地方公共財政支出空間溢出效應研究

宋映鉉++博士生

◆ 中圖分類號：F812 文獻標識碼：A

內容摘要：本文以京津冀地區的城市為樣本，使用空間計量方法對京津冀各地級市公共財政支出的空間溢出效應進行估計，且考察相鄰地級市之間財政支出的空間溢出效應。結果表明，總體上京津冀地區各地級市之間的公共財政支出都具有顯著的正向空間溢出效應，但是在分別考察了教育性財政支出、醫療衛生支出、科學技術支出和社會保障四類支出后發現，教育性財政支出、醫療衛生支出具有顯著的空間溢出效應，而科學技術支出與社會保障支出則沒有表現出顯著的空間溢出效應。

關鍵詞：公共財政支出 空間溢出 空間計量

問題的提出

為公眾提供公共產品和服務是現代政府的重要職能，公共財政是政府提供公共產品和服務的重要基礎。按照公共財政支出的支出主體和服務范圍，可以分為中央公共財政支出和地方公共財政支出。雖然地方公共財政支出的執行是在本地區，但是由于存在“競爭效應”和“示范效應”，使其影響范圍會擴大到鄰近區域，即產生空間溢出效應。

京津冀一體化的構想雖然在20世紀90年代就已經形成，期間也提出了一些合作發展的框架，但是實質性的進展較慢。除了經濟發展水平的巨大差異，京津冀地區間財政力量的差距也在日益加大，財政力量雄厚的地區由于公共產品供給方面的優勢往往會吸引大量優勢資源，同時也難以避免“搭便車”現象的出現，從而影響整個京津冀地區的一體化進程。本文以京津冀地區13個城市為研究樣本，通過使用空間計量方法，估計各地方在財政總支出和不同功能的公共財政支出上的外部效應，為京津冀一體化過程中實現跨行政區劃的公共產品供給提供新的視角。

文獻回顧

相對于公共財政支出與經濟增長之間的關系來講，對于公共財政支出在地區間相互作用的研究起步較晚，是從20世紀90年代才開始的。Boarnet（1998）認為一個地區基礎設施越完善，對相鄰地區的資金、勞動力等生產要素的吸引力就越大。 Case（1993）、Baicker（2005a、b）、Coughlin等（2006）以美國的州級單位為研究對象，通過對美國的州際數據的檢驗，認為本地的公共財政支出顯著受到相鄰地區公共財政支出的影響。Viaene和Zilcha（2006）認為公共教育支出的增加不但推動了本地經濟增長，而且對相鄰地區的經濟增長也產生了正的空間溢出效應。Lloyd-Ellis（2006）的研究表明如果政府增加了高等教育的支出，將會擠占基礎教育支出，從而對本地和周邊地區的經濟產生負的影響。至于財政支出呈現出空間上的相關性的原因，主要有“示范效應”和“聯系效應”（Salmon，1987；Allers 和Elhorst，2005；Bruekner ，2003）。

近年來，公共財政支出溢出效應也逐漸引起了國內學者的關注。孫群力和湯序紅（2005）基于傳統的兩部門模型，利用我國的經濟數據進行研究后發現，政府部門的消費對經濟增長具有正的溢出效應，且地區之間的溢出彈性存在顯著差異。趙志耘、呂冰洋（2007）建立了分析財政投資溢出效應的生產函數和計量模型，認為我國財政投資具有明顯的溢出效應且效應程度呈現逐漸增大的趨勢。汪柱旺、于瀚堯（2012）通過對我國1994-2010年間28個省市的宏觀經濟數據進行研究發現，物質資本的溢出作用導致財政物質資本性支出對經濟增長產生間接的正向效應。曾淑婉 （2013）認為區域政府在公共物品上提供的投入會通過人文環境、信息傳遞及市場機制等制度因素對相鄰地區的經濟增長產生空間溢出效果。

由以上文獻可知，從空間角度對公共財政支出效應進行分析的研究更多地側重于實證分析，并且研究對象大部分是以省級為主，而對于空間因素對地方公共財政支出影響的理論研究相對較少。因此，空間因素對地方公共財政支出的研究需要有更加規范的理論分析，并且研究對象應該更加細致。

實證分析方法及數據

（一）實證分析方法

本文通過采用空間計量方法進行了研究。空間計量所遵循的思路是將地區間的相互關系引入基本模型，目前主要有空間自向量回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）兩種基本形式。

