地方政府支出規(guī)模、支出結(jié)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂

賈俊雪 余芽芳 劉 靜

一、引言

改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)一直保持著持續(xù)高速增長的態(tài)勢,但與此同時(shí),區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長的差異性也呈現(xiàn)出不斷擴(kuò)大的趨勢,并日益成為制約我國長期可持續(xù)發(fā)展的一個(gè)重要因素[1]。因此,深刻揭示區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異的主要成因,從而明確區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的著力點(diǎn),更好地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展,就成為我國政界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的一個(gè)重要問題。

林毅夫、劉培林在考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略對勞均資本積累、技術(shù)進(jìn)步進(jìn)而對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂影響的基礎(chǔ)上指出,經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異的影響至關(guān)重要。[2]王小魯、樊綱則認(rèn)為,資本、勞動(dòng)力和人力資本在區(qū)域間的流動(dòng)和配置、市場化和城市化進(jìn)程以及農(nóng)村工業(yè)化發(fā)展水平是我國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)差異變動(dòng)趨勢的主要推動(dòng)力。[3]徐現(xiàn)祥、舒元詳細(xì)考察了物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)轉(zhuǎn)移的影響,認(rèn)為物質(zhì)資本主導(dǎo)著我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的趨同與差異。[4]郭慶旺、賈俊雪利用趨同核算分析框架考察了各種因素對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同與差異的貢獻(xiàn),認(rèn)為引發(fā)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異增大的主要因素為勞動(dòng)力市場表現(xiàn)、物質(zhì)資本投資和人力資本投資,資本邊際收益遞減和技術(shù)擴(kuò)散引發(fā)的趨同效應(yīng)有助于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異縮小。[5]

上述研究有助于澄清導(dǎo)致我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異的主要?jiǎng)右?但令人遺憾的是,這些研究都忽略了地方政府行為在其中發(fā)揮的重要作用。改革開放以來,伴隨著我國財(cái)政分權(quán)化改革的逐步深入,地方政府在政府縱向結(jié)構(gòu)中的地位和作用日益增強(qiáng)(2009年地方財(cái)政支出占財(cái)政總支出的比重達(dá)到80.1%),成為地區(qū)經(jīng)濟(jì)乃至全國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要推動(dòng)力量。[6]但另一方面,不合理的分權(quán)水平以及過分強(qiáng)調(diào)GDP的干部考核和選拔體系也導(dǎo)致地方政府行為極度扭曲,成為目前我國諸多經(jīng)濟(jì)問題的重要根源。[7]事實(shí)上,王永欽等認(rèn)為,我國的財(cái)政分權(quán)化改革總體上強(qiáng)化了地區(qū)間競爭,且由于東部地區(qū)較中西部地區(qū)在資源稟賦、地理環(huán)境和財(cái)力上有著更為明顯的優(yōu)勢,因而從中獲取了更大的增長績效。[8]張晏和龔六堂對我國財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn),較中西部地區(qū)而言,東部地區(qū)更能獲得財(cái)政分權(quán)的積極效應(yīng),這加劇了地區(qū)差距。[9]不過,這些研究并沒有明確給出關(guān)于地方政府行為在其中發(fā)揮作用的具體經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文以1985—2009年間省級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),系統(tǒng)考察地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂的影響,深刻揭示地方政府在我國經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展中的重要作用。本文不僅估算了一個(gè)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型,而且考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長可能具有較強(qiáng)的路徑依賴和空間相關(guān)性,還特別估算了一個(gè)動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型。為了更好地校正內(nèi)生性問題以增強(qiáng)本文研究結(jié)論的準(zhǔn)確性,我們分別利用異方差和自相關(guān)有效的兩步廣義矩估計(jì)(HAC-GMM)以及阿雷拉諾、博韋爾(A rellano and Bover)[10]和布倫德爾、邦德(Blundell and Bond)[11]提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(System GMM)方法估算了靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型。此外,為了深入揭示不同地區(qū)地方政府的行為差異以及1994年分稅制改革的影響,我們還特別考察了地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)的跨地區(qū)和跨時(shí)差異。

二、計(jì)量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)描述

本節(jié)首先依據(jù)已有理論文獻(xiàn)與中國現(xiàn)實(shí)給出計(jì)量模型設(shè)定,然后對本文使用的數(shù)據(jù)進(jìn)行簡要統(tǒng)計(jì)描述。

