最優政府規模與經濟增長：理論與證據

陳俊營 王科

（1.昆明理工大學 管理與經濟學院，云南 昆明650093；2.上海財經大學 財經研究所、城市與區域科學學院，上海200433）

一、引言

二戰后隨著凱恩斯國家干預等理論的興起，工業化國家普遍取得了快速增長，同時各國政府規模逐漸膨脹。但在20世紀70年代后期，這些國家普遍出現經濟危機，使得政府規模與經濟增長成為公共經濟學研究的一個重要議題。經典公共經濟學理論認為政府是為彌補市場經濟缺陷以提高社會福利而存在的。隨著收入的提高，公眾對公共品的訴求推動了政府規模的擴大，這一命題被總結為“瓦格納法則”。但實證文獻得出的結論常常莫衷一是，有些學者認為政府支出有利于促進經濟增長，有些文獻卻發現兩者存在負相關關系（Folster和Henrekson，2001），甚至不存在顯性相關關系（Easterly和Rebelo，1993）［1，2］。相互矛盾的結論不免使人產生疑問：長期經濟增長中是否存在一個最優政府規模水平，即政府能夠通過建設基礎設施、降低生產要素的控制等方式有效地引導企業投資促進經濟增長，同時也不擠占私營部門的投資。那么我國當前的政府規模是否合理？對這一問題的探討，有助于促進經濟社會快速發展的同時選擇合理的政府治理模式，提高行政支出效率。

對于轉型時期的中國而言，政府組織機構及治理模式與發達經濟體不同。長期以來，公共部門與私人部門權責關系不明晰，制度安排使得公共部門觸及經濟社會各個領域。雖歷經六次政府組織機構的精減改革，但人浮于事，行政效率低下等問題依然嚴重，致使我國政府規模陷入“精簡——膨脹——再精簡——再膨脹”的惡性循環。

現有考察政府規模與經濟增長關系的文獻，結果仍存在較多爭議。本文試圖以1994年分稅制財政體制改革為背景，探討政府規模與經濟增長之間的相互關系，估計目前中國地方政府的最優規模水平，分析中國地方政府行為特征及其規模膨脹的原因。同時，本文關注我國“經濟分權、政治集權”的特殊制度背景，其中財政分權與官員晉升激勵被許多學者用來解釋中國改革開放后高速增長之謎（Li和 Zhou，2005）［3］。經濟上的分權及地方行政官員的晉升錦標賽制度安排，促使地方展開財政支出競爭，不斷擴大投資及完善基礎設施建設，政府行為一定程度上充當了地方經濟增長的“扶持之手”。但政府間過度競爭可能會導致政府在公共品投入、行政效率等方面的競次效應，從而影響社會總體福利（Wilson和John，1986）［4］。

二、文獻回顧

（一）政府規模

近年來，由政府規模擴張導致行政效率低下，腐敗、資源浪費及產能過剩等問題引起了專家學者們的廣泛關注，并從政治、經濟社會等視角洞察背后的原因。一般而言，政府參與經濟活動源于存在市場失靈，其程度決定了政府邊界及規模。政府支出雖受限于經濟實力及公眾需求的增長，但當其擁有大量資源及較高財政支配地位時，市場也將難以約束政府的行為，并導致政府規模的膨脹，甚至利用手中的行政權力干預私有部門，造成經濟效率的缺失。Abizadeh和Gray（1985）將55個國家分組研究發現，“瓦格納法則”僅在發達富裕的國家存在，而在貧困的國家卻得不到支持［5］。

