我国地方财政战略行为与空间溢出效应评估研究_财政支出论文

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      中图分类号：F713.55 文献标识码：A 文章编号：1004-4892(2016)02-0032-08

      自1978年以来，我国的财政体制改革的主基调就是在保持中央政治集权的同时实行经济上的财政分权，在这样一种特殊的体制安排下，不仅使中国具有了市场经济的激励机制，而且克服了单纯集权制的种种弊端[1]，政治和经济上的双重激励使得地方官员为了在晋升锦标赛中占得先机，必须大力发展辖区经济，促使本地区GDP高速增长[2]，由于地方政府的独立经济利益得到认可，拥有了对财政收入的剩余支配权，因此地方政府一方面必须对经济发展起重要作用的流动资源展开激烈争夺，以促进辖区经济增长，由此和其他地区开展税收竞争和支出竞争[3][4][5][6][7]；另一方面，如果辖区在环境、教育、医疗、养老等民生方面远远落后临近地区，不仅本辖区的民众会有怨言，同时也会影响到上级对其政绩的评价，因此民生方面，地区之间又要进行标尺竞争[8][9]。但是，随着我国经济由“追赶型”迈向更高级的发展阶段，地区间的财政竞争所带来的负面效应也越来越引发关注：拥有双重代理身份的辖区政府会尽力凸现其能被代理人识别的竞争优势，使得地区政府财政支出结构扭曲，即只追求短期的经济增长效应，忽视对辖区内公共服务和公共事业投入，导致社会民生问题矛盾重重[10][11][12][13][14]。

      许多学者开始担忧，这种粗放式的财政策略能在多长时期内支撑中国经济继续增长？严重扭曲的财政支出结构会不会成为经济发展转型、和谐社会建设的瓶颈？要回答上述问题，必须深入研究地区间的财政策略互动行为的特征及性质，把握其时空趋势，这对于匡正地方政府竞争行为、优化地区间的经济竞争环境，具有重要的理论价值和现实意义。因此，有必要对我国地区间的财政策略性博弈行为进行实证性检验。

      二、空间计量模型选择与空间权重矩阵设置

      从空间计量经济学的视角进行分析，地区代理人的财政决策会受到其他地区代理人在上一时期决策的影响，因此有下式：

      

      其中，y为地区在t时期选择的财政决策变量，如财政支出、税率水平等，X为影响本地区的其他变量，W是空间权重矩阵，

为常数项向量，α，ρ，β为待估计参数，

。

      但是当空间误差自相关被忽略，(1)式的估计就会得到错误的策略互动证据，估计的反应函数斜率会偏大，这个结果反映的是空间误差自相关，而不是策略互动[15]。因此必须明确考虑空间误差自相关，即模型(1)应进一步扩展为SAC(Spatial Autoregressive Model with Auto Regressive Disturbances)模型：

      

      其中，

是空间误差自相关的权重矩阵，v是服从严格假设条件的误差向量。

      James LeSage(2009)[16]分析了因遗漏变量导致的空间误差自相关的情形，并推导出当X与误差项u相关时，计量模型可以设定为SDM(Spatial Durbin Model)模型：

      

      因此在理论上难以确定SAC、SDM模型何者更优，必须对SAC、SDM模型即(2)、(3)式进行统计检验，以便选择合适的模型进行实证分析。

      Baicker(2005)[17]指出，全面地考察不同空间权重矩阵设定对地方政府间策略互动行为的影响，有助于识别主要是哪一种机制在发挥作用①，因此本文主要结合财政理论和空间计量理论分别设置以下空间权重矩阵：考虑到财政支出、税率设定的外溢效应主要是通过空间距离扩散，因此设置基于空间距离的权重矩阵

来捕捉这种外溢效应；考虑到财政的标尺竞争会以经济、社会发展相似的地区作为比较对象，因此设置基于经济距离的权重矩阵

和基于社会和自然环境的权重矩阵

。

      

设置方法为：

，其中

为人均GDP的时间均值，

为两地之间的距离，η为指数函数的系数；

的设置方法为：按照中国的经济发展水平的高低和社会人文环境划分三大社会经济带，分别是东部、中部和西部②，当i省和j省在同一社会经济带中，则

=1，否则

=0。

      考虑到无法观测的因素，如地理气候、人文环境等进入误差项中，而这些因素具有一定空间延续性，导致误差项出现空间依赖，因此设置空间社会地理权重矩阵

捕捉这种联系，参考我国传统的社会地区分类方法，分为8大地区③，具体设置为：当i省和j省处于同一社会地区分类中，则

=1，否则

=0。

      三、变量选取与空间特征分析

      本文选取中国31个省1996-2012年共17年的面板数据进行实证研究，由于地区间的财政互动策略既可以是税收手段也可以是支出手段，因此实证研究财政政策一是从收入角度分析税收策略性行为，选择地区宏观税率作为因变量；二是从支出的角度分析财政支出的策略性行为，基于财政支出的不同性质并参考付文林(2006)[18]的方法，进一步考察三类财政支出④，即基本建设支出占总支出比率(包括城市建设维护费)、文教科卫支出占总支出比率以及社会保障支出占总支出比率。

