支出效应（通用7篇）
支出效应 篇1
一、引言
2012年中央经济工作会议提出,要保持宏观政策的连续性和稳定性,继续实施积极的财政政策和稳健的货币政策,确定了“稳中求进”的工作总基调。会议指出,经济工作主要任务的第一项是“继续加强和改善宏观调控,促进经济平稳较快发展。统筹处理速度、结构、物价三者关系”。会议在陈述积极性财政政策时,首先提到了继续完善结构性减税政策,继之以加大民生领域投入,积极促进经济结构调整,严格财政收支管理,加强地方政府债务管理等。而在之后的改革环节,则包含了推进营业税改征增值税和房产税改革试点,合理调整消费税范围和税率结构,全面改革资源税制度,研究推进环境保护税改革。
当前诸多宏观经济指标,诸如工业增加值增速、PMI等等,都预示着中国经济面临着下行风险。从经济增长源泉的角度看,消费、投资和净出口拉动经济的三驾马车中,消费囿于传统的“高储蓄—低消费”模式始终难有起色,净出口由于受到欧债危机的影响而持续萎缩,因此2012年最为可靠的增长动力仍然是投资,正是基于此原因中国政府必然将实施积极的财政政策。结构性减税当然是此次积极财政政策的亮点,但是传统的增加政府财政支出的扩张性政策依然会成为财政政策的主要支撑力量。然而,这其中也不无担忧。根据央行2012年1月8日公布的统计报告,2011年全年财政存款减少300亿元,这创造了2000年以来的全年财政存款投放的历史记录,同时也意味着2011年12月单月的财政存款减少了1.32万亿元,2011年11月财政存款减少了3 762亿元,超过了2008年实施财政刺激的水平(2008年11月财政存款减少1 403亿元,12月1.04万亿元,全年增加408亿元)。2012年伊始,大规模的政府财政支出已见端倪,5月份发改委加快项目审批节奏的行为更是引发了学术界对于新一轮“X万亿刺激政策”的猜测,这不由得令人产生一旦政府的财政支出规模持续扩张,能否导致经济学中所谓“挤出效应”问题的担忧。换言之,政府财政支出的扩张是否会导致私人部门的萎缩?本文使用2000-2009年中国省级面板数据,研究中国的政府财政支出是否对私人部门的投资具有挤出效应。
二、文献综述
关于政府财政支出对投资的影响,国外的实证研究没有得出一致的结果,总体上来说,可以将其研究结论分为三种类别:
第一类研究认为政府财政支出对于私人投资具有积极的影响。Aschaure(1989)通过研究美国的数据发现,政府财政支出的扩张会导致投资回报率的上升,因此不但不会降低投资水平,反而会对投资产生明显的“挤入效应”。Vijverberg(1997)认为,政府部门财政支出的先期扩张,会导致私人部门的繁荣,从而促进社会的固定资产投资水平。Lopez(2006)对西班牙不同地区1965-1997年的面板数据进行了研究,指出政府财政支出具有明显的溢出性,特别市教育部门的公共支出其溢出性最为明显,但是地区间不存在政府财政支出的溢出性,即某个地区财政支出的扩张不会提高相邻地区的投资水平。Ang(2009)通过马来西亚的宏观经济数据,采用多元协整的方法检验了政府财政支出和私人投资之间的关系,发现两者之间的关系并非竞争性的,而是具有明显的互补性。Hatano(2010)考察了日本政府财政支出和投资之间的长期协整关系,并指出两者之间存在一种误差修正机制从而导致长期的均衡状态,日本的证据表明财政支出对投资是具有“挤入效应”的。
第二类研究认为政府财政支出对于投资具有消极的影响,因此“挤出效应”是客观存在的。Bairam和Ward(1993)研究25个OECD国家政府财政支出和投资之间的关系,发现其中24个国家都是负相关关系。此外,另有多篇文献针对不同国家或地区的实证检验也都发现了政府财政支出对投资的“挤出效应”,例如Blejer和Kahn(1988)对24个发达国家的研究,Ghali(1998)对突尼斯的研究,Ghura和Goodwin(2000)对亚洲和拉丁美洲国家的研究,Kitaoka(2002)、Nakazato(2004)对日本的研究等等。
