江克忠,夏策敏

(1.南京審計(jì)學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)院,江蘇 南京 200219;2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,上海 200433)

一、研究背景

改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)行政管理總量和比重都處于高速增長(zhǎng)階段。1978-2006年預(yù)算內(nèi)行政管理支出總量由52.9億元增長(zhǎng)到7571.05億元,年平均增長(zhǎng)率為19.83%;占財(cái)政支出的比重由4.71%上升到18.73%。而在同時(shí)期,GDP、人均GDP、財(cái)政收入、經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出、文教費(fèi)類支出的年平均增長(zhǎng)率分別為9.7%、8.5%、13.68%、10.5%、16.71%①以上數(shù)據(jù) (包括下文沒(méi)有特別注明來(lái)源的數(shù)據(jù))都是根據(jù)中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù) (http://db.cei.gov.cn/)整理計(jì)算所得;同時(shí),由于我國(guó)2007年進(jìn)行了財(cái)政收支分類改革,財(cái)政收支分類科目發(fā)生變更,為了保持?jǐn)?shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑前后的一致性,本文實(shí)證研究的樣本區(qū)間為1978-2006年。,均小于行政管理支出的增長(zhǎng)速度。

行政管理支出的高速增長(zhǎng)一方面會(huì)阻礙我國(guó)向公共服務(wù)型財(cái)政體制的順利轉(zhuǎn)軌,與政府加大對(duì)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等基本公共服務(wù)投入的目標(biāo)相沖突;另一方面會(huì)影響政府的聲譽(yù)和社會(huì)的和諧發(fā)展,與國(guó)家提倡的節(jié)約型社會(huì)和服務(wù)型政府的發(fā)展戰(zhàn)略相矛盾。所以,為抑制其高速增長(zhǎng),提高行政管理服務(wù)的效率,從1978到2006年,我國(guó)分別于1982、1988、1993、1998、2003年進(jìn)行了五次大型的行政機(jī)構(gòu)改革;但是,無(wú)論是改革的當(dāng)年還是以后幾年,行政管理支出的增長(zhǎng)速度均沒(méi)有出現(xiàn)顯著的下降。

二、文獻(xiàn)評(píng)述和研究思路

對(duì)于我國(guó)行政管理支出高速增長(zhǎng)的原因,部分學(xué)者從財(cái)政體制和行政管理體制的缺陷上進(jìn)行分析。其中最具代表性的包括周天勇、彭懷真和葉青 (2008)等幾位學(xué)者,他們把我國(guó)行政管理支出膨脹的原因歸納為以下幾點(diǎn):(1)機(jī)構(gòu)編制的急劇膨脹;(2)政府行為和公務(wù)消費(fèi)缺乏有效的約束評(píng)價(jià)機(jī)制;(3)政府支出不公開(kāi)透明;(4)預(yù)算編制不完整,對(duì)預(yù)算執(zhí)行的監(jiān)督不到位;(5)財(cái)政體制改革不到位[1]。以上結(jié)論不能完全解釋我國(guó)行政管理支出高速增長(zhǎng)的事實(shí),因?yàn)楦母镩_(kāi)放以來(lái),我國(guó)行政管理體制和財(cái)政體制進(jìn)行了大量的改革和制度創(chuàng)新,其中,謝旭人 (2008)[2]、賈康和趙全厚 (2008)[3]等作了深入的論述。

部分學(xué)者對(duì)我國(guó)行政管理支出高速增長(zhǎng)問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證研究。其中,金玉國(guó)和張偉等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高,導(dǎo)致了行政管理支出的增長(zhǎng);體制轉(zhuǎn)型程度抑制了行政管理支出的增長(zhǎng)[4][5]。