      在解释变量的选择中，财政分权指数反应地方政府的财政自主权，本文采用常用的省份人均财政收入/(省份人均财政收入+人均中央财政收入)来度量财政收入分权水平，用省份人均财政支出/(省份人均财政支出+人均中央财政支出)来度量财政支出分权水平，其中省份财政收入为本级财政收入加上中央政府的转移支付，而省份财政支出则为本级财政支出(含中央转移支付)。

      其他反映地区社会经济特征的控制变量分别为人均GDP、地区总人口以及公务员占总人口比，同时引入私营企业职工就业比重，以捕捉市场化进程和财政管理体制演进对各省份财政支出规模的影响[19]。考虑到收入和支出相互影响和制约，在估计地区税率反应函数时加入地区财政支出作为自变量，在估计地区支出反应函数时加入地区宏观税率作为自变量。上述变量的数据来自《新中国50年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》，人均GDP以1978年为基数计算得到，因财政支出分类在2007年发生较大变化，有关财政支出反应函数的估计数据跨度为1996-2006年。

      在进行模型的实际估计前，先通过探索性空间数据分析来判断待考察的变量是否具有空间特征。本文对宏观税率、基本建设支出占地区总支出比率、文教科卫支出占地区总支出比率、社保支出占地区总支出比率按时间求均值，再对求得的均值作空间分布的四分位图，结果分别如图1-4所示。

      

      图1宏观税率四分位图

      

      图2 基本建设支出比率四分位图

      

      图3 文教科卫支出比率四分位图

      

      图4 社保支出比率四分位图

      结果显示，全国31个省市间财政决策表现出较强的空间集聚现象，即相邻地区或经济发展水平接近的地区呈现出税率选择上的正相关性；而社保支出占地区总支出比率最低的地区为沿海地区，而沿海地区的科教文卫支出占比却又是最高的，财政支出决策上也呈现出一定的空间相关性。进一步利用经济距离矩阵作为空间权重矩阵分别计算这四个变量的全局Moran's I指数⑤，宏观税率存在较强的空间相关性(均至少通过了1%的显著性水平检验)，基本建设支出比只有2001、2002年表现出了正的空间相关性，文教科卫、社保支出1996-2002年空间相关性不强，但2003年以后空间相关性逐步增强。这体现出地区间在收入方面存在税收博弈行为，在财政支出方面表现出结构性的差异，即基本建设支出没有明显的策略性行为，而文教科卫和社保支出在90年代空间相关性不明显，但是2000年后二者均表现出较强的空间相关性，上述现象既有可能是源于财政政策的空间外溢性也有可能来自于财政竞争或标尺竞争，需要进一步分析。

      四、模型估计与结果分析

      依据前文从经济理论以及空间计量理论分析，本研究拟采用SAC、SDM(具体何种模型通过统计检验确定)的空间面板数据的个体固定效应模型⑥，即：

      

      本研究利用(4)式估计：宏观税率反应函数、基本建设支出反应函数、文教科卫支出反应函数以及社保支出反应函数，其中，y变量的空间权重矩阵以及x变量的空间权重矩阵依次采用空间距离矩阵

，经济距离矩阵

，经济区域空间矩阵

，误差项的空间自回归统一采用社会权重矩阵

。

      利用Anselin(2001)给出的极大似然估计方法，估计空间面板个体固定效应的SAC和SDM模型⑦，所有变量取对数形式。考虑到人均GDP、公务员比率、地区财政支出、宏观税率可能具有的内生性，实际估计中采用其时间的一阶滞后变量。Wd表示空间距离权重矩阵、WE1表示经济距离权重矩阵，WE2表示基于社会自然环境的空间权重矩阵，SAC模型中误差项的空间权重矩阵均采用Ws矩阵。估计结果如表1、2、3、4所示：

      

      