第三类研究认为政府财政支出对于投资的影响是状态依赖(state dependency)或者国别依赖(country dependency)。前者认为某些因素或者状态的改变决定了到底是“挤入效应”还是“挤出效应”,而后者认为国别间的差异是明显的,到底是“挤入效应”还是“挤出效应”主要因国别而异。对于状态依赖的研究,某些文献将通货膨胀因素作为首要的关键的影响变量,例如Cohrane(2001)、Dupor(2001)提到,物价水平从根本上决定了国家或者地区的财政政策,因此不同的通货膨胀水平下结果会截然不同;而Devarajan等(1996)则认为财政支出是否为生产性的(productive)才是最根本的决定因素,生产性与非生产性财政支出的比例不同,则同时有可能出现“挤入效应”或者“挤出效应”。对于国别差异的研究则比较常见,Atukeren(2005)选择25个发展中国家进行研究,发现非洲国家存在“挤出效应”,而亚洲和拉丁美洲国家同时存在“挤入效应”和“挤出效应”,Afonso等(2009)选取17个发达国家(包括14个欧盟国家、加拿大、美国和日本)进行实证研究,他们的结论同样是财政支出对投资的影响因国家差别而异。
对我国的财政支出和投资间的关系,理论和实证研究也并未达成一致的观点。大多数研究认为我国存在“挤入效应”,例如郭庆旺(1999)、贾康(2003)等的理论和实证研究都表明我国政府财政支出和投资之间存在显著的正相关关系,因此“挤入效应”是存在的,研究方法则是采用VAR模型居多,最新的方法也有采用空间计量经济学模型的方法进行研究。也有部分研究认为我国存在“挤出效应”,例如张延(2010)研究了财政支出、投资和利率之间的关系,认为“挤出效应”尽管不大,但是仍然存在。此外,部分研究指出长期和短期结论可能会不同,地域之间也可能结论不同。董秀良等(2006)的实证结论是短期内存在“挤出效应”,长期则应为“挤入效应”。靳春平(2006)指出了财政支出的经济增长效应在东部和西部之间存在明显的区域性差异,而韩仁月(2009)采用VAR模型对我国省级数据进行了研究,发现东部地区为“挤入效应”,中西部地区则为“挤出效应”。
三、数据、变量说明及模型设定
本文的研究样本包括中国内地31个省份、自治区及直辖市1990-2009年的面板数据刘伟(2005)所言,我国长期以来固定资产投资增速一直高于GDP的增速,对投资的过度依赖已经成为影响我国经济增长方式转变的一大瓶颈。地区消费价格指数CPI的弹性为1.042%,这表明对于固定资产投资而言,存在一定的货币幻觉现象,真实固定资产投资不是中性的,会随着通货膨胀的增长而升高,通货膨胀每上升1%,则真实固定资产投资会上升0.042%。
第三,消费和私人投资存在显著的负相关关系,消费和投资存在一定的补偿效应。从理论上说,以Ramsey模型为例(戴维·罗默,2004),家庭需要在消费和资本积累之间进行衡量,因此当期消费越多,则可以用于投资的资本也就越少,因此消费和投资之间存在互相抵消的关系。从实证结果看,地区消费零售总额每增加1%,则固定资产投资会相应下降0.347%。
第四,其它因素同样可以影响地区私人固定资产投资:首先,地区私人固定资产投资和该地区的出口水平存在显著的负相关关系,这一结论初看似乎不合常理。因为出口水平越多,则出口相关产业的固定资产投资水平也应当相应地增加。但是事实上由于模型中同时包含了地区GDP和出口这两个变量,负相关关系的存在依赖于其它变量不变的前提,然而出口的增加必然伴随地区GDP的上升,进而重新提升固定资产投资。可以计算出地区出口和地区GDP的相关系数是0.852,因此实际的出口对于固定资产的影响应该为0.928(0.852×1.351-0.223),两者之间仍然是正相关关系。其次,地区货运量和固定资产投资呈现正相关关系,货运量越大,说明该地区的工业发展水平越高,因此固定资产投资也相应会提高。最后,地区工业企业资产变量的系数为正且在1%水平下显著。地区工业企业的资产越多,则相应地表明该地区的资本存量比较大,如果投资率没有差异,则资本存量比较大的地区其投资水平也必然比较高。
