張明玖

(重慶大學 貿(mào)易與行政學院，重慶 400044)

一、引言

基本公共服務(wù)均等化和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展對于全面建設(shè)小康社會和構(gòu)建社會主義和諧社會具有特別重要的意義。不少學者對于這個問題進行了一定的研究，但對于公共服務(wù)均等化與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系差異的研究并不多見。Grier和Tullock(1989)利用第二次世界大戰(zhàn)后115個國家的截面—時間序列數(shù)據(jù)進行的經(jīng)驗分析表明,GDP的實際增長率與政府消費性支出比率是顯著負相關(guān),相反,政府的投資性支出(基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等)為經(jīng)濟增長提供了必要環(huán)境。Barro(1990)在AK模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)造公共支出的內(nèi)生增長模型，指出其中公共支出與私人投資是互補的，公共支出的規(guī)模會顯著地影響經(jīng)濟增長率。Barro(1991)明確區(qū)分了財政支出中的非生產(chǎn)性政府消費和生產(chǎn)性公共投資,并對98個國家1960—1985年間的人均GDP增長率進行了若干回歸分析,得出的結(jié)論是:公共消費對人均GDP產(chǎn)生顯著的負面影響,而公共投資對人均GDP有正的影響,但統(tǒng)計上不顯著。Devarajan, Swaroop and Zou(1996)通過對43個發(fā)展中國家近20年的統(tǒng)計分析表明,政府生產(chǎn)性支出占總支出中的比例對經(jīng)濟增長有副作用,而政府的非生產(chǎn)性支出占總支出的比重與經(jīng)濟增長正相關(guān),這說明發(fā)展中國家的政府在基本建設(shè)上投資比例太大,而忽視了經(jīng)常性的公共支出。Zhang and Zou(1998)等實證檢驗了財政分權(quán)與宏觀經(jīng)濟增長之間的關(guān)系,普遍認為發(fā)達國家20世紀中后期以來地方政府支出權(quán)力和份額的加大促進了經(jīng)濟增長,而發(fā)展中國家經(jīng)濟增長與財政分權(quán)程度不一定成正向關(guān)系。

在國內(nèi)，公共支出與經(jīng)濟增長的研究也是熱門問題。莊子銀和鄒薇(2003)對中國公共支出與經(jīng)濟增長展開了時間序列和橫截面的經(jīng)驗分析。馬拴友和于紅霞(2003)利用1995—2000年我國的分省數(shù)據(jù)，采用Barron(1991)根據(jù)新古典增長模型構(gòu)建的增長方程，估計了則政轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)經(jīng)濟收斂的影響。陳秀山和徐瑛(2004)對轉(zhuǎn)移支付的區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)效應(yīng)進行了研究。付文林和沈坤榮(2006)利用我國分省數(shù)據(jù)了地方政府財政和中央政府財政支出對經(jīng)濟增長的影響。張明喜(2006)利用1995—2004年我國的分省數(shù)據(jù)，采用與馬拴友和于紅霞(2003)相似的方法進行了相關(guān)研究并得出與之相似的結(jié)論。朱之鑫(2006)認為，縮小地區(qū)差距的內(nèi)涵不是指經(jīng)濟總量上的差距，重要的是要縮小各地區(qū)間在公共服務(wù)和生活水平方面的差距。劉寒波、王貞、劉婷婷(2007)在不考慮本地交易成本的前提下,運用空間分析方法,研究討論兩對稱區(qū)域政府公共服務(wù)供給對要素流動、聚集的影響。安體富、蔣震(2008)分析了我國當前區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調(diào)的種種表現(xiàn)，揭示了導致這些問題存在的財稅政策因素。張明喜(2008)運用聚類分析方法了地方財政支出結(jié)構(gòu)與地方經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。趙佳佳(2008)用東北三省的面板數(shù)據(jù)來驗證公共服務(wù)結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟的影響。另外，由于趙佳佳(2008)所用的時間序列較短，這會使分析結(jié)果的信度大大降低。總體來說，在當前的研究中，通對基本公共服務(wù)供給與經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的研究還有待深入。

