金融發展、政府支出結構與地區經濟增長

杜宏宇，岳 軍*

(1.江西財經大學 經濟學院，江西 南昌 330013;2.山東大學 威海分校商學院，山東 威海 264209)

一、相關文獻綜述及問題的提出

關于政府支出不同組成部分的影響，人們并沒有取得一致性結論。Grier和 Tullock以及Barro認為，消費性政府支出的增加會引起人均經濟增長率下降，而生產性政府支出 (如基礎設施方面)則對經濟增長產生正效應［1－2］;但Lin對20個發達國家和42個發展中國家的分析卻發現，政府消費性支出占GDP的比重和政府非生產性支出占GDP的比重，會對經濟增長在短期內有積極作用［3］;而Kormendi和Meguire的研究則表明，實際GDP的增長率與政府非生產性支出占GDP的比例不存在顯著關系［4］。

另外，將制度因素引入對政府支出增長效應的分析，也是近年來該領域研究的一個重要特征。除一些文獻繼續像Tiebout與Oates一樣關注分權制所帶來的激勵作用會提升公共物品供給效率、促進經濟發展外［5－6］，近年來的一些文獻也發現了其負面影響。例如，Grossman使用美國數據發現，政府提供公共物品帶來的正效應會被政府支出帶來的尋租和資源錯配效應所抵消，從而對經濟發展產生不利影響［7］。在中國國內研究中，何慶光認為，中國各省域及省以下財政分權與地方公共投資之間存在長期穩定的均衡關系［8］，而傅勇的實證研究則表明，財政分權降低了基礎教育的質量，也減少了城市公共設施的供給，分權下的地方政府未能發揮規模靈活調整的優勢，對非經濟性公共物品供給產生了負面影響［9］;王新軍和賴敏暉則發現，財政分權加劇了地方政府支出結構的扭曲，在顯著提升科教文衛支出和農業支出的經濟增長效應的同時，也加大了基本建設支出和行政管理費對經濟增長的阻礙作用［10］。

本文以1999—2008年間中國31個省份的面板數據為例，將地方政府支出分為一般公共服務、科教文衛、社保和發展建設四部分，并加入地方金融發展狀況這一因素，以求進一步說明，在財政分權之后，中國四類地方政府支出的增長效應究竟如何，它們是否以及怎樣受到各地金融發展狀況的影響，其政策含義是什么。

二、金融發展影響的理論說明及模型設計

在財政分權的背景下，地區金融發展狀況至少會對政府支出及其增長效應產生三方面影響:

一是借助于金融市場所進行的政府資金融通與調節會對當地經濟發展的周期性起到杠桿作用。在經濟緊縮與擴張的不同階段，政府稅收收入與支出規模的變動往往存在不一致性。經濟緊縮階段，擴張性財政政策要求加大政府開支，但主要依靠稅收收入獲得的財政收入又是有限的，而在經濟擴張階段，情況則恰好相反。在這種情況下，發達的金融市場可以成為連接政府財政與地區經濟發展的一道橋梁，為融通和調節政府資金提供更為便捷、高效的渠道，從而緩解財政收支矛盾，加快經濟建設，并對經濟波動起到熨平作用。

二是金融發展能夠為約束政府行為提供有限的治理效應，對于政府行為的規范化、合理化以及政府決策的科學化具有促進作用。由政府舉債所產生的債權債務關系，不僅可以起到信息傳遞的作用，使政治市場的監督更為有效，而且，來自于債務還本付息的壓力，也會對充當代理人角色的政府及其構成部門起到財務約束。

三是金融發展狀況會影響政府支出乘數效應的大小。在現代經濟中，金融市場和金融機構是居民閑置收入轉化為投資和消費的中轉站，從而成為政府支出發揮乘數效應的重要支點。第一，較高的金融發展水平可以大大降低收入轉化的交易費用，加速社會資金流通，大大縮短政府支出作用于宏觀經濟的時間周期，提升政府支出的作用效果。第二，金融機構資金的流動性情況將直接影響到政府支出資金貨幣創造乘數的大小。第三，政府投資對私人投資“擠入”效應的大小，也依賴于金融發展狀況。在經濟發展的過程中，尤其是對于政府行為對經濟的滲透力較強的國家和地區而言，政府投資的擴張與收縮，往往會對私人部門的經濟行為起到“預期修正”的作用，帶動部分私人投資與消費。