為提高地方政府提供公共品及資源配置效率，財政分權作為一項重要的制度安排在各國已廣泛實施，尤其是在發展中國家。但財政分權與政府規模之間的關系仍存在較多爭議，Brenan和Buchanan（1980）提出“利維坦”假說，認為在一個國家內部財政分權將刺激地方政府展開財稅競爭，可能會導致無效率的政府收支結構，激烈的財稅競爭使地方政府承受過大壓力，以至于不得不縮小公共支出規模，即分權越充分，政府規模越小［6］。王文劍（2010）運用1996-2005年中國省級面板數據實證檢驗發現財政收入、支出分權均促進了地方政府規模的擴張［7］。但不一致的結論同樣存在，莊玉乙和張光（2012）討論了財政分權與政府規模之間的相關關系，表明財政分權有助于縮減政府財政規模，“利維坦”假說得到了中國省級政府層面的經驗支持［8］。此外，有學者分別從不同研究視角考察了政府規模的影響因素。呂冰洋（2014）認為不僅政府擴張會造成市場扭曲，市場扭曲反過來也將推動商品稅、政府生產性支出和國有企業補貼支出的增長，導致政府規模擴張［9］。王瑩、范琦等（2014）以歐盟和中國為代表分別驗證了增值稅的收入效應及可能導致的更大集權是政府規模擴張的重要因素之一［10］。

（二）政府規模與經濟增長

最優政府支出規模與線性稅收模型最早是由Barro（1990）提出，在假設政府通過稅收籌集資金，并達到政府預算均衡的基礎上構建了一個包含稅收與政府支出的內生經濟增長模型。研究發現在政府支出規模較低時，政府支出主要是為改善地方投資環境以帶動民營經濟的投資，此時表現為帕累托改進；但過高的政府支出規模反而會對私營經濟產生“擠出效應”，進而不利于經濟活動及政府支出的可持續性［11］。這一內生化政府支出的經濟增長模型簡潔且易于處理，是關于政府支出具有開創性的經典文獻。此后較多學者在Barro（1990）模型的基礎上進行拓展，如不同的政府支出類型（金戈和史晉川，2010），或考慮到公共品擁擠性問題（Gomez，2004）等，探討了公共支出最優均衡路徑的福利效應，且表明政府最優規模要小于政府支出的邊際產出彈性［12，13］。

經驗研究對于考察政府規模與經濟增長之間的關系也未形成統一的結論。一些文獻發現政府支出規模促進了經濟增長，政府支出改善了地方投資環境，最終能夠對私人投資產生“擠入”效應，進而促進轄區經濟快速增長。而另一些文獻卻發現兩者之間可能存在負向關系（Butkiewicz和 Yanikkaya，2011）［14］。以上結論表明，政府支出規模可能存在一個最優水平，當政府支出低于該水平時會促進經濟增長；而過高的政府支出將呈收益遞減特征，通過擠出私人投資抑制經濟增長。Armey（1995）總結得到兩者之間存在倒U型的非線性關系［15］。此后，許多學者分別就不同國別和地區，采用不同方法進行了研究與拓展。Chen和Lee（2005）運用門檻效應對Armey假說進行檢驗，認為臺灣的政府規模與經濟增長之間存在倒U型的非線性關系，且政府總支出、消費及投資的最優水平分別為22.839%、7.302%、14.967%［16］。楊友才與賴敏暉（2009）利用我國1994-2005年的數據研究了政府規模與經濟增長之間的非線性關系，得到的門檻值為11.6%［17］。楊子暉（2011）運用面板平滑轉換回歸模型（PSTR）對1990-2005年62個國家和地區研究表明，政府規模與經濟增長之間存在非線性關系且負效應逐步顯現［18］。文雁兵（2014）運用2000-2012年中國省級動態面板和系統廣義矩方法驗證了政府規模對社會福利呈“倒U型”關系［19］。此外，有學者根據我國不同發展階段的經驗研究，得出經濟增長與政府規模之間的關系仍存在相互矛盾的結論（Narayan等，2008；郭月梅和孫群力，2010）［20，21］。

綜上文獻，可以看出現有研究存在以下幾方面的不足：一是在考察政府規模與經濟增長時，線性模型難以捕捉兩者之間存在的非線性關系（Folster和 Henrekson，2001）［1］。二是模型設置并未考慮到我國特殊的制度安排。然而，在中國特殊的財政分權及官員晉升制度安排下，政府間標尺競爭激勵地方行政長官追求更高、更快的經濟增長績效，以獲得晉升機會（Li和Zhou，2005）［3］。不同于其它國家的聯邦選舉制，中央政府的集權體制擁有地方官員的任命權及獎罰權，地方官員只需“對上負責”。在這一政府間標尺競爭的環境下，地方行政長官追求政績考核，通過組建地方投融資平臺改善轄區基礎設施以吸引外商投資，向中央政府爭取經濟開發區建設及轉移支付，促使政府支出規模迅速膨脹。這也不難解釋我國地方在短短數十年內同時擁有了良好的基礎設施和高額政府負債。本文在Barro（1990）模型的基礎上，考慮因政府支出所引致的擠出效應并在理論上探討政府最優規模水平，并利用1994—2012年省級面板數據，采用面板門檻效應模型分析政府規模對經濟增長的非線性影響［11］。