在對空間計量模型進行估計之前，要先進行空間自相關性的檢驗，本文采用了Moran'sI檢驗。由于Moran's I檢驗的原假設是不存在空間相關性，因此還要繼續進行LMerr和LMlag檢驗。Anselin等在1996年提出了更加穩健的Robust-LMerr和Robust-LMlag檢驗，一般在實證分析中，這四個檢驗被一同用于模型形式的判斷。對于模型的估計，本文按照Anselin的做法，采用最大似然法對空間計量模型進行估計。

（二）變量及數據說明

本文以京津冀區域內13個地級市為樣本，檢驗相鄰地級市之間公共財政支出的空間溢出效應。因變量Y為公共財政支出水平，由于財政資金的支出目的不同，因此本文中將地方公共財政支出分為生產性公共財政支出和民生性公共財政支出。生產性公共財政支出指的是與產出相關的支出，用Y1表示；民生項目支出指的是用于改善居民生活福利水平方面的支出，用Y2表示。由于從2007年開始，統計年鑒中將公共財政支出的統計項目進行了重新調整，為了保持數據的一致性，本文選取2007-2013年的京津冀地級市的財政數據，數據來源于各年的北京、天津和河北統計年鑒。2007年1月我國正式實施了政府收支分類改革，根據改革后的分類指標，本文中生產性支出選取的指標為農林水事務支出和交通運輸支出；民生性支出選取教育支出（Y21）、科學技術支出（Y22）、社會福利支出（Y23）和醫療衛生支出（Y24）。同時，為了反映各個地區不同的經濟特征對公共財政支出的影響，本文中引入了控制變量：使用人均GDP（V1）和財政稅收收入（V2）來表示經濟規模；使用人口密度（V3）和建成區面積（V4）表示城市規模；使用少兒撫養比（V5）和老年撫養比（V6）來表示人口結構。

實證分析結果

（一）空間相關性檢驗

在實證分析之前，先利用Moran's I檢驗對因變量的空間相關性進行檢驗，結果如表1所示。可以看出，對于總公共財政支出、生產性公共財政支出和民生性公共財政支出，Moran's I檢驗都顯著地拒絕了原假設，表明存在空間相關性。

地方公共財政支出空間溢出效應檢驗。首先使用SAR模型和SEM模型考察總的地方公共財政支出的空間溢出效應，具體采用哪種模型，需要根據LMerr檢驗、LMlag檢驗、Robust-LMerr檢驗和Robust-LMlag檢驗來進行判斷，結果如表2所示。

為了確定最終的模型形式，先比較LMerr檢驗和LMlag檢驗的結果。可以看出，LMerr檢驗不能拒絕原假設，LMlag檢驗拒絕了原假設。進一步應用相應的Robust檢驗，結果兩者都能拒絕不存在空間誤差自回歸項的原假設，但是后者的顯著性更高，因此應采取SAR模型。進一步從對數似然值的比較看，SAR模型的值也要大于SEM模型的值，這也說明選擇SAR模型比較合適。在SAR模型中ρ的值為0.755988，且有很高的顯著性，說明京津冀地區各城市的公共財政支出在空間上具有正的相關性，一個城市的公共財政支出會顯著地影響相鄰城市的支出水平。進一步考察其它控制變量系數的估計值可以看出，估計系數的方向均為正，這與本文一開始的分析和預期是一致的，也就說明該模型具有較好的經濟意義。此外，在表2中可以看到無論是SAR模型還是SEM模型，空間溢出效應的統計量的ρ值和λ值均為正，說明京津冀各地市的地方公共財政支出具有顯著的空間溢出效應的結果是比較穩健的，即一個地方的財政支出會顯著地影響相鄰地區的支出水平。

生產性公共財政支出與民生性公共財政支出的檢驗。盡管地方財政總支出具有顯著的空間外部性，但是并不能說明公共財政支出的各個組成部分也具有同樣的性質。本文按照公共財政支出的功能將公共財政支出分為生產性支出和民生性支出。生產性支出和民生性支出的空間計量檢驗結果如表3所示。

對生產性支出的空間溢出效應進行檢驗。LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設。

進一步應用相應的Robust檢驗，均拒絕了原假設，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表3中對應于Y1即生產性支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數ρ=0.52696，且有很高的顯著性，從而說明生產性支出在空間上有顯著的正的空間溢出效應。對各控制變量的系數進行考察，各變量的系數均為正，與預期一致，模型具有合理的經濟意義。同時，在SEM模型下各控制變量的系數也均為正，且λ值也為正，說明京津冀地區各地市生產性支出存在正向的空間溢出效應的結論具有穩健性。從控制變量的系數值來看，各地市的人均GDP、稅收收入、人口密度顯著影響生產性支出的規模。這可以從生產性支出的具體指標上進行解釋。本文中的生產性支出包括農林水事務支出和交通運輸支出，資金的投向包括農林、水利、南水北調、公路水路運輸、鐵路運輸、民用航空運輸和其它交通運輸等，這些支出不僅在空間上具有連貫性，并且與城市的經濟規模、城市化水平密切相關。