為了說明各類地方政府支出的增長效應以及金融發展水平的影響，我們將被解釋變量設定為地區生產總值的增長率 (以GR表示)，由一般公共服務類、科教文衛類、社保類和發展建設類地方政府支出 (分別以PGS、PSE、PSS和PDC表示)四個變量分別作為解釋變量，用各省份金融機構人民幣存貸款合計占地區生產總值的比重 (用RDDT表示)和各省金融機構人民幣存貸款比率 (用LDR表示，LDR=金融機構人民幣貸款總額/存款總額)來衡量各地區金融發展狀況，并將其作為控制變量，然后使用中國1999—2008年10年間31個省份 (港、澳、臺除外)的面板數據加以分析。

考慮到20世紀90年代后期以來，中國社會轉型過程中，收入差距拉大以及教育、醫療等領域體制改革深化所引起的高儲蓄率現象，假定這一時期中國居民的邊際消費傾向具有遞減趨勢，據此，我們給出有待驗證的第一個假設。

假設1 在不考慮金融發展水平影響的情況下，各類政府支出雖然都對經濟增長具有顯著的積極作用，但受居民邊際消費傾向遞減等因素的影響，它們的增長效應會隨該類支出規模的增加呈遞減趨勢。

同時，在上面所給出的兩個控制變量中，RDDT和LDR各有其含義:RDDT反映了各地區的金融發展水平，通常，RDDT的值越大，表明該地區經濟的貨幣化程度越高，金融發展水平也越高，反之，較低的RDDT值則對應于較低的金融發展水平;而LDR則可以說明金融機構資金的流動性，LDR的值越大，金融機構未貸放出去的存款資金越少，其準備金水平越低，反之，LDR的值越小，金融機構自身保有的資金越多，其準備金水平越高。因此，在某種意義上講，該指標具有明顯的政策標向含義，LDR越大，意味著經濟中的貨幣擴張動力越強;LDR越小，意味著貨幣政策處于緊縮狀態之下。于是，結合前面對金融發展狀況影響的分析，可以給出假設2。

假設2 金融發展狀況會顯著影響各類政府支出的增長效應，為保持既定的經濟增長目標，提升RDDT和LDR水平可以成為增加各類政府支出的替代選擇。

為了驗證上述兩個假設，本文給出以下兩個擬合函數檢驗式:

其中，X代表PGS、PSE、PSS和PDC表示的四類政府支出，T表示兩個控制變量RDDT和LDR，i和t為省份與年份代碼，μ為殘差項。

三、中國地方政府支出增長效應實證分析

考慮到各地區經濟的慣性增長以及外來消費、投資等方面的差異性，對應于上述兩個擬合函數，我們將模型設定為常斜率變截距固定效應模型，運用Eviews軟件做計量回歸分析，可以對中國各類地方政府支出的增長效應加以說明。

1.地方政府支出的增長效應

對擬合函數 (1)做回歸分析，可以得到在不考慮金融發展影響情況下各類地方政府支出的增長效應。表1給出了由四類地方政府支出作為解釋變量時所得到的回歸系數β0和β1的取值及擬合函數的各項檢驗值。

表1 各類地方政府支出的增長效應

表1數據中，β0和β1的t檢驗值顯示，四類地方政府支出及其平方項在所對應函數式中，都會對經濟增長率具有顯著作用。其中，經濟增長率與各類地方政府支出的一次方項都呈現顯著的正相關關系，而與它們的二次方項則具有負相關性。

通過對回歸函數關于 PGS、PSE、PSS和PDC求導，所得到的乘數系數即各類政府支出的邊際貢獻值顯示，隨著這些支出的規模擴張，政府支出對經濟增長的邊際貢獻均呈邊際遞減趨勢，從而經濟增長率曲線呈倒“U”型特征，即隨著這些政府支出的增加，每增加1 000億元所能帶來的經濟增長率的提升額度在逐步下降，當四類政府支出分別達到561、549、271和561億元時，其對經濟增長率的邊際貢獻值為0，此時，經濟增長率達到最大值，而當它們的取值小于該臨界點時，四類支出的增加都會對經濟增長起到促進作用，反之，若其超過該臨界值，則會使經濟增長率下降。進一步，結合四類政府支出的統計情況 (見表2所示)可以看出，由于這四類支出的均值、中位值與它們的臨界值都還有不小距離，所以現階段中國各省份在絕大多數情況下，這些支出都是處于合理狀態之下的，但它們的最大值均超出上述臨界值也說明，在個別場合下，還存在政府支出過度膨脹的問題。