他們都從需求角度對(duì)我國(guó)行政管理支出的增長(zhǎng)進(jìn)行研究,存在一個(gè)暗含的假定:政府是被動(dòng)的,它們只是按照社會(huì)的意愿提供“不多不少”剛好等于需求的行政管理支出水平。這顯然與我國(guó)的現(xiàn)實(shí)存在差異。其中,高興武 (2007)認(rèn)為現(xiàn)實(shí)的政府職能是作為供給方的政府與作為需求方的社會(huì)共同博弈的結(jié)果;而我國(guó)的政府在職能供求的博弈中處于優(yōu)勢(shì)地位[6]。同時(shí),常世旺和韓仁月(2009)認(rèn)為財(cái)政收入和政府產(chǎn)出成本是制約我國(guó)財(cái)政支出規(guī)模的主要因素,人均GDP和人口因素對(duì)財(cái)政支出規(guī)模的作用不明顯,“公眾主導(dǎo)型”理論對(duì)我國(guó)財(cái)政支出增長(zhǎng)的解釋作用弱于“國(guó)家主導(dǎo)型”理論[7]。進(jìn)一步的,由于不同公共支出的利益歸屬存在差異,現(xiàn)實(shí)中,1978-2006年,我國(guó)行政管理支出中人員經(jīng)費(fèi)的平均比重達(dá)到47.83%,行政管理支出的大部分直接利益歸屬于供給主體。這樣,按照“國(guó)家主導(dǎo)型”理論,在公共支出總量不斷增長(zhǎng)的過(guò)程中,公共支出的結(jié)構(gòu)也會(huì)不斷變化;結(jié)果導(dǎo)致了現(xiàn)實(shí)中我國(guó)行政管理支出的主動(dòng)高速增長(zhǎng),而和公眾利益更加密切的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等支出項(xiàng)目的被動(dòng)小幅增長(zhǎng)。

和以往實(shí)證研究相區(qū)別,本文從供給視角出發(fā),實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政支出規(guī)模、財(cái)政分權(quán)對(duì)行政管理支出增長(zhǎng)的影響。主要是基于以下原因和假設(shè):

改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)和政府籌集財(cái)政收入能力的不斷提高,政府掌握的可用于財(cái)政支出的資金規(guī)模不斷膨脹;或者是源于社會(huì)的客觀需求,或者是源于政府官僚機(jī)構(gòu)的偏好,財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張為行政管理支出的高速增長(zhǎng)提供了資金上的可能。而且朱光磊和張東波(2003)認(rèn)為一個(gè)國(guó)家的政府財(cái)力可以在比較短的時(shí)間段中對(duì)政府官員規(guī)模起制約作用[8]。Kraay和Georgios(1996)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)政府雇員規(guī)模與財(cái)政收入占GDP比重呈正相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明政府雇員規(guī)模隨著資源約束的放松而擴(kuò)張[9]。而政府雇員規(guī)模的變化必然導(dǎo)致行政管理支出水平的波動(dòng)。1978-2006年,我國(guó)財(cái)政支出的年平均增長(zhǎng)速度達(dá)到13.90%,遠(yuǎn)高于 GDP和人均GDP的增長(zhǎng)速度;按照財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)的“國(guó)家主導(dǎo)型”理論,我國(guó)行政管理支出的規(guī)模將不斷膨脹。

基于以上分析,本文作出以下假設(shè):財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)大將刺激行政管理支出的膨脹。

關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)政府規(guī)模的效應(yīng),部分學(xué)者研究得出財(cái)政分權(quán)會(huì)抑制政府規(guī)模膨脹的結(jié)論。其中,Brennan和Buchanan(1980)認(rèn)為,政府規(guī)模與財(cái)政分權(quán)程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,財(cái)政分權(quán)程度愈高,政府規(guī)模愈小[10];Marlow(1988)采用美國(guó)1946-1985年的時(shí)間序列數(shù)據(jù),研究了財(cái)政分權(quán)與政府規(guī)模的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)與政府規(guī)模是顯著負(fù)相關(guān)的[11];Rodden(2003)根據(jù)霍布斯的“叢林假說(shuō)”,認(rèn)為稅收競(jìng)爭(zhēng)將抑制分權(quán)國(guó)家政府支出規(guī)模的膨脹,原因在于當(dāng)國(guó)家和地方政府有設(shè)置稅基和稅率的權(quán)利時(shí),各地方政府為了爭(zhēng)奪流動(dòng)資產(chǎn),必然導(dǎo)致政府規(guī)模的縮小[12]。部分學(xué)者的研究結(jié)果認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)刺激政府規(guī)模的膨脹。其中,Stein(1999)利用19個(gè)拉丁美洲國(guó)家、加勒比海地區(qū)以及OCED國(guó)家1990-1995年的數(shù)據(jù),檢驗(yàn)了Brenan和Buchanan(1980)的假說(shuō),研究發(fā)現(xiàn),拉丁美洲的財(cái)政分權(quán)與政府規(guī)模之間的關(guān)系是顯著正相關(guān)的,財(cái)政分權(quán)有刺激政府規(guī)模膨脹的趨勢(shì)[13];胡書(shū)東 (2001)利用中國(guó)1952-1985年和1986-1997年兩個(gè)時(shí)間段的數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)與政府規(guī)模都呈顯著的正相關(guān)關(guān)系[14]。

