我國公共支出規模合理性研究

摘 要：合理的公共支出規模是政府充分履行職能，有效發揮宏觀調控的根本保障，但公共支出規模并不是越大越好，存在著公共支出最優規模，只有公共支出規模達到最優，才能使資源得到最有效的配置，從而讓我國經濟真正實現又好又快發展。文章首先利用我國1997—2016年財政支出數據和GDP數據，運用描述性統計的方法分析了我國公共支出規模現狀，然后利用多元線性回歸模型，運用Eviews軟件，測算出我國1997—2016年我國公共支出最優規模大約為20.06%，因此文章認為我國目前公共支出規模已經超出最優規模，基于此提出相應的政策建議。

關鍵詞：公共支出規模；最優公共支出；實證分析

中圖分類號：F121 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2018）05-146-03

一、 研究背景

公共支出是我國政府發揮宏觀調控作用的政策工具，也是近年來我國實施積極財政政策的重要手段。公共支出規模一直備受社會關注，一般用財政支出占GDP比重來衡量。隨著我國經濟日益高速增長，GDP總量越來越大，公共支出規模近幾年來也保持著平穩上升的態勢，到2016年已達到25.25%。據國內外學者研究發現，政府公共支出存在著最優規模，無論是未達到還是超過這一最優規模，都會降低資源配置的效率和經濟發展效率。因此我國的公共支出規模是否合理，即最優規模的門檻值時多少？如果規模上升的空間已經不大，但還要繼續實行積極的財政政策，就需要主要花力氣在優化我國公共支出結構上。因此測算我國的最優公共支出規模，用以評價公共支出規模的合理性，就成為值得研究探討的問題。

二、 我國公共支出規模與經濟發展

改革開放以來，隨著我國經濟飛速發展，GDP總量迅猛增加，公共支出絕對規模隨之日益增長，公共支出結構也有所調整。文章利用我國1997—2016年全國經濟數據，運用描述性統計的方法來具體分析我國公共支出規模的變化。

從圖1可知，從公共支出的絕對規模來看，從1997—2016年，我國GDP總量和公共支出總量均保持著平穩增長的趨勢，但GDP增長速度明顯高于公共支出增速。公共支出的總量從1997年的9233.56億元增長到2016年的187755.21億元，增長了20倍左右，年平均增長率為16.78%。具體來看，2006年以前，公共支出的增長幅度較小，增速較為緩慢，2006年后，公共支出增速明顯加快，增長幅度不斷提高，2015到2016年間公共支出總量的增長量更是達到了24092.21億元。這些年公共支出的不斷增加，一方面是因為我國經濟的快速發展，GDP總量的迅猛增加，另一方面也是因為我國稅收制度的不斷完善，為公共支出絕對規模的擴大提供了根本保障。

資料來源：根據《中國統計年鑒 2016》。

圖2 1997—2016年我國公共支出規模走勢圖

圖2是我國財政支出相對規模變化趨勢。1997—2016年20年間公共支出規模呈現出波動增長的態勢。1997—2002年，公共支出規模增長較為迅速，2002—2007年，公共支出比重穩定在18%左右，此后為應對全球金融危機，政府出臺了大規模的經濟刺激政策，公共支出規模增速逐漸加快，公共支出占比開始逐年上升，在2015年達到了25.66%的小高潮，2016年下降到25.23%。整體來說，我國公共支出規模連年增長，政府宏觀調控的能力得到加強。

三、 我國公共支出最優規模實證分析

（一）模型的建立

為測算我國公共支出最優規模，文章首先基于Barro關于政府公共支出規模對經濟增長影響的模型，考察公共支出總量對經濟增長的作用。首先，文章采用柯布—道格拉斯生產函數作為分析的基礎：

Yt=A（t）KαtLβt

考慮文章研究公共支出對經濟增長的影響，將公共支出引入到生產函數得：

Yt=A（t）KαtLβtGγt

兩邊取對數得：lnYt=lnA（t）+αlnKt+βlnLt+γlnGt

其中，Yt代表總產出，Kt代表資本存量，Lt代表勞動力投入，Gt代表公共支出。α、β、γ分別表示資本產出彈性、勞動力產出彈性以及公共支出產出彈性。

根據Barro法則，由dlnYdlnG=dYdG×GY可以得到公共支出的產出彈性：γ=MPGGY，公共支出的相對規模S為S=GY，那么γ=MPG×S。由于政府財政每提供一單位的公共服務都要對應消耗一單位的社會資源，所以公共服務的邊際成本為1，而政府公共支出的邊際收益為MPG=dYdG，根據邊際成本與邊際收益相等原則，政府公共支出的邊際收益為1時，公共支出為最優狀態，這又被稱為“Barro法則”。當MPG>1時，表明公共服務供給不足，應該加大公共支出規模；當MPG<1時，表明政府服務供給過多，應該縮小公共支出規模。