改革開放以來，我國實行不平衡的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，使我國城鄉(xiāng)“二元經(jīng)濟”明顯、東西部差距較大。在東西部差距中，不光是經(jīng)濟總量的差距上，基本公共服務(wù)的供給亦是差距明顯。根據(jù)2007年中國統(tǒng)計年鑒，2006年，東部地區(qū)人均GDP達到27 172.95元，上海最高達57 695元。而西部人均GDP為10 936.54，貴州的最低為5 787元，僅有上海的十分之一。在基本公共服務(wù)供給方面，東部人均科教文衛(wèi)支出為660.7306元。北京最高為1 996.192元。西部人均科教文衛(wèi)支出為463.2554元。最低為川渝356.4048元。我國東、西部的這種差距，使我們能較為方便地研究基本公共服務(wù)供給與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系。Barro對98個國家1960—1985年間的人均GDP增長率進行了若干回歸分析,得出的結(jié)論是:公共消費對人均GDP產(chǎn)生顯著的負面影響,而公共投資對人均GDP有正的影響,但統(tǒng)計上不顯著。由此可推測,東、西部差距擴大的一個可能的重要原因是東、西部公共服務(wù)水平上的差異。基于此,弄清東、西部公共服務(wù)供給與經(jīng)濟的現(xiàn)實發(fā)展關(guān)系及其差異所在,對于協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展和全面建設(shè)小康社會有重要意義。

為了檢驗公共服務(wù)與經(jīng)濟增長關(guān)系的區(qū)域差異是否存在以及存在的形式,本文從公共服務(wù)的內(nèi)容角度定義公共服務(wù)為：由一國或一地區(qū)公共服務(wù)組織通過財政提供的純公共和準公共的產(chǎn)品和勞務(wù)等，主要包括文教科衛(wèi)、基本建設(shè)、就業(yè)、社會保障、國防、司法行政、生態(tài)環(huán)境等純公共服務(wù)或準公共服務(wù)?？紤]到選取的指標與統(tǒng)計資料之間的關(guān)聯(lián)性，本研究將主要選取基本建設(shè)、文教科衛(wèi)為研究對象。本文針對中國東部和西部,先分別進行基本建設(shè)供給、科教文衛(wèi)供給與經(jīng)濟增長關(guān)系的檢驗,然后進行比較分析。由于受統(tǒng)計資料的制約,在計量分析中僅用時間序列資料不能滿足大樣本的要求,這樣會降低實證分析結(jié)論的可信度。本文采用軟件Eviews6.0作為分析工具，運用面板數(shù)據(jù)來解決小樣本的問題,并結(jié)合面板數(shù)據(jù)單位根檢驗、協(xié)整檢驗來增強數(shù)據(jù)的使用效率,從而使實證結(jié)果更有說服力。論文以下結(jié)構(gòu)安排:第二部分是公共服務(wù)供給與經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的實證模型和數(shù)據(jù),并介紹面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法、協(xié)整檢驗方法；第三部分給出實證結(jié)果；第四部分是研究結(jié)論與政策建議。

二、模型推導、研究方法與數(shù)據(jù)采集

(一)實證模型及數(shù)據(jù)

在研究區(qū)域公共支出和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展關(guān)系的文章中，所用的模型都是基于經(jīng)濟學理論的相關(guān)模型。不同支出在于具體指標和變量的選擇。根據(jù)我國的具體情況，在本文中，我們建立以下實證模型：

Yit=αCSit+βKJWWit+χFit+θPit+εit

(1)

(1)式中Y取各省市人均GDP的對數(shù)，代表經(jīng)濟增長變量，CS(人均基本建設(shè)支出的對數(shù))代表基本建設(shè)供給，KJWW(用人均科教文衛(wèi)支出的對數(shù))表示科教文衛(wèi)供給，F(xiàn)代表財政支出規(guī)模(財政支出占地區(qū)GDP比例),P為通貨膨脹(為GDP縮減指數(shù)減去1)反映政府的行為，F(xiàn)和P為控制變量。t和i分別代表時間和省別。由于科教文衛(wèi)支出和基本建設(shè)支出與經(jīng)濟增長關(guān)系還未確定, 所以同時建立以科教文衛(wèi)支出和基本建設(shè)支出為應(yīng)變量的模型:

CSit=αYit+βFit+θPit+εit

(2)

KJWWit=αYit+βFit+θPit+εit

(3)

根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計口徑,西部地區(qū)包括重慶市、四川、貴州、云南、廣西、西藏、新疆、青海、甘肅、寧夏、陜西、內(nèi)蒙古12省市區(qū)。由于重慶在1997年直轄,之前的資料是與四川沒有分開的，所以我們對重慶市和四川的資料合并為川渝處理。同時，由于西藏地區(qū)的資料也不全且?guī)缀跛醒芯慷颊J為西藏地區(qū)有其自有的特點，所以本研究中西部只有除西藏和重慶外的10個省市。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東10個省市。我們將時間跨度定為1979年至2006年,1979—1995年的數(shù)據(jù)來源于《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》(中國統(tǒng)計出版社1996年版),1996—2006年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)計量方法