以上研究只考察財(cái)政支出分權(quán)變量,標(biāo)準(zhǔn)的財(cái)政分權(quán)一個(gè)基本特征是事權(quán)和財(cái)權(quán)的相互對(duì)應(yīng),但是我國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況卻是:支出的高度分權(quán),而收入的高度集權(quán)。其中王韜和沈偉 (2009)認(rèn)為多數(shù)關(guān)于財(cái)政分權(quán)如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的大量實(shí)證研究結(jié)果是相互矛盾的,其中一個(gè)主要原因是建模所依據(jù)的基礎(chǔ)模型中只包含了財(cái)政支出分權(quán)變量而沒(méi)有包含財(cái)政收入分權(quán)變量[15]。實(shí)踐中,財(cái)政支出分權(quán)和收入分權(quán)的效應(yīng)有可能截然相反,Jin和Zou(2002)利用17個(gè)工業(yè)化國(guó)家和15個(gè)發(fā)展中國(guó)家1980-1994年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn),研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出分權(quán)和對(duì)政府規(guī)模產(chǎn)生截然相反的效應(yīng)[16]。

財(cái)政支出分權(quán)賦予了地方政府一定的稅收權(quán)和支出責(zé)任范圍,在一定限度內(nèi)允許地方政府自主決定其預(yù)算支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)。這樣,源于“國(guó)家主導(dǎo)型”理論,地方政府在自主權(quán)擴(kuò)大的情況下,勢(shì)必增加與自身利益更加密切的行政管理支出?？疾煳覈?guó)行政管理支出的中央—地方政府構(gòu)成 (見(jiàn)表1),可以看出:1998-2006年,中央政府行政管理支出所占比重、增長(zhǎng)率和邊際貢獻(xiàn)率不斷減小;地方政府所占比重、增長(zhǎng)率和邊際貢獻(xiàn)率不斷增大。

表1 行政管理支出的中央—地方政府構(gòu)成① 由于加總1998年以前年份《中國(guó)財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》中的中央和地方政府行政管理支出的數(shù)據(jù)和國(guó)家行政管理支出數(shù)據(jù)存在比較大的差距,故本表只給出1998-2006年的數(shù)據(jù),這不影響本文的分析和結(jié)論。

基于以上分析,本文作出以下假設(shè):財(cái)政支出分權(quán)會(huì)刺激行政管理支出的增長(zhǎng);也就是說(shuō),地方政府財(cái)政支出比重占國(guó)家財(cái)政總支出比重的增大會(huì)刺激行政管理支出的膨脹。