      表1的税率反应函数估计的结果，从AIC、BIC的角度判断，SAC模型更适合，SAC模型因变量的空间自回归系数均较显著，显示我国省际间确实存在税收竞争，但不同的空间权重矩阵显示出地区间不同的策略行为，空间距离权重矩阵Wd显示出互补策略，反应系数为0.52，经济距离权重矩阵WE1也显示出互补策略，但强度减弱为0.12，而基于社会自然环境权重矩阵WE2则显示出替代策略，系数为-0.09。进一步基于log-likelihood判断，则采纳空间距离作为空间权重矩阵的SAC模型的拟合效果最好，这表明我国省际间税收竞争更多的是选择地理位置临近的地区为竞争对象，这是由于税收政策存在外溢性，而这种外溢性会随着距离的增大而递减(资本、人力存在转移的成本)，即税收竞争主要由外溢效应机制产生。因此可以得到结论1：我国各省之间税收竞争上存在不同的策略行为，空间相邻地区和经济发展相近地区主要为互补策略，社会文化相似地区为替代策略，税收竞争的内在产生机制为外溢效应，主要以物理空间临近的地区为竞争对象。

      表2、3、4为基本建设支出、文教卫科支出以及社保支出的反应函数的估计结果，从AIC、BIC的值来看，SAC模型为上述三种支出的合适的模型。根据基本建设支出的log-likelihood判断，采用经济空间权重矩阵或社会自然环境权重矩阵均比单纯的空间距离矩阵的拟合效果好，表明基本建设支出更多的是选择经济发展水平相近的省为竞争对象，其支出反应系数在经济距离权重矩阵为-0.46，在社会自然环境权重矩阵中为0.20，这显示基本建设支出也存在不同的策略性行为。经济水平相近的省份之间采取互补策略，这是因为经济发展水平相近则具有可比性，为了在经济增长竞赛中胜出，基本建设支出表现为正的相互影响，而在社会环境和地域环境相似的省份之间，则采取替代策略，因为基本建设支出存在一定的空间外溢性。在SAC模型中，根据文教科卫支出的log-likelihood判断，空间距离权重矩阵Wd的拟合效果最好，其反应系数为0.33，社保支出的反应系数在三类空间权重矩阵中为0.83，0.3，0.12，且高度显著，表明三大类支出均存在策略性行为，而且均为互补策略。三类支出SAC模型中空间误差项均采用社会空间权重矩阵Ws，因为自然、地理、人文特征这些无法观测的变量具有空间延续性，这些因素与财政支出相关，因此如果忽略了误差项的空间自相关，那么会高估财政策略互动程度，即必须剥离由于误差因素导致的空间自回归效应。从此次估计结果看，3类支出函数的空间误差自回归系数λ均为正，且高度显著，即周边地区这些因素导致的外部冲击会对本地区的财政支出造成正的影响。综合前述ESDA分析以及模型估计结果，可以得到结论2：基本建设支出占比、文教科卫支出占比和社保支出占比，均存在策略性行为，而且均为互补策略，而临近地区的自然、气候、制度等外部环境的变化会对本地区财政支出造成显著的冲击。

      财政分权指数是我们重点关注的变量，因为其反映了一个地区能够自主支配的财力水平、能够进行财政竞争的能力。该变量的系数在基本建设支出函数中为正，在文教科卫和社保支出中为负，表明地方政府的财政自主权和基本建设支出正相关，和民生支出负相关，说明地方政府基本建设的投入热情很高，但是在民生支出方面地方政府在完成刚性的民生支出后，更多的资源仍然投入到了基本建设中，因此可以得到结论3：我国地方政府财政支出存在结构性的动力差异，地方官员主动进行“GDP竞争”，被动接收“民生竞争”，因此不改变官员的晋升激励机制，随着财政分权程度的加深，地区的财政支出的扭曲程度将进一步加大。

      五、空间溢出效应

      一个地区的财政政策会对相邻地区产生正的或负的影响，度量这种财政溢出效应的大小，对我们深入理解地区间财政策略互动行为的根源、性质及程度均有帮助。我国目前财政竞争的相关理论文献，只有二篇量化分析了公共支出的溢出效应，但文中直接用解释变量的系数作为溢出效应的值，该方法尚有许多争议。本研究采用LeSage & Pace(2009)的方法从求解偏微分的角度得到解释变量发生变化时对相邻区域产生的平均溢出效应，然后进行统计检验，这为度量和检验空间溢出效应提供了更加有效、准确的方法，具体估计结果如表5所示：

      