在本研究中,我們運用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗來考察公共服務(wù)供給與經(jīng)濟增長的長期因果關(guān)系。Engle and Granger(1987)指出,變量間協(xié)整的前提是各變量同階單整。因此在進行面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗前首先要進行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗?？紤]存在長期因果關(guān)系的條件下,我們建立面板數(shù)據(jù)誤差糾正模型進行短期因果關(guān)系的檢驗。本研究采用四種單位根檢驗法,LLC檢驗、 IPS檢驗(Im、Pesaran和Shin ,2003)、PP -Fisher Chi-square檢驗、ADF-Fisher Chi-square檢驗。下面分別介紹LLC檢驗、IPS檢驗方法、MW檢驗法。

Levin和Lin(1992)運用Quah提出的模型，允許面板單位根檢驗式中含有漂移項、時間趨勢項，即

(4)

Levin、Lin和Chu(2002)允許漂移項和趨勢項進入檢驗方程，他們假定N和T同時趨于無窮大，但是，T的增長速度要大于N，也就是說，當N、T同時趨于無窮時，N/T趨于零。LLC檢驗基于ADF檢驗的原理。但是使用代理變量Δyit和yit?；谌缦录僭O(shè)：

該檢驗方法的具體步驟是首先給定各截面成員的滯后階數(shù)ρi，然后用Δyit，Δyit-j和Xit的OLS殘差，用ADF檢驗式(4)估計標準差，通過標準化得到代理變量。

(5)

代理變量通過下面兩個公式表示：

(6)

(7)

(8)

但是，LLC檢驗假設(shè)各縱剖面時間序列一階滯后項的回歸系數(shù)在零假設(shè)和備擇假設(shè)下都是相同的。于是，所有縱剖面時間序列或者都含有單位根，或者所有縱剖面時間序列都是平穩(wěn)序列。這使得備擇假設(shè)與實際相距甚遠。針對LL檢驗的這一缺陷，Im．Pesaran．Shin(Im, Pesaran and Shin，1997，2002)提出了異質(zhì)面板數(shù)據(jù)(Heterogenous panel data)的單位根檢驗，簡稱IPS檢驗。IPS檢驗允許面板中不同個體(序列)的ρi不同。其檢驗式為：

+X′itα+εit

(9)

其中，i=1，2，…，N ；t=1，2，…，T，εit～IID(0，σ2)。

檢驗面板單位根的原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：

(10)

(11)

Maddala和Wu(Maddala and Wu,1997)針對面板單位根檢驗式(8)，基于Fisher(1932)的組合統(tǒng)計量，利用相互獨立的各時間序列的ADF檢驗的顯著性水平，綜合每個截面單位統(tǒng)計量的P-值來進行單位根檢驗。Maddala和Wu構(gòu)造的P統(tǒng)計量為：

(12)

其中，pi是個體的ADF檢驗的P-值。

傳統(tǒng)上對協(xié)整關(guān)系的檢驗與估計，主要有兩種方法：Engle和Granger(1987)提出的兩部檢驗法和Johansen(1991) 最大似然方法檢驗。實踐證明，這些檢驗方法檢驗短時間序列是低效的。在本文中，我們?nèi)匀贿\用Engle和Granger(1987)提出的兩部檢驗法來進行相關(guān)檢驗。在檢驗財政支出規(guī)模(F)、科教文衛(wèi)支出(KJWW)基本建設(shè)支出(CS)是否是經(jīng)濟增長(GDP)的長期原因時,如果經(jīng)濟增長(GDP、財政支出規(guī)模(F)、通貨膨脹(P)、科教文衛(wèi)支出(KJWW)、基本建設(shè)支出(CS)都是同階單整,則對(1)式運用OLS法進行回歸(在檢驗經(jīng)濟增長是否是科教文衛(wèi)、基本建設(shè)的原因,則對(2)式和(3)運用OLS法進行回歸),得到殘差序列Wit,再建立回歸方程:

wit=ρiwi,t-1+βiFit+φiPit+εit

(13)