當MPG=1時，公共支出達到最優規模，公共支出的產出彈性γ=MPGGY，因此γ=GY，即公共支出的產出彈性就是公共支出的最優相對規模。

（二）變量界定和數據選擇

文章以國內生產總值 GDP 代表總產出（Y），以固定資本形成總額代表資本存量（K），以就業人數表示勞動力投入（L），以公共支出總量衡量公共支出規模（G）。選取1997—2016年的統計數據作為實證研究的樣本，數據均來源于歷年《中國統計年鑒》。

考慮到物價變動的影響，為了使數據更具有可比性，我們對國內生產總值（Y）、資本存量（K）、公共支出（G）等各名義數據都除以GDP平減指數轉變為實際數據，以1978年為基期不變價格（1978=100）來進行轉換。

對于資本存量，由于并沒有現成的統計數據，一般學術界采用永續盤存法計算，公式如下：

Kt=（1-δ）Kt-1+ItPt

其中Kt表示當年的資本存量總額，δ表示資本折舊率，Kt-1表示上年的資本存量總額，It表示當年全社會投資資本總額，Pt表示資本固定價格指數。

資本存量的估計可以通過學者范巧所測算到的1952的基期數值342億為起點，然后設定資本折舊率。該折舊率采用資本品的相對效率幾何遞減模式計算：δi=1-（di）1ti，其中i為資本品的類別，δi為該類資本品的折舊率，ti為該類資本品的壽命期，di為資本品的殘值率。該方法得到很多學者的沿襲，學者范巧的測算估值大約為10%。文章也采用這個估值，以10%為資本折舊率進行測算。

對于固定價格指數的估算，利用GDP平減指數進行替代。文章采用司春林的做法，用以下公式進行換算：

DEF=GDPi1GDPiindex1 GDPiindex0GDPi0

其中DEF表示GDP平減指數，GDPi1為第i年的名義GDP，GDPiindex1為第i 年的GDP指數，GDPiindex0表示選擇上年或基年的GDP指數（100），GDPi0為上年或基年的名義GDP。這是因為中國統計年鑒中沒有統一的GDP指數，其分為兩個階段：第一階段為1952—1978年，該階段GDP指數是通過定義上年100作為基期進行計算；第二階段1979年至今，該階段GDP指數是通過以1978年100作為基期進行計算。全社會投資資本總額可以在《中國統計年鑒》中查閱，這樣可運用上述公式進行測算。

（三）數據檢驗

1. 單位根檢驗（ADF檢驗）

公共支出最優規模的測算需要采用時間序列進行回歸，而時間序列的回歸前提是樣本數據具有平穩性，否則就會造成“偽回歸”現象，使得研究失去了價值和意義。因此本文運用Eviews軟件，采用ADF單位根檢驗法對數據進行平穩性檢驗，檢驗結果如表1所示。

檢驗結果顯示，變量L（勞動力投入）的原始序列ADF檢驗t統計量相應的概率值遠小于5%的檢驗水平，從而可以拒絕原假設，接受不存在單位根的結論。而變量Y（GDP）、變量K（資本存量）、變量L（勞動力）的原始序列和一階差分序列的ADF檢驗t統計量相應的概率值遠大于5%的檢驗水平，從而可以認為序列是非平穩的，但是二階差分序列在5%顯著性水平下拒絕原假設，接受不存在單位根的結論，即D（lnY，2）、D（lnK，2）、D（lnG，2）是平穩的。因此，可以認定序列lnL、D（lnY，2）、D（lnK，2）、D（lnG，2）是平穩序列。

2. 協整檢驗

協整檢驗考慮的是變量之間是否存在長期均衡關系，雖然在短期內可能存在波動性，偏離均值，但是隨著時間的推移，變量會回到均衡狀態。由ADF檢驗可知，序列 lnL、D（lnY，2）、D（lnK，2）、D（lnG，2）是平穩序列，因此滿足協整條件。由于涉及變量較多，此處選擇采用基于回歸系數的Johansen協整檢驗來檢驗被解釋變量與解釋變量之間是否存在協整關系。檢驗結果如表2所示。

由上表可知，本文中提到的四個變量之間至少存在2個協整關系。這表明我國的國內生產總值GDP與就業人數、資本存量以及政府支出在樣本期內存在長期均衡關系。

3. Granger因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗是用來分析變量之間是否存在因果關系的方法，本文采用該方法來檢驗lnY與lnG之間是否存在格蘭杰因果關系。檢驗結果如表3所示。

由上表結果可知，在5%的顯著水平下，滯后期為2時，GDP的增長是引起公共支出規模擴大的Granger原因，這與我國近年來GDP和公共支出規模同步遞增的現象相吻合。而公共支出規模的擴大并不是引起GDP增長的Granger原因，這說明盲目的擴張性財政政策并不能刺激經濟增長。