三、理論模型

本文借鑒Barro（1990）的模型，構建一個包含生產部門、家庭與政府的三部門內生增長模型，對政府支出規模的長期經濟增長效應進行理論分析。假設政府以總額稅或一次總付稅籌資，該條件與Barro（1990）類似，也較符合我國稅源單一的結構特征。本文希望提供一個簡化且易于拓展的理論模型，通過這一分析框架探討在可能存在擠出效應條件下實現長期最優增長路徑及福利效應。

假設生產部門的生產函數為不變替代彈性（CES）生產函數

生產部門主要是利用生產資本k及政府所提供的公共資本P進行生產。其中y為最終產出，假定所有生產者為同質的，則社會總產出為各生產者個體產出的加總。模型中，α為生產資本所占份額，A＞0為技術水平，φ≤1為替代參數；ES＝1/（1-φ）為生產資本與公共資本兩個要素的替代彈性，若φ→0，則CES生產函數退化為CD生產函數；下標i代表第i個生產部門，t為時間。從模型（1）可以看出，生產者的再生產部分取決于政府的公共資本投入，如基礎設施等。借鑒（Fisher和 Turnovsky，1998）對政府公共資本的假設［22］

其中，K為總的資本存量，G為政府公共資本總投入，衡量的是政府支出規模，并取決于稅收水平，即G＝τY，τ為稅率，p為生產部門能夠獲得的公共資本或公共服務。假設政府所提供的公共服務部分是非競爭的，而另一些則具有不同程度的擁擠性，如基礎設施等，為政府公共資本的擁擠性系數，這一假設更符合現實世界，也有別于現多數文獻對公共服務擁擠性假設。當ε＝1時意味著政府的公共服務是非競用性和非排他性的，且所有企業都能夠均等的享有政府公共服務，即非擁擠性。當ε＝0時，公共資本具有競用性為私人品，設k為個體資本存量且Kt/kit＝N，則任一生產部門獲得的政府公共資本為Pit＝Gt/N。在這一假設條件下，政府所提供的公共資本或服務具有不同的擁擠性。由此方程（1）可以轉換為

為保證生產函數的有效性，假設：（1-α）AφN?φ＞0。

假設一國經濟是由大量同質無期限家庭所組成，并具有無彈性的勞動供給，其效用函數為Ramsey形式

其中，c是t時期消費。ρ為貼現率，ρ越大，則家庭對未來消費相對于現期消費的評價越低。θ為相對風險厭惡系數，決定家庭消費在不同時期間的轉移意愿。為瞬時效用函數，且滿足稻田條件，即，u′（ct）＞0，u＊（ct）＜0，。設資本積累方程為，＝ （1-τ）Yt-Ct-δKt，則單位資本的動態方程為

由于政府考慮的是社會最優問題即社會福利最大化，且各個家庭均為同質的，那么政府將選擇人均消費和各種公共支出的最優時間路徑來實現。在面臨家庭效用最大化、廠商利潤最大化及政府平衡預算約束下，尋求最優經濟增長路徑