表2 主要經濟指標的統計情況(貨幣計量單位:億元)

上述結論不僅說明假設 (1)是成立的，而且它還揭示了四方面的含義:(1)各類政府支出不但都會影響地方經濟增長，而且其作用方向也大體一致，并不具有Barro［2］等所提到的不同類型政府支出的增長效應具有結構性差異的特征。(2)隨著各類地方政府支出規模的不斷增加，它們的邊際貢獻具有遞減傾向，經濟增長率曲線呈倒“U”型特征，這與大多數文獻將經濟增長與政府支出設定為線性函數關系有所不同。(3)在不考慮金融等地方經濟發展差異性的情況下所得出的結論意味著，雖然在經濟發達地區(它們的政府支出規模相對較大)擴大地方政府支出在多數情況下也能夠提高經濟增長率，但其邊際貢獻要小于不發達地區。因此，單就經濟增長而言，通過轉移支付等手段平衡各地政府支出，增加不發達地區政府支出規模，更有利于提升經濟增長速度。(4)通過比較四類支出的增長效應，可以發現，在政府支出結構方面，適當提升社保類支出比例、降低發展建設類支出的比重是有利于經濟增長加速的。這是因為，若對PGS、PSE、PSS和PDC的平均值和中位值加以計算，社保類支出對經濟增長率的邊際貢獻最大，可使后者提升達到了37.10和41.56個百分點，而發展建設類支出的邊際貢獻最小，僅為16.93和19.75個百分點，一般公共服務類和科教文衛類支出的邊際貢獻也只是21.85和24.45以及19.40和22.17個百分點。

2.考慮RDDT因素時地方政府支出的增長效應

表3是以RDDT為控制變量利用擬合函數(2)得到的計量回歸系數及其t檢驗值。由于以RDDT作為獨立變量時其回歸系數的顯著性水平都比較差，所以表3中給出的是將該項剔除后得到的結果。另外，這里的最后一行中帶“*”的β3的t檢驗值能夠通過0.25的顯著性水平檢驗，其他系數的顯著性水平均低于0.05。

表3 加入RDDT因素時地方政府的增長效應

表3給出的回歸結果顯示，雖然與函數(1)的回歸結果相比較，回歸系數β0和β1的符號，并沒有因為加入以RDDT所表示的金融發展水平而改變，但β2和β3的回歸結果及其t檢驗值說明，RDDT確實會顯著作用于政府支出與經濟增長率之間的關系。它顯著影響著四類政府支出對經濟增長率的邊際貢獻。不僅會因RDDT的取值水平而發生變化，而且在直觀上，其影響路徑也不一樣:在以政府支出為橫坐標軸、四個邊際貢獻指標為縱坐標軸的坐標系中，RDDT的影響表現為，隨著金融機構人民幣存貸款總和占地區生產總值比重的上升，曲線的截距增大而斜率減小，而曲線則在截距減小的同時斜率增大。

另外，通過計算可知，對于給定的RDDT的取值水平而言，隨著RDDT的提升，所要求的PGS、PSE、PSS和PDC的取值在變動趨勢上會表現出明顯的差異性。RDDT的值越大，所要求的一般公共服務類、科教文衛類和發展建設類支出規模則越小，而且前兩者隨RDDT的增大以遞減方式減小，發展建設類支出則會隨著RDDT的增大而以遞增方式減小;但在社保類政府支出值域區間內，該類支出則要求隨著RDDT的增大以遞增方式增加。這說明，對于除社保類之外的其他三類地方政府支出，促進地區金融發展確實能起到節約政府開支、增強其增長效應的作用，而伴隨著包括金融領域在內的地區經濟發展，為維持穩定的增長態勢，則需要不斷加大社保類政府支出規模。

3.考慮LDR因素時地方政府支出的增長效應

表4是以LDR為控制變量利用函數 (2)計量回歸得到的各項系數及其t檢驗值。其中，由PSS作為衡量指標得到的β0和β3的值，以及由PDC作為解釋變量時得到的β1的值，均在統計上缺乏顯著性，所以表4中給出的僅是剔除變量后最終得出的其他系數的結果。