實(shí)踐中,特別是分稅制改革后,中央政府考慮到地方政府的機(jī)會(huì)主義行為和加大宏觀調(diào)控的力度,以及為了平衡各地區(qū)財(cái)力的差距,逐漸加大了財(cái)政收入的比重,再通過(guò)轉(zhuǎn)移支付的形式進(jìn)行財(cái)政資金的再分配。關(guān)于轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府規(guī)模的影響,張光和曾明 (2008)認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付規(guī)模比自有財(cái)力更具擴(kuò)張官員規(guī)模的作用[17]。袁飛等 (2008)利用我國(guó)1994-2003年縣級(jí)面板數(shù)據(jù)和工具變量方法,分析了財(cái)政集權(quán)過(guò)程中轉(zhuǎn)移支付增加對(duì)地方財(cái)政供養(yǎng)人口的影響,整體來(lái)看,轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)了“吃飯”財(cái)政的形成[18]。胡德仁和劉亮 (2009)通過(guò)對(duì)河北省各縣財(cái)政數(shù)據(jù)的實(shí)證分析,認(rèn)為:上級(jí)的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付刺激了地方財(cái)政供養(yǎng)人口規(guī)模的膨脹[19]。但是,它們的研究考察的是我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的總體效應(yīng),沒(méi)有考慮到我國(guó)轉(zhuǎn)移支付的形式在不斷優(yōu)化,所以其結(jié)果值得商榷。我國(guó)現(xiàn)行的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付包括稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付三種形式。對(duì)于稅收返還資金,地方政府擁有無(wú)約束的自主支配權(quán)。一般性轉(zhuǎn)移支付包括均衡性轉(zhuǎn)移支付、民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付、農(nóng)村稅費(fèi)改革轉(zhuǎn)移支付、調(diào)整工資轉(zhuǎn)移支付等。地方政府要按照相關(guān)規(guī)定統(tǒng)籌安排和使用,所以對(duì)其自主支配權(quán)要小于稅收返還。專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付主要用于教育、社會(huì)保障、農(nóng)業(yè)等方面,具有“?？顚Ｓ谩钡奶攸c(diǎn)。所以,這部分資金地方政府是無(wú)權(quán)進(jìn)行自主支配的;而且很多專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付需要地方政府進(jìn)行資金配套,進(jìn)一步壓縮了地方政府可自主支配資金的規(guī)模。

總體來(lái)說(shuō),地方政府對(duì)于稅收返還資金、一般性轉(zhuǎn)移支付資金和專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付資金的自主支配權(quán)力是依次遞減的。其中,Davoodi和Zou(1998);Xie、Zou和Davoodi(1999)認(rèn)為,對(duì)應(yīng)性轉(zhuǎn)移支付或者條件性轉(zhuǎn)移支付會(huì)改變地方政府的支出行為,對(duì)應(yīng)性轉(zhuǎn)移支付的權(quán)力應(yīng)該是屬于轉(zhuǎn)移支付的授予一方;而對(duì)于一攬子轉(zhuǎn)移支付或者非條件性轉(zhuǎn)移支付而言,這個(gè)部分的支出權(quán)力是屬于接受轉(zhuǎn)移和進(jìn)行支出的地方政府[20][21]。根據(jù)唐明的研究,分稅制改革以來(lái),中央政府對(duì)地方政府的稅收返還比重不斷減少;而一般性轉(zhuǎn)移支付和專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的比重不斷遞增[22]。

基于以上分析,本文作出以下假設(shè):財(cái)政收入集權(quán)會(huì)抑制行政管理支出的增長(zhǎng);也就是說(shuō),中央政府財(cái)政收入比重的擴(kuò)大會(huì)抑制行政管理支出的膨脹。

三、實(shí)證研究

(一)變量說(shuō)明和數(shù)據(jù)來(lái)源

行政管理支出用預(yù)算內(nèi)行政管理支出占財(cái)政總支出的比重衡量,用pxzgl表示;原因在于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)變遷過(guò)程中,行政管理支出絕對(duì)量的增長(zhǎng)是一種常態(tài),而且我國(guó)現(xiàn)實(shí)的一個(gè)重要特征是行政管理支出占財(cái)政總支出比重的不斷膨脹,這也是本文的研究重點(diǎn)。財(cái)政支出規(guī)模用預(yù)算內(nèi)財(cái)政總支出占GDP的比重衡量,用pczzc表示;財(cái)政支出分權(quán)用地方政府財(cái)政支出占國(guó)家財(cái)政支出的比重衡量,用pdfzc表示;財(cái)政收入集權(quán)用中央政府財(cái)政收入占國(guó)家財(cái)政收入的比重衡量,用pzysr表示。對(duì)所有變量取自然對(duì)數(shù)以消除可能出現(xiàn)的異方差得到lnpxzgl、lnpczzc、lnpdfzc、lnpzysr,作為下文的分析變量;數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù) (http://db.cei.gov.cn/)。

(二)變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于非平穩(wěn)時(shí)間序列在各個(gè)時(shí)間點(diǎn)上的隨機(jī)規(guī)律是不同的,難以通過(guò)序列已知的信息去掌握時(shí)間序列整體上的隨機(jī)性;如果直接使用非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行計(jì)量分析,在作統(tǒng)計(jì)推斷時(shí),參數(shù)統(tǒng)計(jì)量的分布不再是原來(lái)的標(biāo)準(zhǔn)分布,并且所作的回歸也是一種毫無(wú)意義的“偽回歸”。所以,首先進(jìn)行變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn),從表2的檢驗(yàn)結(jié)果知四個(gè)變量都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列,但是它們的一階差分變量都是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