（四）回歸結果

運用1997—2016年全國范圍內的GDP、公共支出、全國固定資本存量以及勞動力數據，應用Eviews軟件，利用最小二乘法回歸得到如下測算模型函數的線性關系：

lnY=0.2549lnK+1.5074lnL+0.3026lnG-12.2893

T=（2.7427） （1.3271） （2.8577） （-0.9795）

R-squared=0.998405 Durbin-Watson stat=0.468683

從上述結果可以看出，模型可決系數達到了0.998405，非常接近1，說明模型的擬合效果很好；變量Y和G的系數都在10%顯著水平下通過檢驗，參數的估計值是顯著的。但是模型的 D-W統計量較小，表明模型可能存在序列自相關。通過White 檢驗發現，模型不存在異方差問題。因此，回歸方程的估計結果必須采取相應的方式修正殘差的自相關性。為了消除序列相關性，在模型中加入AR（1）項，修正后的模型如下：

lnY=0.2535lnK+5.9250lnL+0.2006lnG-60.7740+[AR（1）=0.664]

T=（2.4759） （1.0974） （1.8775） （-1.0244） （3.2565）

R-squared=0.9995 Durbin-Watson stat=1.2464

從修正后的結果來看，模型可決系數R-squared達到了0.9995，非常接近1，說明模型的擬合效果很好。D-W 統計量上升為1.2464，自相關性得到解決。Y、G 和AR（1）的系數都在10%顯著性水平下通過檢驗，參數估計值非常顯著。

（五）模型分析

從以上模型結果中本節得出兩點結論：

1. 1997—2016年間，我國公共支出對經濟增長有一定的促進作用，公共支出的彈性系數為0.2006，這意味著在其他條件不變的情況下，公共支出每提高1個百分點，GDP相應提高0.2006個百分點。

2. 根據前文提到的“Barro法則”，政府公共支出的邊際收益MPG=1時，公共支出規模達到最優的狀態，此時公共支出的產出彈性就是公共支出的最優相對規模。因此本文經過實證分析得出，我國1997—2016年公共支出最優規模為20.06%。

四、 結論和政策建議

文章首先利用我國1997—2016年財政支出數據和GDP數據，運用描述性統計的方法分析了我國公共支出規模現狀，然后利用多元線性回歸模型，運用Eviews軟件，測算出我國1997—2016年我國公共支出最優規模大約為20.06%，因此文章認為我國目前公共支出規模已經超出最優規模，我國需要改變利用大規模擴張性財政政策來刺激經濟發展的辦法，具體政策建議如下：

（一）推進政府職能轉變，提高財政資金使用效率

我國支出公共總量和公共支出規模雖然年年遞增，但文章研究發現，很多財政資金使用效率并不高，存在資金浪費的嫌疑，而政府作為財政計劃制定者和財政資金的使用者，應積極轉變自身職能，提高行政效率，因為政府職能不是由政府自身決定的，而是由市場決定的，政府的行政管理體制應該完全從計劃經濟體制中轉過來，只有規范的政府，才能帶動規范的市場經濟，才能提高政府的效率。其次，競爭機制的引入有利于行政效率的提高，如公共產品的投放，以往基本上都是公共財政資金來運作的，文章認為政府可以嘗試業務合同出租、公共服務社區化等，引入PPP模式，來推動公共物品和服務的來源社會化，將公共資金和民間資本結合起來，增強公共財政資金的邊際使用效率。

（二）調整政策方向，優化公共支出結構

我國目前公共支出規模已經超出最優規模，再通過提高公共支出規模來刺激經濟增長的辦法意義不大，因此為了促使我國經濟更好更快發展，文章認為我國應調整政策方向，將重點從擴大公共支出規模轉移到優化公共支出結構上來，因為我國目前公共支出結構現狀是涉及民生保障的轉移性支出比重遠低于消耗性支出，且增速緩慢，行政管理支出和經濟性支出比重居高不下，資源浪費現象突出，因此我國應在現有公共支出規模的基礎上，著力于優化整體公共支出結構，降低消耗性支出比重尤其是行政管理支出比重和經濟性支出比重，嚴控“三公經費”規模和防范不必要的重復建設，同時要積極提高轉移性支出比重，尤其是提高社會保障和就業支出與住房保障支出的規模和質量，縮小社會貧富差距，讓經濟發展的成果惠及大眾，同時要控制國債還本付息支出規模增長的速度，防范地方政府性債務風險的發生。

（三）發揮財政轉移支付功能，縮小地區發展差距

隨著我國經濟的迅猛發展，我國東、中、西三大區域經濟發展差距越來越大，因此為提高經濟發展效率，政府應充分發揮財政轉移支付功能，實施區域補償政策，縮小地區發展差距，具體來說就是適當增加中部和西部公共支出尤其是基礎設施建設投入，改善中西部地區社會公用設施，為其創造良好的投資環境。對于東部經濟較為發達地區應減少經濟性公共支出投入，避免產能過剩，同時加大教育、科技投入促進其產業升級。

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作者簡介：

方鵬輝，男，同濟大學經濟與管理學院研究生，研究方向：公共財政與公共政策。