接下来我们继续分析动态面板差分GMM模型的拟合结果。对于差分GMM模型而言,引入了因变量的滞后项作为自身的工具变量来克服内生性问题,其前提是因变量存在明显的序列相关性,Arellano-Bond检验表明差分前的序列存在自相关性,而差分后的模型不存在序列相关性,此外,Sargan检验的卡方统计量为23.7,表明模型不存在过度识别的问题。从实证拟合结果看,滞后一期的固定资产投资变量的系数为正数,且在1%水平下显著。因此,固定资产投资存在自我加强的作用,上一期的固定资产投资越高,则本期的固定资产投资水平也相应会升高,上一期的固定资产投资越低,则本期的固定资产投资也相应会处于比较低的水平。换言之,实证结果支持厉以宁的“投资冲动怪圈”的论断,固定资产投资自身具有强烈的自相关性。另外,动态面板差分GMM模型中,和固定效应模型FEM相比某些系数发生了变化,这是因为引入了滞后一期的固定资产投资变量以后,消除了某些变量的内生性,因此其系数自然会发生相应的变化。例如,地区消费价格指数CPI变得不再显著,也就是说,当考虑到过去的固定资产投资对当期固定资产投资的影响之后,货币幻觉现象会消失。
(二)东部、西部、中部地区的“挤入效应”区域差异性分析
上文的研究表明政府财政支出对于私人投资具有“挤入效应”。在这一部分,本文将研究这种“挤入效应”是否同时存在于我国的东部、西部和中部地区。将整体样本按照东部、西部和中部划分为三个 ,具体而言,东部地区包括东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省(市),中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省(区),西部地区包括内蒙古、四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西等12个省(区、市)。采用固定效应模型,得到的实证结果如表3所示。
注: ***表示该变量在1%水平下显著,**表示该变量在5%水平下显著,*表示该变量在10%水平下显著。
从拟合结果看,东部、西部和中部的固定效应模型的拟合优度R2都超过了93%,整体拟合效果比较好。分区域的固定效应模型表明:东部和西部存在明显的“挤入效应”,而且两个地区的“挤入效应”非常接近,两个区域的“挤入效应”分别是22.9%和22.4%。与此相比,中部地区不存在显著的“挤入效应”,也不存在“挤出效应”。此外,三个区域的GDP和CPI边际弹性都超过了1,因此对三个区域来说,GDP的增长都会导致私人投资的更高速度的增长,以及三个区域都同时存在所谓的货币幻觉,物价水平的上涨会拉动真实固定资产投资水平的上升。最后,只有中部地区的消费对于固定资产投资存在显著的抵消作用,另外两个区域则都不显著,中部地区省份的地区社会消费品零售总额每上升1%,其固定资产投资水平会相应下降0.615%。
(三)“挤入效应”的时变特征分析:1994年分税制改革的影响
在本文研究的样本区间内,发生的最具有影响力的政策性事件就是1994年的分税制改革。1994年,我国经济体制改革在中央的“全面推进、重点突破”的战略部署指导下进入新阶段,财税体制改革充当改革的先锋,根据事权与财权相结合的原则,将税种统一划分为中央税、地方税、中央与地方共享税,建起了中央和地方两套税收管理制度,并分设中央与地方两套税收机构分别征管;在核定地方收支数额的基础上,实行了中央财政对地方财政的税收返还和转移支付制度等。成功地实现了在中央政府与地方政府之间税种、税权、税管的划分,实行了财政“分灶吃饭”。