表2 變量序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

(三)變量之間的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系分析能夠研究?jī)蓚€(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,前提是序列是同階單整的;對(duì)于每一個(gè)序列單獨(dú)來(lái)說(shuō)可能是非平穩(wěn)的,但這些序列的線性組合卻有可能有不隨時(shí)間變化的性質(zhì)。所以,變量之間可以進(jìn)行協(xié)整分析。

1.VAR模型滯后階數(shù)的確定。之所以首先要確定VAR模型滯后階數(shù),是因?yàn)閰f(xié)整模型的滯后階數(shù)等于VAR模型滯后階數(shù)減1。在選擇VAR模型滯后階數(shù)時(shí),一方面想使滯后階數(shù)足夠大,以便能夠完整反映所構(gòu)造模型的動(dòng)態(tài)特征;另一方面,滯后階數(shù)越大,需要估計(jì)的參數(shù)也就越多,模型的自由度就減少。所以,通常進(jìn)行選擇時(shí),需要綜合考慮,既要有足夠數(shù)目的滯后項(xiàng),又要有足夠數(shù)目的自由度?，F(xiàn)實(shí)進(jìn)行研究的過(guò)程中,一般根據(jù)LR檢驗(yàn)、A IC信息準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則、HQ準(zhǔn)則、FPE準(zhǔn)則進(jìn)行綜合考察,選擇盡可能符合更多準(zhǔn)則的滯后階數(shù)。從表3可以看出,建立VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)選擇3,這樣,考察變量之間的協(xié)整關(guān)系,滯后階數(shù)選擇2。

表3 變量建立VAR模型滯后階數(shù)的確定

2.變量之間的協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)可以分為兩種:一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn),如Johansen協(xié)整檢驗(yàn);另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn),如Engle和Granger提出的協(xié)整檢驗(yàn)。本文使用由Johansen和Juselius提出的在VAR模型下使用極大似然估計(jì)來(lái)檢驗(yàn)各經(jīng)濟(jì)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系的方法,檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系。跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都表明變量之間在5%顯著性水平下存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系 (表4)。

表4 變量序列的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

選擇協(xié)整項(xiàng)包含截距項(xiàng)、不包含時(shí)間趨勢(shì)的協(xié)整方程,經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程如下:

令協(xié)整方程的殘差項(xiàng)為ecmt,對(duì)其進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),采用無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)、無(wú)截距項(xiàng)、利用A IC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)為0,得到檢驗(yàn)值為-3.955424,而1%、5%顯著性水平下的臨界值分別為-2.650145、-1.953381,說(shuō)明殘差是平穩(wěn)的時(shí)間序列,協(xié)整方程很穩(wěn)定。

以上研究表明四個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系;其中,財(cái)政支出規(guī)模、財(cái)政支出分權(quán)與行政管理支出正相關(guān);而財(cái)政收入集權(quán)與行政管理支出負(fù)相關(guān)。也就是說(shuō),長(zhǎng)期來(lái)說(shuō),財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)大和地方政府財(cái)政支出比重的增大都會(huì)刺激行政管理支出的增長(zhǎng);而中央政府財(cái)政收入比重的增大會(huì)抑制行政管理支出的增長(zhǎng)。

(四)誤差修正方程的估計(jì)

協(xié)整方程表達(dá)的是變量之間的一種“長(zhǎng)期”均衡關(guān)系,而實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)卻是由“非均衡過(guò)程”生成的,因此,建模時(shí)需要用數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)非均衡過(guò)程來(lái)逼近經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期均衡過(guò)程。Havidson, Hendry,Srba和Yeo提出的誤差修正方程解決了這一問(wèn)題,在誤差修正方程中,所有作為解釋變量的差分項(xiàng)的系數(shù)反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)作為被解釋變量的短期變化的影響;誤差項(xiàng)的系數(shù) (稱為調(diào)整系數(shù))表示對(duì)上一期偏離均衡的調(diào)整速度。