利用Hamiltonian系統求解此優化問題，定義Hamilton方程

其中，λ為Hamilton乘子，是收入現值的影子價格，可得一階最優條件

從社會福利最大化來考慮的最優政府支出規模為

最優增長方程φ不僅取決于政府投入公共資本的擁擠性系數，還受到政府規模水平的影響

可以看出，這一最優政府規模水平在任一時點上是不變的。當替代彈性參數φ＜1時，最優政府規模τ＊＜1；當替代彈性參數φ＜0時，τ＊＝［（1-α）-1/φN-ε/A］φ/（1-φ）＜1，表明最優政府規模是一個可行的內部解。在效用函數和生產函數都滿足稻田條件假設及我國現有的特殊稅源結構特征下，本文考慮一次總付稅額時，要實現社會最優的均衡配置，則政府支出存在一個最優規模水平。在較低的政府支出規模時，能夠對生產部門及社會福利帶來正的邊際效應，但過高的政府支出不利于稅收的可持續性，同時也不利于生產部門資本的積累和消費，最優的政府規模在于兩者之間進行權衡。

四、政府規模與經濟增長關系的實證檢驗

根據以上理論分析，我國政府規模與經濟增長之間可能存在非對稱、非線性關系。而目前對我國政府規模與經濟增長之間關系的研究大多以線性為主，不能充分揭示兩者之間可能存在的其他關系。本部運用Hansen（1999）提出的門檻效應模型對經濟增長中政府最優支出規模予以估計和檢驗［23］。

（一）模型、變量與數據

沿用Barro（1996）關于經濟增長的經典模型［24］，本文設定以下政府規模與經濟增長的門檻效應模型

其中，下標i表示個體，t表示時間；y為實際GDP增長率；解釋變量gov為政府規模，fd表示財政分權，d與tenure表征官員晉升與任期，q為門檻變量，γ為待確定的門檻值；I（·）為指示性函數，當括號內的條件為真時，I取值為1，反之為0；Xit為控制變量，εit～u（0，σ2）為隨機誤差項。模型（13）中可求得相應的殘差平方和s（γ），可以通過最小化殘差平方和來獲得門檻估計值，即＝arg mins（γ）。門檻值確定后可進一步估計出其他影響參數，并對門檻效應的顯著性進行檢驗，以確定是否存在門檻效應，且通過選擇門檻變量的門檻值和門檻個數以確定模型采取何種形式。該檢驗的原假設與備擇假設為

若拒絕原假設“Ho∶β1＝β2，”，則認為模型存在門檻效應。檢驗的統計量為

其中，s0為原假設條件下的殘差平方和，s1（γ）為存在門檻效應條件下的殘差平方和。由于F統計量非標準性質使得原假設條件下門檻值γ無法識別，Hansen（1996）提出自抽樣法（Bootstrap）獲得其漸近分布。進一步，Hansen指出由于多余參數的影響，可使用極大似然估計量檢驗門檻值，其原假設為，Ho∶γ＝γ0，獲得的似然比統計量為

s1（γ）和σ2分別為原假設Ho條件下得到的殘差平方和及殘差方差。由統計量LR為非標準分布，Hansen（2000）計算了拒絕域，即當LR（γ）＞-2ln（1-（1-α）1/2）時，拒絕原假設，其中α為顯著性水平。

除上述檢驗一個門檻值以外，還必須確定是否存在多重門檻值，以雙重門檻為例進一步設定模型如下

將估計出的一個門檻值γ2作為已知，再進行下一個門檻值的搜索，可用同樣的原理和方法對不同分組數據作進一步檢驗判斷是否存在更多的門檻值。

本文在實證分析中采用政府支出相對指標，即地方財政總支出減去科教文衛支出占GDP比值來表征政府規模（gov）①本文同時引入政府消費規模進行比較分析，政府消費規模為政府消費支出與GDP比值。。用實際GDP增長率來衡量經濟增長情況。官員晉升（d）與官員任期（tenure）兩個指標主要考察獲得晉升的官員在任期內對政府規模的影響。地方行政長官為獲得晉升，其任期內轄區經濟增長績效是重要的考核指標。這將促使地方官員偏向能促進當地經濟迅速增長的政策，如增加地方投資等。本文參考Li和 Zhou（2005）、王賢彬和徐現祥（2008）的處理方法，官員晉升（d）表示官員離任后是否會獲得晉升的虛擬變量，升任為1，否則為0；官員任期（temure）為官員從上任至觀察值當年在同一省份同一級別職位上的工作年數，若某一省份當年發生官員更替，則選取當年在任時間超過6個月的官員作為當年在任官員［3，25］。在財政分權（fiscal decentralization，fd）體制下，地方政府間相互競爭會影響當地經濟增長政策和效應。本文借鑒周亞虹等（2013）的方法，采用財政自主度指數（Fiscal Autonomy Index），即用省本級預算內財政收入與財政總支出比值來反映［26］。υi是難以觀測的省際個體效應，εit為誤差項。