      表5显示了各解释变量对本地区的财政决策变量的直接影响(直接效应)，同时通过空间溢出对其他地区产生的间接影响。地区人口对地区税率的直接效应分别为0.330、0.102，对其他地区税率产生的外溢效应分别为0.34、0.10，对三类支出的直接效应分别为-0.79，0.05，-1.2，间接效应分别为0.3，-0.04，-0.47。人均GDP只有在社保支出中存在显著的直接效应和间接效应，分别为0.92和0.34，私营企业职工比重在税率反应函数中不显著，在支出函数中对基本建设支出和社保支出中为正的效应，在文教科卫中则呈现负的效应。财政分权指数在所有的财政决策选择中都存在较显著的外溢效应。对地区宏观税率的选择，财政分权指数每提高一个百分点，本地区的税率会升高0.391个百分点，并且导致其他地区的税率提高0.4个百分点(所有地区增加之和平均)。这说明财政分权不但会提高本地区税率，也会提高其他地区税率。而对三类财政支出的溢出效应，分别为0.66，-0.26和-1.06，表明本地区财政分权的提高，会提升其他地区基本建设支出的比例，降低文教科卫支出和社保支出的比例。

      本文对被解释变量的空间互动效应的估计表明，为了吸引流动资源而竞相压低税率，为了提高地区生产率而竞相投入基本建设，仍然是地方政府财政支出的重要方面，同时地方政府在民生支出方面也开始具有攀比性。估计结果显示地区的财政自主权越高，地方政府越会进行税收竞争和增加基本建设投入，而民生支出占总支出的比率会进一步降低，可见地方主政官员受“晋升激励”仍然有热情主动进行“增长竞争”，被动接收“民生竞争”。通过对误差项自回归系数的估计，显示临近地区的自然、气候、制度等难以量化的外部环境的变化会对本地区财政支出造成显著的冲击，这进一步揭示我国地区间财政联系的紧密性和复杂性。最后本文估算了四个财政变量方程的空间外溢性，这为制定地区财政政策提供了一个更广阔的视野，也为财政政策的收益—成本分析提供了更为准确的依据。

      过去的30年中国经济处于“追赶”阶段，地区间的财政策略互动为中国经济的高速增长提供了持续的动力，但是随着中国进入更高级的发展阶段，其负面作用不断显现。解决地区税收竞争所导致的地区收入不足，保障财政的可持续性，必须完善财政收入结构，拓宽收入来源，解决收入机制造成的各种扭曲。必须调整支出结构，随着大量基础设施的建成，基础设施的边际回报率开始下降，更多的支出应向基本公共服务、改善人力资本方面倾斜。同时规范财政的转移支付制度，促进地区间的财力均等化等都是可行的应对之策。当然，最终转变政府职能、转变政绩考核标准，转变官员激励机制才是解决上述问题的根本所在。

      ①Baicker认为表现出来的财政策略互动的内在产生机制可能有3种，分别为外溢效应机制、财政竞争机制及标尺竞争机制，其中外溢效应主要产生于地理空间相邻的地区，而财政竞争和标尺竞争主要产生与经济发展水平相似或者人文环境相似的地区，因此本文采用三种空间权重矩阵来辨别我国财政策略行为的特点和性质。

      ②东部地带包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等11个省市；中部地带包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8省；西部地带包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古等12个省、市、自治区。

      ③地区详细分类为，东北地区包括辽宁、吉林、黑龙江；北部沿海地区包括北京、天津、河北、山东；东部沿海地区包括上海、江苏、浙江；南部沿海地区包括福建、广东、海南；黄河中游地区包括陕西、山西、河南、内蒙古；长江中游地区包括湖北、湖南、江西、安徽；西南地区包括云南、贵州、四川、重庆、广西、大西北地区包括甘肃、青海、宁夏、西藏、新疆。

      ④由于中国2007年1月1日正式实施的政府收支分类改革，支出分类采用了国际通行做法，因此2007年前后支出的统计口径有了较大变化，考虑到数据的可比性，本文财政支出的数据截至2006年。

      ⑤由于篇幅所限，这里没有给出具体结果，备索。

      ⑥本文对宏观税率方程、基本建设支出方程、文教卫支出方程、社保支出方程，分别采用时间固定效应联合显著性LR检验，检验结果不能拒绝模型不存在时间固定效应假设，采用空间个体固定效应联合显著性检验，均在1%的显著性水平上拒绝了模型不存在空间个体固定效应。因此，本文的基准模型采用空间个体固定效应模型。

      ⑦在进行模型的实际估计之前，我们检验了SDM模型能否化简为SAR模型或SEM模型，实际检验时采用经济距离矩阵作为空间权重矩阵进行Wald的检验，结果显示四个方程只有基本建设支出方程的SAR模型检验没有通过10%的显著性检验水平，其余方程都显著拒绝了原假设，因此本研究将主要采用SAC模型和SDM模型进行检验。

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