三、實證結(jié)果分析

(一)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗

我們對經(jīng)濟增長(Y)、財政支出規(guī)模(F)、基本建設(shè)支出(CS)、通貨膨脹(P)和科教文衛(wèi)支出(KJWW)五變量分別進LLC檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher Chi-square檢驗和PP-Fisher Chi-square檢驗。通過檢驗發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長(Y)、財政支出規(guī)模(F)、基本建設(shè)支出(CS)、通貨膨脹(P)和科教文衛(wèi)支出(KJWW)有時間趨勢，所以對這個變量進行單位根檢驗時選用固定效應(yīng)且具有時間趨勢的面板模型。通過對幾個變量單位根的檢驗，四種檢驗方法都拒絕存在單位根的零假設(shè)。由此可以判斷各個序列都是一階單整的I(1)。即人均GDP的對數(shù)與人均KJWW支出的對數(shù)、人均基本建設(shè)支出的對數(shù)(CS)和省市財政支出規(guī)模、通貨膨脹為一階協(xié)整。東部地區(qū)的檢驗結(jié)果見表一，西部地區(qū)的檢驗結(jié)果見表二。

表一 東部地區(qū)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

(二)面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析及長期因果關(guān)系檢驗

通過面板數(shù)據(jù)單位根檢驗，西部和東部地區(qū)的經(jīng)濟增長(Y)、財政支出規(guī)模(F)、基本建設(shè)支出(CS)、通貨膨脹(P)和科教文衛(wèi)支出(KJWW)五變量均表現(xiàn)為一階單整I(1)，因此五變量間存在協(xié)整關(guān)系的可能。但是由于面板數(shù)據(jù)的不穩(wěn)定性，應(yīng)用最小二乘法可能導致偽回歸，所以必須要分析相關(guān)變量的協(xié)整關(guān)系,進而分析理論模型的長期關(guān)系。根據(jù)前邊建立的方法，首先對基本建設(shè)支出(CS)和科教文衛(wèi)支出(KJWW)是否是經(jīng)濟增長(Y)的長期原因進行檢驗。由于殘差Wit序列無時間趨勢，此處的回歸模型僅含固定效應(yīng)。再根據(jù)LLC檢驗、PP-Fisher檢驗、ADF-Fisher檢驗來判斷殘差序列Wit的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表三。

表二 西部地區(qū)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗結(jié)果

表三 西部和東部協(xié)整檢驗結(jié)果

LLC檢驗、PP-Fisher檢驗、ADF-Fisher檢驗都說明了西部和東部地區(qū)基本建設(shè)支出和科教文衛(wèi)支出是經(jīng)濟增長的長期原因。

西部地區(qū)得到三個協(xié)整方程[注]模型中Ci為固定效應(yīng)模型截距，由于各省的數(shù)據(jù)不同，故未給出。：

Yi= 0.6468kjww+ 0.2485cs

-4.0368f+ 0.2567p+ci

(14)

csi=1.2574y+6.8158f-0.8811p+ci

(15)

kjwwi=0.8186y+3.8056f+0.089p+ci

(16)

東部地區(qū)的協(xié)整方程為：

Yi= 0.9397kjww+ 0.1011cs

-6.5005f-0.6289p+ci

(17)

csi=1.4562y+14.1825f-0.1513p+ci

(18)

kjwwi=0.8289y+5.8582f+0.5604p+ci

(19)

四 研究結(jié)論及政策建議

(一)研究結(jié)論

本研究基于東部和西部的省級數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗和協(xié)整檢驗對東部和西部基本建設(shè)供各和科教文衛(wèi)供給與經(jīng)濟增長的長期關(guān)系進行了分析。結(jié)果顯示東西部地區(qū)基本建設(shè)供給和科教文衛(wèi)供給與經(jīng)濟增長成雙向長期因果關(guān)系：東部地區(qū)和西部地區(qū)的通貨膨脹控制變量與經(jīng)濟增長關(guān)系相反，西部地區(qū)通貨膨脹與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系，而東部地區(qū)則成負相關(guān)關(guān)系；同時，東部地區(qū)科教文衛(wèi)支出對經(jīng)濟增長的貢獻顯著，而西部地區(qū)則不顯著；東西部財政支出規(guī)模都與經(jīng)濟的增長負相關(guān)；基本建設(shè)的支出在東西部對經(jīng)濟增長的貢獻都不如科教文衛(wèi)明顯。在將科教文衛(wèi)和基本建設(shè)作為因變量的情況下，東西部之間經(jīng)濟增長與科教文衛(wèi)和基本建設(shè)的關(guān)系成正相關(guān)關(guān)系，但東部要強于西部。