表4 考慮LDR因素時地方政府支出的增長效應

直觀地來看，表4中數據顯示，金融機構存貸款比率LDR也會顯著作用于各類政府支出的增長效應。這表現為:一方面，除LDR作為獨立變量外，另外兩個含有該指標的交叉項中，至少有一個在統計上是顯著的;另一方面，在加入LDR指標后的回歸結果與未加入該項指標所作的回歸結果 (即表1給出的回歸結果)相比較，β0和β1發生了明顯變化，即在加入LDR后，以PGS和PSE作為解釋變量回歸得到的β0和β1以及以PDC為解釋變量時的β0，都在符號上發生了相反變化。

這里仍從各類政府支出的邊際貢獻來考察金融機構存貸款比率的影響。對回歸函數關于相應政府支出指標求導可知，與RDDT類似，LDR既影響各類政府支出對經濟增長率的邊際貢獻曲線的截距，也會影響它們的斜率。隨著既定的LDR取值水平的提高，它使得曲線的截距增大而斜率減小，而曲線則截距減小斜率增大。

進一步，仍以經濟增長率最大化為目標，利用邊際貢獻函數來看LDR與各類支出之間的變動關系。此時，計算結果顯示，對于LDR值的增大而言，為實現經濟增長目標所要求的一般公共服務支出與科教文衛支出具有相同的運動軌跡，而社保類和發展建設類支出的運動特征與這二者則具有顯著區別。

其中，一般公共服務類支出和科教文衛類支出的變動呈區間運動特征:在LDR分別位于(0.38，0.48)和 (0.44，0.49)區間時，二者隨LDR的增大而增大，只有當LDR位于該區間之外時，它們才會隨LDR值的增大而減小。但是，當LDR高過0.90以后，實現經濟增長率最大化所要求的兩類政府支出規模會大體維持穩定，不再隨LDR的變動而發生顯著變化。這意味著，從發揮這兩類支出增長效應的角度來看，金融機構的準備金率、利率等政策措施應使其存貸款比率LDR維持在0.49—0.90之間才是較為合適的，只有這樣，才會在貨幣擴張的過程中更好地節約兩類政府開支的規模、增強其增長效應。

社保類支出和發展建設類支出的變動具有相反趨勢:隨著LDR水平的提升，為實現經濟增長所要求的前者的支出規模會以遞增方式減少，而與此同時，所要求的后者的支出規模則會以遞減方式增加。這也就是說，金融政策的擴張傾向，同樣也能對社保類支出起到節約開支、增強其增長效應的作用，而對于發展建設類政府開支則不具有這種作用，伴隨著金融擴張政策，要求政府的發展建設類支出相應地也要增加，只有這樣才能更好地實現經濟增長目標。

四、結論及政策建議

通過以上分析，本文認為為保持快速、穩定的地區經濟增長，在經濟政策的選擇上，應做好以下工作:

第一，擴大政府開支，在現階段依然是促進中國各地區經濟增長的手段之一，但各類政府開支需要保持適度規模，不宜過度膨脹。同時，在支出結構上，政府應擴大社保類支出的比重，這既是經濟發展的需求，也有利于增強政府支出的增長效應。

第二，在保持各類政府支出總量適度的前提下，國家可以通過加大轉移支付力度等手段，增強對欠發達地區的扶持力度，這既是緩解各地區經濟發展、政府開支不平衡問題的需要，也有助于充分利用各類地方政府支出增長效應的邊際遞減規律。

第三，合理利用RDDT對一般公共服務、科教文衛和發展建設政府支出所具有的節約開支、增強其增長效應的作用。要求各地區在保持政府支出適度增長的同時，還要繼續加快金融領域改革，促進本地金融市場發展，加快貨幣流通，這對于欠發達地區尤為重要。

第四，利用貨幣政策手段，提高金融機構監管水平，促使人民幣存貸款比率維持在合理水平上，也是發揮政府支出增長效應的必要條件。現階段，部分地區LDR水平偏低或過高，都對一般公共服務類和科教文衛類政府支出增長效應的發揮起著不利影響，這種狀況需要加以扭轉。

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