在協(xié)整方程的基礎(chǔ)上建立誤差修正方程得到以下結(jié)果:

其中:R-squared=0.429348;Adj.R-squared=0.108356

同時(shí),對(duì)誤差修正方程的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行變量的塊外生性檢驗(yàn),即檢驗(yàn)短期內(nèi)各變量的波動(dòng)是否存在顯著的Granger因果關(guān)系,檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5 誤差修正方程的塊外生性檢驗(yàn)

以上研究得出以下結(jié)論:誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.038518,符合反向修正的機(jī)制,但是修正上一期非均衡的能力很弱;而且,短期內(nèi),財(cái)政支出規(guī)模、財(cái)政支出分權(quán)、財(cái)政收入集權(quán)的波動(dòng)、它們的聯(lián)合波動(dòng)都不是行政管理支出波動(dòng)的Granger原因。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

誤差修正方程反映了行政管理支出短期受到干擾后向長(zhǎng)期均衡的調(diào)整,但是并沒(méi)有對(duì)各變量對(duì)它的短期沖擊機(jī)制以及這種沖擊的動(dòng)態(tài)特征提供更多的信息;脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠刻畫(huà)一個(gè)變量的隨機(jī)誤差項(xiàng)的沖擊對(duì)每個(gè)內(nèi)生變量當(dāng)期及以后各期的影響。傳統(tǒng)的VAR模型的動(dòng)態(tài)分析一般采用“正交”脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)實(shí)現(xiàn),常用的正交化方法是Cholesky分解,但是其結(jié)果嚴(yán)格的依賴于模型中變量的次序,本文采用的由 Koop等(1996)提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)克服了上述缺點(diǎn)。其中,橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù) (單位:年);縱軸表示脈沖響應(yīng)函數(shù)值 (單位:%)。

圖1 lnpxzgl的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從圖1可以看出: (1)在當(dāng)期給lnpczzc一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差信息的正沖擊 (財(cái)政支出規(guī)模增大),lnpxzgl產(chǎn)生持續(xù)的正響應(yīng)。說(shuō)明:在其他條件不變的情況下,財(cái)政支出規(guī)模受到外部條件的某一正沖擊后,對(duì)行政管理支出產(chǎn)生持續(xù)的拉升作用。(2)中央政府財(cái)政收入比重受到外部條件的某一正沖擊后,短期內(nèi) (第1、2期)對(duì)行政管理支出產(chǎn)生拉升作用,長(zhǎng)期會(huì)抑制行政管理支出的增長(zhǎng)。(3)地方政府財(cái)政支出比重受到外部條件的某一正沖擊后,短期(第1期)會(huì)抑制行政管理支出的增長(zhǎng),長(zhǎng)期會(huì)刺激行政管理支出的增長(zhǎng)。(4)我國(guó)行政管理支出有慣性增長(zhǎng)的趨勢(shì),原因在于行政管理支出對(duì)自身的正沖擊產(chǎn)生持續(xù)的正響應(yīng)。

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析驗(yàn)證了協(xié)整方程的結(jié)果;同時(shí)也表明我國(guó)行政管理支出短期增長(zhǎng)的原因在于其具有很強(qiáng)的慣性增長(zhǎng)的趨勢(shì)。

四、簡(jiǎn)要結(jié)論和政策含義

本文以財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)的“國(guó)家主導(dǎo)型”理論為基礎(chǔ),從供給視角出發(fā)實(shí)證研究我國(guó)行政管理支出高速增長(zhǎng)的原因,得出以下結(jié)論:長(zhǎng)期來(lái)說(shuō),我國(guó)財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)大和地方政府財(cái)政支出占國(guó)家財(cái)政支出比重的擴(kuò)大都刺激了行政管理支出的膨脹,中央政府財(cái)政收入占國(guó)家財(cái)政收入比重的擴(kuò)大抑制了行政管理支出的膨脹;短期內(nèi),以上變量的影響都不顯著,但是我國(guó)行政管理支出存在很強(qiáng)的剛性,也就是說(shuō),短期內(nèi)其存在慣性增長(zhǎng)的趨勢(shì)。