从实质上说,分税制改革主要影响的国家和地方政府的财政收入,但是财政收入分配的改变不可避免地会影响到财政支出。分税制成功地使全国税收总收入中,中央和地方的分成比例达到六比四,然而支出改革却没有同步进行,中央和地方的支出比例仍为3:7。根据预算,2010年中央本级支出中除了65.6%是对地方的税收返还和转移支付,第二大项支出就是国防(占比11.1%)。而省本级财政的支出,以广东省2009年为例,最大的支出项是教育119亿,约占省本级所有支出的16%;第二大支出是交通运输,约114亿,占比15.4%。
分税制改革以后,地方政府的财政收入普遍依赖于中央政府的转移支付制度,其受到中央的影响也变得更为明显,中央本级财政产生的相当于其收入2/3的大量结余,绝大部分会被转移到地方政府,以弥补他们的支付缺口。因此,将全部的样本分为1990-1994,1995-2009年两个子样本,以期分析是否分税制改革会影响到“挤入效应”的水平,亦即研究“挤入效应”的时变性特征。在此我们引入Year1994的虚拟变量,该虚拟变量在1994年之前(含1994年)为0,之后的年份为1,然后引入其和政府财政支出变量的交叉项Year1994×g,分别采用固定效应模型和动态面板的随机效应模型,得到的结果如表4所示。
注: ***表示该变量在1%水平下显著,**表示该变量在5%水平下显著,*表示该变量在10%水平下显著。
从结果上看交叉项系数在5%水平下显著为负,这表明1994年的分税制改革使得“挤入效应”在分税制改革之后显著减弱了。在分税制改革之前,地方财政支出每上升1%,相应地地方固定资产投资会上升0.9%,而在分税制改革之后,仅会上升0.231%。分税制改革对“挤入效应”的削弱和上文的分析是一致的,由于改革后地方政府对于财政转移的依赖,因此其财政支出预算受到中央政府的影响增大,导致其对地方固定资产投资的自主决策能力减弱了。动态面板差分GMM模型的结果则表明,固定资产投资的自我增强现象仍然存在,而分税制改革可以部分削弱这种自我增强的趋势。
(四)“挤入效应”的非对称性:基于分位数回归的研究
本部分我们将通过分位数回归的方法研究“挤入效应”是否存在非对称性。具体而言,我们将逐个分析每个分位点回归的“挤入效应”的大小,观察其是否在不同的分位点下具有非对称性,即是否在某些分位点下存在极大或极小的“挤入效应”。与最小二乘回归相比,分位数回归(Quantile Regression)利用自变量和因变量的条件分位数进行建模,因此能充分反映自变量对于因变量的分布的位置、刻度和形状的影响,尤其是对于一些非常关注尾部特征的情况非常有效。因此,我们将利用分位数回归的方法讨论“挤入效应”的非对称性。采用不同的分为点得到的结果如表5所示(由于我们这里主要讨论的是“挤入效应”,因此此处省略了其它控制变量的回归结果)。
注:***表示该变量在1%水平下显著,**表示该变量在5%水平下显著,*表示该变量在10%水平下显著。
根据表5,可以画图来显示挤入效应(用财政支出变量的边际弹性表示)随分位点的变化情况,如图1所示。
从上图可以看到财政支出的“挤入效应”存在明显的非对称性:随之分位点的上升,其效应首先会下降,然后再逐渐上升,并超过了低分位点下的“挤入效应”。因此,在中等固定资产投资水平下,财政支出对其影响是最低的,而在较低水平和较高水平的固定资产投资水平下,财政支出的“挤入效应”是比较高的,尤其是在更高分位水平的固定资产投资下,财政支出的“挤入效应”会变得很高,在90%分位点上,政府财政支出每增加1%,固定资产投资会上升超过55%。
