基于公共服務投入與經濟增長關系的最優規模測算

肖建華

（江西財經大學 財稅與公共管理學院，南昌 330013）

基于公共服務投入與經濟增長關系的最優規模測算

肖建華

（江西財經大學 財稅與公共管理學院，南昌 330013）

多數研究文獻表明基本公共服務可以促使經濟增長，我國為糾正農村基本公共長期以來的供給二元特征加大了財政投入力度，但財政投入存在最優規模，文章以C-D生產函數為模型，以1978～2008年的中央財政投入時間序列為原始數據對農村基本公共服務與經濟增長間關系進行最優規模測算。結果發現廣義財政投入占GDP的比重超過了最優值，但狹義財政投入占GDP比重及狹義財政投入占農村GDP的比重低于最優值，這從另一側面說明我國關于財政投入的制度建設及地方財政投入改善農村基本公共服務存在較大的空間。

農村基本公共服務；經濟增長；財政投入

長期以來，我國公共品的供給存在嚴重的二元特征，城市與鄉村居民所享受的在教育、醫療、衛生等方面的差距較大，財政投入的城市偏向較為明顯。但在近年來，我國加大了對農村基本公共服務領域的投入，財政在這些領域內的投入對于農村經濟發展和農村社會穩定發揮了一定積極作用，但仍與城市居民存在較大差距，繼續加大財政投入是進一步改善農村基本公共服務的重要途徑，但是財政投入也面臨收入制約，其投入是否存在邊界，其最優規模是多大。本文以此為基本研究議題，以中央財政投入的時間序列數據從實證的角度給出定量分析。

1 模型、數據選擇與分析方法

關于財政支出最優規模的估算在國外存在大量的理論文獻，但從國內文獻檢索情況來看，類似研究較少。其中馬栓友較早地對政府規模與經濟增長進行實證研究。馬樹才、孫長清采用C-D函數估算了我國財政支出的相對規模；張明喜、陳志勇采用相對比率的增長率來研究最優財政支出的相對規模；呂冰洋、崔興芳采用截面面板和時間序列數據對將實證研究拓展至地方財政支出與經濟增長間的關系。盡管采用的方法不同，但從他們的估算結果來看基本能夠反映我國的現實情況，對現實具有一定的解釋能力。本文也采用常用的C-D生產函數來對我國農村基本公共服務財政投入的最優規模進行估算,模型的基本形式可寫成為：GDP=AKαLβGγ，通過取對數變換可得：

考慮我國經濟的二元性和財政被分割的現實，把GDP分成全國GDP、農村GDP及廣義財政投入（G1）、狹義財政投入（G2）①廣義財政投入包括預算內、預算外農村的所有投入(G1)，狹義財政投入指的預算內財政對農村的投入（G2）。進行估算，但是廣義財政投入與農村GDP的關系對我們沒有多大的政策意義，在此我們暫時不予考慮，則(5.1)可分解表述為如下三種情況：

第Ⅰ種情況：廣義財政投入占全國GDP的最優比重

第Ⅱ種情況：狹義財政投入占全國GDP的最優比重

第Ⅲ種情況：狹義財政投入占農村GDP的最優比重

數據來源于《中國統計年鑒 （2008）》、《中國統計年鑒（2008）統計摘要》、《中國財政年鑒（2008）》、《中國農村統計年鑒（2008）》。K的數據是根據支出法下國內生產總值的資本形成額減去預算內固定資產投資得到；L主要是農村從業人口，包括農村農業和非農就業人口；財政投入中狹義指的預算內財政對農村的投入（G2），廣義財政投入包括預算內、預算外農村的所有投入(G1)，所謂的財政投入是指財政在支農支出、基本建設費、農科三項費用、救濟費、其他等項目上的投入總和。估算的基本程序是首先對各變量進行ADF進行檢驗，考察序列的平穩性；然而在同階的情況下進行協整檢驗，如果存在協整關系，則進行協整回歸分析，同時考慮多重共線性和異方差對模型的影響；如果不存在協整關系，則在差分后進行回歸分析，然后倒推原方程式得到所需要的最優規模值。分析主要采用Eviews3.1軟件進行具體估算。

2 實證結果

通過實證分析，我們得出如下結果：

第Ⅰ種情況估算 （R1）：廣義財政投入占全國GDP的11.16%

在對原序列取對數處理后 （GDP數據采用的是指數，其余數據在原數據的基礎上進行了平滑處理）進行平穩性檢驗，結果如表1。

表 1 lngdp、lnpc、lnrp、lng1的平穩性檢驗

檢驗結果顯示，lngdp、lnpc、lnrp、lng1四個變量都是非平穩序列，在進行一階差分之后處于平穩狀態，為I(1)序列，符合協整條件。因此，為檢驗其是否存在協整關系，我們采用JJ檢驗法進行檢驗，結果如表2。

表 2 lngdp、lnpc、lnrp、lng1的協整檢驗

由檢驗結果可知，lngdp、lnpc、lnrp、lng1存在協整關系，可以直接進行協整回歸分析。在回歸過程中發現，方程存在自相關性和異方差，為消除兩者對方程的影響，我們引入自回歸滯后項AR和VIF因子，