繼續對民生性支出的空間溢出效應進行檢驗。LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設。進一步應用Robust檢驗，均拒絕了原假設，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表3中對應于Y2 即民生性支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數ρ=0.189987，且有很高的顯著性，從而說明民生性支出在空間上存在正的空間溢出效應，同時SEM模型中的λ值為正，即民生性支出在空間上具有正的空間溢出效應。結合兩方面的因素，民生性支出的空間溢出效應為正的結論具有穩健性。但是與生產性支出的空間自回歸系數（ρ=0.52696）相比，民生性支出的空間自回歸系數只有0.189987，即一個地區民生性支出增加百分之一，只能引起相鄰地區民生性支出增加0.19%，也就是說民生性支出的空間溢出效應較小。

（二）模型的進一步擴展

通過上面的分析，可知民生性支出的空間溢出效應很小，而本文中民生性支出包括教育支出、科學技術支出、社會福利支出和醫療衛生支出，因此民生性公共財政支出的空間溢出效應實際上是由這幾項公共財政支出的溢出效應共同決定的，因此需要分別分析這四項支出的空間溢出情況。表4和表5為四項指標的檢驗結果。

根據表4和表5中的檢驗結果可以看出，教育支出和醫療衛生支出的空間溢出效果明顯，科學技術支出和社會保障支出的空間溢出效應不明確。

就科學技術支出來說，京津冀地區科技創新主要集中在北京和天津兩地，且科技學技術支出之后到轉化成具體的成果是需要一定的時間的，因此科技支出的效果不能立刻體現出來，并且科技成果基本上很難實現地區之間的交流。社會保障支出方面，由于我國的社會保障制度是與戶籍掛鉤，所以社會保障的受益群體主要是本地區范圍之內的戶籍人口，尤其是老齡化人口。而老齡化人口的流動性弱，所以社會保障支出在相鄰地區之間基本上不會產生明顯的相互影響。

對教育支出的檢驗結果表明，LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設。進一步應用Robust檢驗，均拒絕了原假設，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表4中對應于Y21即教育支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數ρ=0.085996，且有很高的顯著性，從而說明教育支出在空間上有顯著的正的空間溢出效應，且各控制變量的系數均為正，與預期一致，模型具有合理的經濟意義。同時，在SEM模型下各控制變量的系數也均為正，且λ值也為正，說明京津冀地區各地市教育支出存在正向的空間溢出效應的結論具有穩健性。

對醫療衛生支出的檢驗結果表明，LMerr檢驗和LMlag檢驗均不能拒絕原假設。進一步應用Robust檢驗，均拒絕了原假設，但是Robust-LMlag的顯著性更高一些，并且SAR的對數似然估計值要更高一些，所以SAR模型為最終模型。從表4中對應于Y24即醫療衛生支出的SAR列可以看出，空間自回歸系數ρ=0.454977，且有很高的顯著性，從而說明醫療衛生支出在空間上有顯著的正的空間溢出效應，且各控制變量的系數均為正，與預期一致，模型具有合理的經濟意義。同時，在SEM模型下各控制變量的系數也均為正，且λ值也為正，說明京津冀地區各地市醫療衛生支出存在正向的空間溢出效應的結論具有穩健性。

結論

本文對京津冀地區各級地市地方公共財政支出的空間溢出效應進行了研究，主要得到了以下結論：

第一，從對財政總支出的檢驗來看，京津冀相鄰地區之間的公共財政支出存在空間溢出效應，且溢出效應為正。也就是說一個地區公共財政支出規模的擴大，會推動與其相鄰的地區公共財政支出規模的增長，且根據檢驗，上述結論具有良好的穩健性。

第二，從對生產性支出和民生性支出的檢驗來看，京津冀相鄰地區之間不同功能的公共財政支出具有正的空間溢出效應，但是這兩類公共財政支出的空間溢出效果有很大的差異。具體而言，生產性支出具有顯著的空間溢出效應，而且這一結論比較穩健；對于民生性支出，其空間溢出效應很小。

第三，從對民生性支出的幾個指標進行檢驗的結果來看，京津冀相鄰地區之間由于經濟發展情況和資源稟賦的不同，同樣的民生性支出項目的空間溢出效應是不同的。教育支出和醫療衛生支出存在明顯的溢出效應，且結論穩健性較好。科技支出和社會保障支出的空間溢出效果不存在或者不明確。

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