五、结论
本文通过中国2000-2009年省级面板数据,对政府财政支出是否存在“挤出效应”进行了实证研究,得到如下结论:
第一,整体而言政府财政支出对私人投资不仅没有“挤出效应”,反而存在显著的“挤入效应”,政府财政支出上升1%可以拉动私人固定资产投资上升0.27%。对东部、中部、西部的区域研究表明,东部和西部地区存在程度接近的“挤入效应”,而中部地区既不存在“挤入效应”也不存在“挤出效应”。
第二,“挤入效应”存在时变性和非对称性。时变性分析表明分税制改革之后“挤入效应”的程度降低了,这可能与分税制改革后地方财政对中央财政的依赖性程度增加所导致;而对其非对称性的分析则表明,“挤入效应”在较低水平和较高数量的私人固定资产投资下程度较高,而中等水平的私人固定资产投资下政府财政支出对其拉动效果较差。
第三,对于私人固定资产投资而言,存在一定的货币幻觉现象,真实固定资产投资不是中性的,会随着通货膨胀的增长而升高,通货膨胀每上升1%,则真实固定资产投资会上升0.042%。此外,消费和固定资产投资存在显著的负相关关系,消费和投资存在一定的补偿效应。
第四,动态面板GMM模型的检验表明,厉以宁提出的“投资冲动怪圈”的论断是客观存在的,固定资产投资自身具有强烈的自相关性,具有自我加强的特性。
综上所述,实施积极的财政政策扩大政府财政支出,不仅不会造成“挤出效应”,反而可以有效地提升私人固定资产投资的水平,从而拉动经济走出低谷,避免经济的继续下行。然而,本文的研究结论同样揭示了扩大政府财政支出的几点隐忧。首先,政府财政支出的扩张长期而言会诱发通货膨胀,而私人投资同时具有通货膨胀效应和自我加强效应的双重属性,因此会导致私人投资水平出现超过预期的放量增长,积极的财政政策有可能过分拉动经济迅速走向过热,伴随着高位运行的通货膨胀,必然导致经济的再次失衡。而且私人投资的过度增长也不利于中国经济结构的优化,和“十二五规划”的转型要旨相背离。其次,由于消费和私人投资之间具有补偿效应,投资的增长会导致消费的进一步萎缩,同样不利于经济结构的优化和转型,长期而言对中国经济的健康运行并无裨益。
支出效应 篇2
关键词:政府物质资本投资;政府人力资本投资;效用增强型服务;经济增长
一、 引言
近年来,国内学者越来越多地利用我国财政支出结构与经济增长的经验数据进行实证研究,以便为我国财政支出结构的优化提供政策建议,遗憾的是,到目前为止仍未达成统一的共识。如,郭庆旺、吕冰洋、张德勇(2003)利用我国1978年~2001年财政支出结构与经济增长的经验数据进行实证检验的结果表明,财政支出总水平与经济增长负相关,财政生产性支出与经济增长正相关,财政科研支出和人力资本支出比物质资本支出更能促进经济增长。而孙长清等(2004)在将财政支出分为财政投资、生产性财政消费和非生产性财政消费的基础上,运用1978年~2000年全国数据进行了经验分析,结果发现财政投资与经济增长负相关,生产性财政消费支出和非生产性财政消费支出与经济增长呈正相关关系,并且指出财政投资与经济增长负相关的原因在于我国的财政投资过多而产生的低效率所致。
长期以来,我国的经济增长一直呈现出粗放型增长模式的特点,增长主要表现为高投入、高能耗、高污染的推动,而人力资本和技术进步对经济增长的贡献则相对较低。因此,经济增长的可持续性问题越来越受到社会各界的关注。在我国,随着经济的快速发展,贫富差距同样也越来越大,贫富差距不仅仅是一个社会问题,同样也是一个经济问题,它能够通过影响社会因素,从而不利于经济增长。因此,如何利用财政支出政策这个再分配工具,通过优化财政支出结构处理好经济增长和社会发展的关系,以便更好地服务于我国的经济增长,已成为一个重要的研究课题。
二、 实证分析