(一)計(jì)量模型設(shè)定

考慮到我國各地區(qū)的地理環(huán)境、資源稟賦、風(fēng)俗習(xí)慣等存在著較大差異,這些難以準(zhǔn)確度量的因素會對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同程度的影響。為了校正這種異質(zhì)性帶來的估算偏誤,本文在薩拉-伊-馬丁(Sala-i-M artin)[12]以及郭慶旺、賈俊雪[13]研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建如下形式的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型:

其中,git為實(shí)際人均GDP的五年移動(dòng)平均增長率,yit為期初實(shí)際人均GDP,參數(shù)β捕捉了經(jīng)濟(jì)收斂情況:β＜0意味著區(qū)域經(jīng)濟(jì)為收斂的,否則為發(fā)散的。L git為地方政府支出變量,我們不僅考慮了地方政府支出規(guī)模(用財(cái)政支出比率即財(cái)政支出占GDP的比值度量),還特別考慮了地方政府支出結(jié)構(gòu),用農(nóng)業(yè)支出、文教科衛(wèi)支出、社會保障支出和行政管理支出占財(cái)政總支出的比重加以度量。同時(shí),引入地方政府支出變量與期初實(shí)際人均產(chǎn)出的交互項(xiàng)[L git×Ln(yit)]以捕捉地方政府支出行為對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的影響。若交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù),表明地方政府支出行為有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂,反之則不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。Xit為控制變量,ηi為個(gè)體效應(yīng),ηt為時(shí)間效應(yīng),εit為誤差項(xiàng)。

對于控制變量Xit,依據(jù)已有文獻(xiàn)與中國現(xiàn)實(shí),我們主要考慮如下變量:(1)物質(zhì)資本投資比率即省份固定資產(chǎn)投資占GDP的比值;(2)人力資本投資,用普通初、高等學(xué)校在校生人數(shù)占勞動(dòng)力人數(shù)比重加以度量;(3)所有制結(jié)構(gòu),用國有單位職工數(shù)占勞動(dòng)人數(shù)的比重加以度量;(4)經(jīng)濟(jì)開放度,用進(jìn)出口總額占GDP的比值加以度量;(5)工業(yè)化程度,用工業(yè)增加值占GDP的比值加以刻畫;(6)勞動(dòng)力變量,用勞動(dòng)力人數(shù)占人口總數(shù)的比值加以刻畫,以反映勞動(dòng)力市場表現(xiàn)包括就業(yè)率、勞動(dòng)參與率變化的影響。

(1)式給出的固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型是一個(gè)靜態(tài)模型(記作模型1),但現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程,不僅取決于當(dāng)前因素,還與過去因素有關(guān)。這意味著靜態(tài)模型可能存在著動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)引發(fā)的內(nèi)生性問題,從而導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)的有偏和非一致性[14][15]。而且,資源流動(dòng)和貿(mào)易交往也會導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有很強(qiáng)的相互影響,這種空間相關(guān)性同樣會因內(nèi)生性問題而導(dǎo)致估算結(jié)果有偏。為了更好地校正內(nèi)生性問題,我們進(jìn)一步考慮如下形式的動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型(記作模型2):

其中,W為空間權(quán)重矩陣,采用地理相鄰空間權(quán)矩陣設(shè)定,即依據(jù)兩個(gè)省份是否有共同邊界來設(shè)定:第i個(gè)省份和第j個(gè)省份若有共同邊界則權(quán)重設(shè)為1,否則為0,在具體估算過程中,將空間權(quán)矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,使得矩陣每行元素的總和等于1。

(二)數(shù)據(jù)描述

本文使用的是1985—2009年間我國29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)。①我國目前除港、澳、臺外共31個(gè)省份,由于重慶成為直轄市時(shí)間較短,我們將重慶市的數(shù)據(jù)加入四川省來考慮。此外,由于數(shù)據(jù)問題,我們也沒有考慮西藏自治區(qū)。這樣,我們主要考慮29個(gè)省份。其中東部省份包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部省份包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部省份包括內(nèi)蒙古、四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。數(shù)據(jù)主要來源于《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。表1給出主要經(jīng)濟(jì)變量的統(tǒng)計(jì)性描述。