控制變量X為其它影響經濟增長的指標，包括如下變量。

城市化（urban），在城市化水平越高的地區，地方政府需要投入更多的基礎設施及公共服務以滿足人們的需求，從而促進經濟增長。本文采用城市人口占總人口的比重作為衡量指標。

資本增長率（k）和勞動增長率（l），物質資本存量借鑒張軍等（2004）所給出的估算方法［27］。其中，各地區1994-2000年的資本存量采用張軍等（2004）一文提供的數據，2001-2012年缺失的數據采用永續盤存法進行估算，公式為Kit＝Kit-1（1-ρit）＋Iit，ρit為折舊率，與張軍等（2004）保持一致為9.6%，Iit為當年不變價的固定資本形成總額。勞動增長率（l）用各地區從業人員增長率來表示。

本文選取自財稅體制改革后1994-2012年除西藏和重慶外的29個內地省（市、自治區）數據。數據主要來源于《中國統計年鑒》、《新中國六十年統計資料匯編》及《中國財政統計年鑒》。地方官員數據資料來自于《中華人民共和國職官志》、中新社新中國高層職官志，并搜集、整理了1994-2012年全國29個省（市、自治區）黨委書記的任命及調動資料。需要說明的是統計年鑒與部分數據庫中的觀察值存在差異，為克服數據的不一致問題，本文在篩選樣本時以統計年鑒中的統計值為準。主要變量的描述性統計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統計

（二）實證結果與分析

基于上述對模型的理論分析，首先對門檻效應進行顯著性檢驗以確定存在的門檻個數。本文采用自抽樣法（Bootstrap）反復抽樣1 000次后模擬計算得到F值及伴隨概率P值。門檻效應檢驗結果如表2所示。

從表2中可以看出，以政府支出規模為門檻變量，其雙重門檻效應在1%的顯著性水平上顯著；而政府消費規模僅單一門檻效應通過了顯著性水平檢驗。故本文選擇政府支出規模的雙重門檻模型，消費規模的單一門檻效應模型進行實證分析。在此基礎上進一步對門檻估計值的真實性進行檢驗，各門檻估計值和相應的95%置信區間如表3所示。

基于門檻值估計結果，本文對政府支出規模的雙重門檻及消費規模的單一門檻效應進行參數估計，結果如表4所示。

表3 門檻估計值檢驗

表4 門檻模型參數估計結果

表4中首先考慮政府支出規模的情況，當政府支出規模低于0.094時，對經濟增長具有正向影響，邊際效應為0.236，且在1% 的水平下顯著。隨著政府支出規模的進一步擴大，值介于0.094與0.159之間時，邊際效應下降至0.060。但當政府支出規模超過0.159時，政府支出卻對地方經濟增長產生抑制作用。本文低于門檻臨界點0.094的樣本有241個，占總體樣本比重為48.739%，而高于門檻臨界點0.159的樣本所占比重為18.693%，從地域分布上看，政府支出規模高于門檻值的省份主要集中于西部地區。綜上，政府支出規模對經濟增長的作用不僅存在門檻效應，同時邊際效應遞減。

政府消費規模與政府支出規模較為類似，但僅存在一個門檻值。當政府消費規模小于0.146時，邊際效應為0.175。當政府消費水平高于0.146時反而抑制了經濟增長，說明政府消費規模過高不利于經濟增長。由于我國居民在醫療、教育等領域未享有低廉的公共服務，政府消費可能存在較大程度的浪費。本文樣本中，低于門檻臨界點0.146的個體有352個，占總體樣本的比重為63.884%，高于門檻臨界點0.146的個體所占比重為16.116%；從地域分布上看，政府消費規模高于門檻值的省份同樣集中于西部地區。