將各變量在VIF中的載荷值F=0.48LnK+0.34LnL+0.182LnG1，代入 LnGDP=11.08+0.613F

建立最后回歸方程為：

表3 第Ⅰ種情況的統計結果

由上述估算結果看出，經過處理后，方程擬合度比較高，D.W值仍然較低，但可以接受，部分消除了自相關性，從中我們可知廣義財政投入占全國GDP的11.16%為最優規模，此時邊際產出為最大。

第Ⅱ種情況估算(R2)：狹義財政投入占全國GDP的7.26%

類似地， 我們對序列 lngdp、lnpc、lnrp、lng2進行 ADF 檢驗發現其為I（1）序列，并且存在協整關系，同樣在協整回歸分析中，為消除多重共線性和異方差對模型的影響，我們引入AR項和VIF，

將VIF中各變量的載荷值F=0.34LnK+0.55LnL+0.12LnG2代入方程：LnGPD=2.99+0.605F，得出最優回歸方程：

表4 第Ⅱ種情況的統計結果

由上述估算結果看出，經過處理后，方程擬合度也比較高，D.W值比Ⅰ種情況有所改善，自相關性在某種程度上被克服，結果可以接受。我們可以粗略認為狹義財政投入占全國GDP的7.26%為最優規模，此時邊際產出為最大。

第Ⅲ種情況估算(R3)：狹義財政投入占農村GDP的最優規模為5.68%。

類似地，我們對序列 lnngdp、lnpc、lnrp、lng2進行 ADF 檢驗發現其為I（1）序列，并且存在協整關系，在協整回歸分析中，為消除多重共線性和異方差對模型的影響，我們引入AR項和VIF。

將VIF中各變量的載荷值F=0.28LnK+0.61LnL+0.11LnG2代入方程：LnGDP=1.68+0.516F，得出最優回歸方程：

表5 第Ⅲ種情況的統計結果

由上述估算結果看出，方程的擬合程度仍然很高，D.W值比第Ⅰ、Ⅱ種情況有很大改善，自相關性已不是很嚴重，估算結果可以接受：狹義財政投入占農村GDP的5.68%為最優規模，此時邊際產出為最大。

3 主要結論

上述三種情況的最優規模值是基于我國歷年財政(1978年后)對農村投入的年序列數據得出的估算值。與實際值對比來看，廣義財政投入占全國GDP的比重除個別年份等于或在最優規模之下外，大多數年份超過了最優投入規模（如圖1：a）。然而就狹義財政投入來看，無論是占全國GDP還是占農村 GDP，其值一直低于最優規模（如圖 1：b和 c），從中我們至少可以得出以下兩個重要結論：

結論1：從廣義財政投入來看，我國財政投入超過最優規模值，但從農村實際效果來看，財政投入沒有得到應有的產出效果，為什么呢？其原因與資金分配和資金使用有關：第一，與我國財政收入被肢解、投入傳導機制等有關。即我國廣義財政投入一方面散落于預算外和制度外財政，農村投入資金都來源于這部分資金，但部分資金由于統計困難未能統計進入財政賬戶；另一方面，廣義財政投入存在傳導機制問題，大部分資金是以農村名義跑“部”“錢”進，但實際用途被改變了；第二，與財政投入資金存在“馬太效應”有關。談判能力強和經濟實力較強的省份從中央得到的資金多，但投入并未按規定投向農村；類似地，在一般省份中由于經濟發展推行非均衡發展戰略，經濟實力較強的市、縣從上級政府要來的資金也相對占有較大份額，但其資金也被挪作他用。

結論2：從狹義財政投入來看，兩方占比都低于最優規模值，而且一直呈現下降趨勢，究其原因，大致存在以下幾種情況：首先，國家非均衡戰略轉型速度慢，農村經濟中收益分配仍然傾向于城市，城市經濟改革需要中央財政支持，資金在短時期內通過預算內大幅增加速度過緩，農村新增投入只能在每年新增的財政收入中產生；第二，農村經濟近年來有所發展，尤其是非農產業占比提高，相對于農村投入的增加額來說，農村GDP的變化大于中央財政對農村的投入；第三，從中央財政投入的狀況，我們可以很容易推測地方財政對農村的投入還有很長的路要走。來源于體制的原因，中央財政在1994年后財力相對比較充裕，尤其在1998年后，在稅收分成方面，財權繼續上收。地方政府合法財力與中央政府相比差距太大，對農村投入則顯得力不從心，多數地方城市基礎設施建設還有賴于向農民融資，更談不上對農村的生產性投入。

4 結束語

基于實證發現，筆者認為從理論上分析，我國加強財政投入改善農村基本公共服務對于地方政府而言空間較大，任務也相對較為艱巨，中央財政盡管從廣義財政角度看超過了最優規模值，但是資金轉移途徑、投入效率、財政體制、行政體制等諸方面的改革是未來保障財政投入符合最優規模值的關鍵，改革的關鍵不是具體需要多少資金，而在于具體制度如何安排。

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（責任編輯/浩 天）

F812.8

A

1002-6487（2010）19-0114-03

肖建華（1972-），男，江西泰和人，博士，副教授，研究方向：公共經濟與農村財政。