表1 主要經(jīng)濟(jì)變量的統(tǒng)計(jì)描述

由表1可以看出,一方面,在整個(gè)樣本期內(nèi),我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出較快的增長勢頭,但也存在著較為明顯的差異性,體現(xiàn)在人均產(chǎn)出增長率均值為9%,標(biāo)準(zhǔn)差為1%。其中,東部地區(qū)增長最快,中西部地區(qū)增長及其差異性較為接近。具體到不同時(shí)期,情況有所不同:1985—1993年即財(cái)政承包制期間,地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長較慢且差異性較大;1994年分稅制改革以來則呈現(xiàn)加速增長態(tài)勢,中西部地區(qū)增長較快但差異性也較為突出。另一方面,我國地方政府支出規(guī)模呈現(xiàn)出較大的地區(qū)差異性(地方財(cái)政支出比率的樣本均值為0.17,標(biāo)準(zhǔn)差為0.15),其中中部地區(qū)政府支出規(guī)模較小;文教科衛(wèi)支出比重最高,行政管理支出比重次之,農(nóng)業(yè)支出和社會保障支出比重較小。東、中、西部地區(qū)以及不同的子樣本期內(nèi),地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)有所不同,但整體格局并未發(fā)生根本性變化。

接下來的問題是,我國地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與收斂會產(chǎn)生怎樣的影響?這些影響的程度有多大?本文不僅要澄清這些影響,更為重要的是試圖從中觀察出我國地方政府財(cái)政支出行為是否科學(xué)合理,進(jìn)而提出改革建議。

三、實(shí)證結(jié)果

本節(jié)首先給出靜態(tài)模型的估算結(jié)果,然后給出動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型的估算結(jié)果(見表2),并依據(jù)這些結(jié)果考察地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和收斂的影響。

(一)靜態(tài)模型估算結(jié)果

表2中的模型1a和1b給出了地方政府支出規(guī)模經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)的靜態(tài)模型估算結(jié)果。其中,模型1a是為了校正省份異質(zhì)性帶來的估算偏誤而采取的固定效應(yīng)模型。但個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)的引入并不能完全解決內(nèi)生性問題。原因在于,樣本期內(nèi)一些地區(qū)異質(zhì)性因素也會發(fā)生明顯改變,因此,估算結(jié)果可能會因遺漏變量問題而存在明顯偏差。為此,本文采用工具變量法進(jìn)一步校正內(nèi)生性問題。模型1b給出相應(yīng)的HACGMM估算結(jié)果,其中物質(zhì)資本投資比率、人力資本投資、勞動(dòng)力變量、工業(yè)化程度、經(jīng)濟(jì)開放度和地方財(cái)政支出比率及其與期初人均產(chǎn)出的交互項(xiàng)設(shè)定為內(nèi)生變量,并以這些變量的滯后1期作為工具變量。由Hansen過度識別檢驗(yàn)可知,我們構(gòu)造的工具變量總體上是有效的。

表2 地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)收斂性效應(yīng)的估算結(jié)果

續(xù)前表

對比模型1a和1b可以看出,當(dāng)利用工具變量法校正了解釋變量可能存在的內(nèi)生性后,估算結(jié)果出現(xiàn)了較為明顯的變化。事實(shí)上,模型1b的估算結(jié)果表明,1985—2009年間,我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)存在著較為明顯的收斂性,體現(xiàn)在期初人均產(chǎn)出的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。地方政府支出規(guī)模增加不僅有助于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長,也有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂,表現(xiàn)在地方財(cái)政支出比率及其與期初人均產(chǎn)出交互項(xiàng)的回歸系數(shù)分別為正值和負(fù)值,且具有較好的統(tǒng)計(jì)顯著性。

進(jìn)一步,我們考察地方政府支出結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂的影響,模型1d給出相應(yīng)的HACGMM估算結(jié)果。其中,物質(zhì)資本投資比率、人力資本投資、勞動(dòng)力變量、工業(yè)化程度、經(jīng)濟(jì)開放度以及地方政府支出結(jié)構(gòu)變量及其與期初人均產(chǎn)出的交互項(xiàng)設(shè)定為內(nèi)生變量,并以這些變量的滯后1期作為工具變量。相應(yīng)的Hansen檢驗(yàn)表明,模型設(shè)定同樣是可取的。模型1d的估算結(jié)果表明,文教科衛(wèi)支出比重提高不僅對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用,也有助于顯著促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂;行政管理支出比重提高的影響則恰恰相反,對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂均產(chǎn)生了顯著的抑制作用;農(nóng)業(yè)支出和社會保障支出比重對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂的影響并不顯著。