由上述分析可知，我國政府財政支出規模、消費規模與經濟增長之間存在門檻效應，它們之間并非簡單的線性關系，而是非線性的“倒U型”曲線關系。在政府財政支出或消費規模都較低時，私人部門的稅負也可能較低，有利于經濟增長。但當政府規模過高時，反而會對私人部門產生“擠出”效應，政府對經濟活動的過度干預扭曲了資源配置。從中國政府支出實際來看，地方經濟增長效應仍可能會隨政府支出結構偏向而具有不同特征。如財政支出中經濟建設性支出過度，卻大量用于城市基礎設施，由于缺乏合理規劃，重復建設、無效投資及資源浪費等問題十分嚴重，當前較多城市涌現的新城開發即為典型案例。此外，本文關注官員離任是否會得到晉升的虛擬變量d以及任期tenure，其中官員晉升激勵與經濟增長呈顯著正相關關系，離任后獲得晉升的官員在任期內為政績考核采取能帶動當地經濟迅速增長的政策。地方行政長官任期對地方經濟增長的影響并不顯著，可能是隨著任職時間的增加，晉升空間較為有限，此時官員僅追求穩定的經濟增長而非采取激進的政府干預。在消費規模和其他因素不變條件下，財政自主度與經濟增長負相關，表明財政分權可能加劇地方政府間財稅競爭而不利于經濟持續增長。控制變量中，城市化水平的提升有利于刺激消費和投資需求，拉動經濟增長。勞動與資本作為重要的生產要素對經濟增長具有正向促進作用，與相關理論及文獻研究結論相一致。

（三）穩健性檢驗

本文將做以下幾方面的穩健性檢驗。一是選擇各省公職人員與從業人員之比作為政府支出規模的代理變量進行檢驗。二是劃分區域空間層面，進一步將我國省份劃分為東、中、西部三大區域加以考察。穩健性檢驗與地區最優政府規模的估計結果如表5所示。

表5 穩健性檢驗與地區最優政府規模

可以看出，東部、中部及西部地區政府規模最優門檻分別為0.077、0.097與0.103。結果表明，分區域樣本的政府規模均呈單一門檻特征。根據政府規模的經典文獻，經濟發展水平較落后經濟體的典型特征是政府規模偏高，我國分區域樣本數據也證實了這一點，西部地區最優政府規模門檻值要高于東、中部地區。

五、結論與建議

本文考慮政府支出擠出效應，在一次總付稅基礎上構建三部門內生增長模型，從理論上論證了地方政府支出規模存在一個最優水平，使經濟達到一個穩態的最優增長路徑上。利用中國29個省份財稅體制改革后1994-2012年面板數據，本文運用面板門檻效應回歸模型發現，政府支出規模與經濟增長間為非線性“倒U型”關系，政府支出規模存在兩個門檻水平，而消費規模呈單一門檻特征。通過引入代理變量并劃分區域的穩健性檢驗顯示不同區域政府規模表現為單一門檻特征，且西部地區的最優政府規模門檻值要高于東、中部地區。根據Barro（1990）理論，最優政府規模取決于支出增長及稅負效應間的權衡，對經濟增長的影響表現為政府規模的邊際產出［17］。本文實證研究得出經濟增長速度隨政府規模的擴大而趨于下降，表明我國政府規模水平較為偏高，過度的政府支出與消費會增加稅收負擔，對私人投資和消費產生擠出效應，不利于長期經濟增長。

本研究具有一定的政策啟示：首先，適度的政府規模有利于長期經濟增長，但由于現階段政府規模對經濟增長的作用邊際效應遞減，故應注重杜絕政府形象面子工程及鋪張浪費，透過廣泛的信息公開使社會更好地監督政府行為，避免政府失靈。對于政府支出規模與消費規模均高于門檻值的省份，降低政府規模將有利于提高公共支出效率，促進地區長期經濟增長。其次，現有研究已指出在我國政治集權、經濟分權的特殊制度安排下，地方官員將更多資源偏向于基礎設施等以獲取任期內的短期增長效益，促使政府支出規模不斷膨脹。因此，應進一步調整財政支出結構，將有限的資源更多地投向醫療衛生、教育等民生項目，提升我國人力資本水平與潛在經濟增長率。

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