從以上結(jié)論引申出控制我國(guó)行政管理支出的高速增長(zhǎng)應(yīng)該從以下兩個(gè)方面進(jìn)行:

第一,改革我國(guó)財(cái)政支出“量入為出”和財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的“政府主導(dǎo)”模式。我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)和政府籌集財(cái)政收入能力的不斷提高,導(dǎo)致財(cái)政收入的規(guī)模不斷膨脹;而且,由于我國(guó)財(cái)政管理體制存在很多缺陷,財(cái)政支出結(jié)構(gòu)由政府主導(dǎo)的模式,必然導(dǎo)致和政府部門利益更加密切的行政管理支出的主動(dòng)高速增長(zhǎng),而與公眾利益更加密切相關(guān)的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等支出的小幅被動(dòng)增長(zhǎng)。例如,我國(guó)預(yù)算單位的財(cái)政資金安排首先由資金使用單位先申報(bào)決定 (編制預(yù)算),再由預(yù)算管理部門、上級(jí)政府審查批準(zhǔn) (審核預(yù)算),這個(gè)程序存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱和“尋租”的機(jī)會(huì)。同時(shí),馬駿和牛美麗認(rèn)為盡管我國(guó)在部門預(yù)算改革的同時(shí)推行了零基預(yù)算,但幾乎沒(méi)有一個(gè)地方政府真正完全采用了零基預(yù)算,預(yù)算實(shí)質(zhì)上沿襲著“基數(shù)加增長(zhǎng)”的模式[23][24]。結(jié)果導(dǎo)致了現(xiàn)實(shí)中各預(yù)算單位存在“苦樂(lè)不均”的現(xiàn)象,特別是教育、醫(yī)療衛(wèi)生等差額預(yù)算單位,由于其在提供服務(wù)的過(guò)程中存在收費(fèi)的職能,政府對(duì)這些部門安排的支出往往是不能滿足其正常支出的需要,鼓勵(lì)甚至“逼迫”這些部門通過(guò)提高服務(wù)價(jià)格和降低服務(wù)質(zhì)量的方式彌補(bǔ)經(jīng)費(fèi)的不足,所以,我國(guó)教育和醫(yī)療衛(wèi)生部門等部門廣泛存在亂收費(fèi)、服務(wù)質(zhì)量差的現(xiàn)實(shí)。

第二,進(jìn)一步加大中央政府財(cái)政收入的比重,改革和優(yōu)化現(xiàn)行的轉(zhuǎn)移支付模式,加大對(duì)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等公共支出的專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的力度;同時(shí)創(chuàng)造條件進(jìn)行地方政府級(jí)次的改革。由于地方政府存在強(qiáng)烈的“機(jī)會(huì)主義”行為,以及由于級(jí)次過(guò)多等原因,導(dǎo)致其行政管理支出的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中央政府行政管理支出的增長(zhǎng)速度。加大中央政府財(cái)政收入比重表面上會(huì)進(jìn)一步壓縮地方政府的財(cái)力,給財(cái)力困難的地方政府“雪上加霜”,但是中央政府可以加大轉(zhuǎn)移支付的力度,特別是專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付的力度,一方面增加了地方政府的財(cái)力總量,另一方面地方政府可以“自由”支配的資金規(guī)模不斷縮小,從而達(dá)到控制地方政府的“機(jī)會(huì)主義”行為,使其加大對(duì)教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等公共支出的力度,壓縮行政管理支出的規(guī)模。同時(shí),創(chuàng)造條件改革我國(guó)現(xiàn)行的五級(jí)政府管理模式,馬建珍 (2006)等人認(rèn)為現(xiàn)實(shí)中我國(guó)的五級(jí)政府管理模式,地方政府級(jí)次過(guò)多,即使不考慮其中由于信息不對(duì)稱而引致的交易費(fèi)用增加所導(dǎo)致行政管理支出的增長(zhǎng);由于我國(guó)政府行政管理部門存在垂直“對(duì)口”管理的特點(diǎn),中央政府設(shè)立一個(gè)機(jī)構(gòu),相應(yīng)的地方的四級(jí)政府就要設(shè)立四個(gè)不同級(jí)次的管理同等職能的機(jī)構(gòu),必然導(dǎo)致地方政府對(duì)行政管理支出有更大的需求[25]。

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