(二)動(dòng)態(tài)空間模型估算結(jié)果

靜態(tài)模型(1)由于忽略了動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)以及空間相關(guān)性帶來的內(nèi)生性問題,因而可能存在較大的估算偏誤。為此,我們進(jìn)一步利用阿雷拉諾、博韋爾[16]和布倫德爾、邦德[17]提出的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)(System GMM)方法估算了動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型(2)。我們將物質(zhì)資本投資比率、人力資本投資、勞動(dòng)力變量、工業(yè)化程度、經(jīng)濟(jì)開放度以及地方政府支出變量及其與期初人均產(chǎn)出的交互項(xiàng)設(shè)定為前定變量。①我們也嘗試將這些變量分別設(shè)定為內(nèi)生變量和外生變量,但估算結(jié)果相對較差。由于兩步系統(tǒng)GMM存在較為嚴(yán)重的有限樣本偏差,本文采用的是一步系統(tǒng)GMM。關(guān)于系統(tǒng)GMM的詳細(xì)介紹,請參閱S.Bond.“Dynamic Panel Data Models:A Guide to M icro Data Methods and Practice”.Wo rking Paper 09/02,Institute fo r Fiscal Studies,London,2002.Hansen檢驗(yàn)以及A rellano-Bond AR(1)和AR(2)的檢驗(yàn)表明,模型2a和2b的設(shè)定總體較為可取。

由模型2a和2b可知,滯后1期因變量的回歸系數(shù)具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性,表明我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長存在著明顯的路徑依賴。我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有正向空間外溢效應(yīng)但顯著性不夠穩(wěn)健,體現(xiàn)在因變量空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)為正值,但在模型2b中不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。物質(zhì)資本投資以及市場化和工業(yè)化進(jìn)程對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用,人力資本投資同樣有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長但顯著性不夠穩(wěn)健,經(jīng)濟(jì)開放則不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長但影響較弱,勞動(dòng)力市場表現(xiàn)的影響則較為模糊。

與靜態(tài)數(shù)據(jù)模型估算結(jié)果有所不同,地方財(cái)政支出比率的回歸系數(shù)雖仍為正值但并不顯著,地方財(cái)政支出比率與期初人均產(chǎn)出交互項(xiàng)的回歸系數(shù)雖仍為負(fù)值但影響力度和顯著性均明顯有所減弱。這表明,在控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的路徑依賴以及空間相關(guān)性后,我國地方政府支出規(guī)模對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長并不具有顯著影響,但有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。對于地方政府支出結(jié)構(gòu)而言,由模型2b的估算結(jié)果可以看出,農(nóng)業(yè)支出比重提高對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂均具有顯著的促進(jìn)作用,文教科衛(wèi)支出比重提高同樣有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂但影響并不顯著,社會保障支出和行政管理支出比重提高則不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂但影響同樣并不顯著。究其原因,主要在于:20世紀(jì)80年代中期以來,我國地方政府在財(cái)政總支出以及農(nóng)業(yè)支出等經(jīng)濟(jì)性支出和文教科衛(wèi)等社會性支出方面采取了顯著的互補(bǔ)性競爭策略,導(dǎo)致地方政府支出行為呈現(xiàn)出明顯的趨同性[18][19],從而有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。但在社會保障和行政管理支出方面則采取了替代性競爭策略[20][21],從而對區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂產(chǎn)生了不利影響。

四、地方政府規(guī)模與結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)的跨地區(qū)與跨時(shí)差異

