区历年国内生产总值、实际利用外商直接投资额、进出口总额、各地区财政支出、全部国有及规模以上非国有总产值、规模以上国有及国有控股企业总产值、各地区就业人员数。
在所采用的面板数据中，时间序列部分采用了从1991—2003年的宏观数据，主要是考虑数据的获取问题，一方面由于2005年《中国统计年鉴》未提供2004年“按地区分外商投资额”，另一方面1997年以前的《中国统计年鉴》未提供各省区详细的财政支出细目，而能够提供这部分数据的《中国财政年鉴》从1992年才开始出版，所以时间序列部分采用了1991到2003年的数据。横截面部分之所以采用了北京、河北、云南、陕西、吉林、广东、福建等14个省区的数据，主要考虑这14个省区的覆盖了中国东南西北中各个地区，在市场经济制度的发展程度、社会经济发展速度和社会人文环境等各方面基本上能够代表了中国经济发展历程与现状，具有较强的说服力。
需要特别指出的是，整理得到的历年各地区国内生产总值(GDP)、公共支出（GE）、消费性支出（GPE）和转移性支出（GTE）还根据2005《统计年鉴》中以1985年为基年的居民价格消费指数CPI进行了平减以获得可比数据。并且，数据汇总表中国内生产总值(GDP)的单位为亿元。外商直接投资额(FDI)、进出口总额(TIE) 的单位为万美元。公共支出（GE）、消费性支出（GPE）和转移性支出（GTE）的单位均为万元。就业人口数（L）的单位为万人。经济非国有化程度(PR)为比例值。最后，我们对所有变量数据进行取对数处理。表1 给出了模型1和模型2主要变量说明以及描述性统计。
(三)实证检验
针对本文中的两个面板数据模型，我们首先对数据处理方法进行判定。在确定使用固定效应模型（FEM）或者随机效应模型（REM）上，Hausmen Test是常用的判定方法。[14］(1251-1271)而本文中我们使用Jeffrey M. Wooldridge所提出的关于Hausman Test 的F检验的扩展变形。［15]原假设为未观测的效应与每个解释变量无关，即随机效应模型优于固定效应模型。我们通过数据得到，对于模型1，关于Hausman Test 的F检验值为0.98062。对于模型2，关于Hausman Test 的F检验值为1.0641。两者在1%的显著水平上均无法拒绝原假设，即对于模型1和模型2，随机效应模型（REM）是相对较好的回归估计方法。
基于计量模型1和模型2，我们采用GLS广义最小二乘法，运用横截面的随机效应模型（Random Effects）对面板数据(Panel Data)进行估计，回归模型1和模型2的回归结果分别在表2中给出。
(四)结果分析
模型1的实证检验结果中，方程调整过的拟合优度（Adjusted R-squared）达到0.908，拟合效果较好，并且各个解释变量都在5%的水平上显著。而模型2的实证检验结果中，方程调整过的拟合优度达到0.909，方程的解释能力较强，各个方程变量都在5%的水平上显著。综合两个模型的回归结果，我们得出以下三点实证分析结论。
（1） 在中国的转型经济中，整体性的公共支出对经济增长有显著的正向影响。在其他变量不变的情况下，公共支出每变动一个百分点，则国内生产总值将变动0.645个百分点。
（2） 对于中国经济，公共支出中的消费性支出与经济增长呈现显著的正相关关系。其他变量不变的情况下，消费性支出每变动一个百分点，则国内生产总值也将变动0.577个百分点。然而，公共支出中的转移性支出与中国经济增长之间具有非常弱的正相关关系, 转移性支出每变动一个百分点，则国内生产总值仅仅将变动0.078个百分点。
（3） 根据本文的研究框架，实证检验结果证实了在中国的转型经济中，地区经济的非国有化程度、外国直接投资、公共支出和劳动部门供给都对经济增长有正向作用，其中公共支出的影响作用相对较大。这也基本验证了前文所提出的三个基本假设。另外，对于回归结果中进出口总额与经济增长出现负相关，我们认为主要是由于进出口总额相对而言受国际宏观经济、全球市场需求波动和汇率因素影响较大。
四、结 论
本文得出的实证检验结论有以下两点政策意义。
第一，在宏观调控政策方面，对于当前的中国转型经济，公共支出的变动对经济增长还是有较大的作用，尤其是消费性支出。这是因为，中国经济内需不旺，农村消费市场启动缓慢，经济增长很大程度上还是依靠投资拉动，而政府的消费性支出(包括对产品、服务和资本品的消费)恰恰是其中举足轻重的力量。然而，对此我们应该有清醒的认识，尽快完成公共财政制度的建设是中国真正确立市场经济体制的关键步骤之一。
第二，政府部门应当重视并发挥好公共支出中转移性支出的功能。实证检验结果说明了中国的转移性支出与经济增长之间极弱的正相关关系，从另一个角度而言，这说明了中国经济经历多年连续高速增长的同时，转移性支出的增长并不明显。而转移性支出恰恰是公共部门缩小社会收入差距的重要手段。因此，这也从侧面验证了当今中国基尼系数偏高、收入差距扩大的客观事实。[16]
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注 释：?
①《中国统计年鉴》中规模以上指年产品销售收入在500万元以上。由于1998年及以后年份，工业统计调查范围由按隶属关系划分，改变为按企业规模划分。因此，《中国统计年鉴》的统计口径有过变化，1998以前用的是乡及乡以上工业企业为口径的工业产值而没有规模以上口径的工业产值，对于1998以前的PR值，我们以乡及乡以上企业口径的工业产值进行计算。?
主要：?
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