我國東西部基本建設(shè)供各和科教文衛(wèi)供給與經(jīng)濟增長的關(guān)系存在差異的原因可能是，東部地區(qū)的市場機制相對西部較完善，政府職能劃分比西部更加科學，市場機制在配置資源中的優(yōu)勢強于西部，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)布局比西部更加合理，投資環(huán)境比西部優(yōu)良。西部地區(qū)由于地理位置差、自然環(huán)境相對惡劣、生產(chǎn)技術(shù)比較落后、人力資源匱乏、基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、非公有制經(jīng)濟不發(fā)達和財政自給能力較差等原因。導致西部地區(qū)公共服務(wù)供給成本高于東部，因而公共服務(wù)供給嚴重不足；產(chǎn)業(yè)布局不合理可又沒有完善的機制促進產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級和吸引外來投資；科教文衛(wèi)對經(jīng)濟的長期增長作用重大，可是西部在科教文衛(wèi)的投入上嚴重落后東部，使西部經(jīng)濟缺乏持續(xù)發(fā)展的動力，同時還有大量的人才流向東部地區(qū)，使人力資源環(huán)境進一步惡化。同時西部地區(qū)經(jīng)濟的增長又沒有能極大的帶動公共服務(wù)供給的優(yōu)化，并且仍然落后于東部，這必然進一步加大東西部之間經(jīng)濟社會發(fā)展的差距。研究的結(jié)論表明：財政支出的規(guī)模和財政支出結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長作用關(guān)系明顯。

(二)政策建議

我國東西部經(jīng)濟與基本建設(shè)供給和科教文衛(wèi)供給關(guān)系存在明顯區(qū)域差異。這必然會影響全面建設(shè)小康社會和構(gòu)建社會社會主義和諧社會的進程?；诒疚难芯拷Y(jié)論,針對促進東西部經(jīng)濟社會的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展,提出如下政策建議:

1.國家加大財政轉(zhuǎn)移支付的力度，重點構(gòu)建西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。由于西部地區(qū)地理位置和自然條件的原因，加上西部地區(qū)本來財政自給能力就弱，發(fā)展優(yōu)越的基礎(chǔ)設(shè)施環(huán)境難度相當大。如果東西部都按照差不多的財政支出結(jié)構(gòu)，這必然會導致西部的資源優(yōu)勢進一步被剝奪和加大東西之間經(jīng)濟社會發(fā)展的差距。

2.實行橫向轉(zhuǎn)移支付，加強東部對西部的對口支援。實行橫向轉(zhuǎn)移支付，強化東部對西部的對口支援也是我國優(yōu)先發(fā)展東部戰(zhàn)略的題中之意。但是關(guān)鍵在于將具體的對口支援事項予以落實和進行考核。

3.加大對西部地區(qū)科教文衛(wèi)的投入和設(shè)施人才回流政策?？平涛男l(wèi)對經(jīng)濟增長的貢獻明顯高于其他投入，是經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的長期動力。西部地區(qū)科教文衛(wèi)投入明顯不足，同時存在大量的人才外流現(xiàn)象。只有不斷加強對西部科教文衛(wèi)的投入，優(yōu)化人力資源培養(yǎng)環(huán)境，才能為西部的經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展打下堅實基礎(chǔ)；菜單但畢竟人力資源環(huán)境的優(yōu)化是個長期的過程，所以當前只有鼓勵更多人才到西部就業(yè)、服務(wù)西部，才能解決短期的西部人力資源的瓶頸。

4．對東西部實行有差別的稅收制度。東西部的各種資源條件和產(chǎn)業(yè)布局各不相同，所以實行全國一刀切的稅收政策必然會扼殺東西部各自的特點。林毅夫教授認為：一個國家(地區(qū))的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)和技術(shù)結(jié)構(gòu)是由這個國家的要素稟賦結(jié)構(gòu)內(nèi)生決定的,所以產(chǎn)業(yè)選擇應(yīng)該基于當?shù)氐囊胤A賦結(jié)構(gòu),違背基于要素稟賦結(jié)構(gòu)比較優(yōu)勢的地區(qū), 其GDP增長將受負面影響。西部地區(qū)自然資源豐富。通過對資源密集型和勞動密集型產(chǎn)業(yè)在東部地區(qū)提高稅收，而在西部地區(qū)實行低稅收政策?？梢源龠M這些產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時優(yōu)化東部產(chǎn)業(yè)布局和使西部的資源優(yōu)勢得以發(fā)揮。

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