鑒于我國不同地區(qū)地方政府行為模式可能存在著較大差異,因此,本節(jié)進(jìn)一步將整個(gè)樣本劃分為東、中、西部三個(gè)部分,考察我國地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)的跨地區(qū)差異。另外,改革開放以來,我國財(cái)政管理體制經(jīng)歷了兩次重大變革,即20世紀(jì)80年代中期的財(cái)政承包制改革和1994年的分稅制改革:財(cái)政承包制改革確定了地方政府“剩余占有者”的地位,使額外增長的稅收大部分歸地方政府支配;1994年分稅制改革的主要目的在于扭轉(zhuǎn)中央財(cái)政在財(cái)政收入分配中的不利地位,具有較為明顯的集權(quán)特色。那么,這兩次重大體制變革對我國地方政府行為模式及其經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)具有怎樣的影響?顯然,澄清這一問題有助于我們更好地認(rèn)識和理解財(cái)政管理體制變革對地區(qū)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的影響。為此,我們將整個(gè)樣本期劃分為1986—1993年和1994—2009年兩個(gè)子樣本期,考察我國地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)的跨時(shí)差異。表3給出相應(yīng)的系統(tǒng)GMM估算結(jié)果。

表3 地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)的跨地區(qū)和跨時(shí)差異

由表3可以看出,一方面,我國地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂的影響具有明顯的跨地區(qū)差異:東部地區(qū)和西部地區(qū)地方政府支出規(guī)模增加對經(jīng)濟(jì)增長與收斂具有顯著的促進(jìn)作用,中部地區(qū)地方政府支出規(guī)模增加對經(jīng)濟(jì)增長與收斂則具有顯著的抑制作用;與全國情況相同,東部地區(qū)和中部地區(qū)農(nóng)業(yè)支出比重增加對經(jīng)濟(jì)增長與收斂具有顯著的促進(jìn)作用,但不同的是,文教科衛(wèi)支出比重顯著抑制了經(jīng)濟(jì)增長與收斂,而且中部地區(qū)的行政管理支出比重有助于經(jīng)濟(jì)增長與收斂,西部地區(qū)政府支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長與收斂則不具有顯著影響。另一方面,自1994年進(jìn)行分稅制改革以來,伴隨著我國地方政府財(cái)政支出競爭的總體弱化[22],地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂的影響總體上并不顯著。這表明,具有較強(qiáng)財(cái)政集權(quán)特色的分稅制改革在促進(jìn)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展方面并未充分發(fā)揮作用。原因很可能在于,收入權(quán)力的過分集中以及不合理的中央轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)致使我國地方財(cái)力存在明顯差異,從而制約了地方公共服務(wù)的均衡發(fā)展[23],不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂。

五、結(jié)論及政策建議

本文以1985—2009年間我國省級面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),利用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型、動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型和廣義矩估計(jì)的方法系統(tǒng)考察了我國地方政府支出規(guī)模擴(kuò)大與結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂的影響及其跨地區(qū)和跨時(shí)差異。

研究表明,在控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的路徑依賴以及空間相關(guān)性后,我國地方政府支出規(guī)模擴(kuò)大對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長不具有顯著影響,但顯著促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)收斂,農(nóng)業(yè)支出比重提高對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂均具有顯著的促進(jìn)作用,文教科衛(wèi)支出比重提高同樣有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂但影響并不顯著,社會保障支出和行政管理支出比重提高則不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂但影響同樣并不顯著。進(jìn)一步的研究還表明,我國地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂的影響具有明顯的跨地區(qū)和跨時(shí)差異:東西部地區(qū)政府支出規(guī)模擴(kuò)大有助于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂,中部地區(qū)政府支出規(guī)模擴(kuò)大則不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂;東中部地區(qū)農(nóng)業(yè)支出比重提高對經(jīng)濟(jì)增長與收斂具有顯著的促進(jìn)作用,文教科衛(wèi)支出比重提高則顯著抑制了經(jīng)濟(jì)增長與收斂,西部地區(qū)政府支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長與收斂則不具有顯著影響;1994年分稅制改革以來,伴隨著地方財(cái)政支出競爭的總體弱化,地方政府支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與收斂影響的顯著性明顯減弱。

上述結(jié)論對于規(guī)范我國地方政府行為,實(shí)現(xiàn)地方政府職能優(yōu)化,更好地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。為了更好地發(fā)揮地方政府在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展中的積極作用,中央政府應(yīng)積極深化我國財(cái)政管理體制改革,合理安排政府間財(cái)政收支責(zé)任,優(yōu)化中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu),促進(jìn)地區(qū)間財(cái)力更加均衡。同時(shí)也應(yīng)積極鼓勵(lì)在地區(qū)之間開展良性競爭,以充分發(fā)揮財(cái)政競爭機(jī)制對地方政府的激勵(lì)和約束作用,更好地矯正地方政府扭曲性行為。

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