下面,我们将利用我国1978年~2006年的财政支出数据, 对财政支出规模及结构与经济增长的关系进行实证分析。具体地,我们构建如下的长期均衡关系计量模型:
?酌t=?琢0+?琢?子t+?琢1vI,t+?琢2vH,t+?琢3vE,t+?着t(1)
其中:?酌t为经济增长率指标,本文采用历年真实GDP增长率(先利用各年份GDP平减指数对相应年份的名义GDP进行缩减,得到1978年价GDP,再计算真实GDP增长率)来度量;?子t为政府财政支出规模指标,采用历年预算内财政支出总额占当年名义GDP的百分比来度量;vI,t、vH,t、vE,t为政府财政支出结构中物质资本投资、人力资本投资及效用增强型服务的占比,分别采用历年经济建设费、社会文教费、社会保障费支出占政府财政总支出的百分比来度量;?着t为随机干扰项,反映除财政支出规模和结构之外的所有因素对经济增长率的影响。上述各指标数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》和《中国统计年鉴2007》。
1. 模型的估计与检验。由协整理论可知,只有当各变量之间存在协整关系时,依据这些变量建立的长期均衡关系在统计学上才是可靠的,而各变量之间是否具有协整关系,则对各变量的单整阶数有严格的要求。因此,基于本文的研究目的,我们首先需要对上述各变量的单整阶数进行单位根检验。这里采用迪基—富勒(1981)提出的ADF单位根检验,结果如表1所示。
由表1的各变量单位根检验结果可知,度量经济增长率和度量政府财政支出相对规模的变量表现为平稳序列,而用来度量财政支出结构的三个变量都表现为一阶单整序列。这说明,我国的政府总支出和经济总产出总体上是同步增长的;而由于用来度量财政支出结构的三个变量都表现为一阶单整序列,这表明在财政支出的相对规模基本不变的情况下,我国的财政支出结构发生了重大变化。那么,财政支出结构的变化究竟对经济增长产生了怎样的影响?下面,我们将通过估计经济增长率对财政支出规模和支出结构的长期均衡关系给出回答。具体估计结果如下:
?酌t=-47.99+1.42?子t-0.24vI,t+2.03vH,t-1.32vE,t+0.44AR(1)(2)
R2=0.45 DW=1.65
在估计上述长期均衡关系时,为了校正序列相关,在回归估计中加入了AR(1)项。然而,由于上述各变量的单位根检验并不全是平稳序列,因此,还必须检验上述变量之间是否存在协整关系。依据恩格尔—格兰杰(1987)提出的协整检验方法,对上述回归估计的残差序列?着t进行AEG检验,经检验可得AEG统计量的值为-4.26,依据麦金农(1991)提供的计算临界值的响应面函数,可得在5%的显著性水平下临界值为-4.06。由于AEG=-4.26<-4.06,所以上述变量之间存在协整关系,式(2)即为它们之间的长期均衡关系。
2. 回归结果的分析与应用。改革开放以来,财政政策在促进我国经济增长方面发挥了重大作用,特别是20世纪90年中后期为应对亚洲金融危机而出台的积极财政政策,使我国经济在全球经济处于低迷的状态下仍然保持了较高的增长率。然而,为应对金融危机而出台的积极财政政策确切地说是扩大公共物质资本投资的财政政策,这在我国投资需求过大而消费需求严重不足的情况下,更多地表现为一种相机抉择的“急救”政策,并没有从根本上改变我国经济增长的模式。与此同时,政府物质资本投资的增大必将挤占财政支出中的人力资本投资和效用增强型服务的份额。那么,我国目前的财政支出现状究竟对经济增长产生了怎样的影响?以及我们应该如何进行优化?下面,我们将根据上述(2)式给出的经济增长率对财政支出的规模及结构的长期均衡关系,对这一问题作出解释。
(1)支出总量对经济增长具有积极的促进作用。由长期均衡关系的估计结果可知,预算内财政支出占GDP的比重每增加1个百分点将导致经济增长率上升1.42个百分点,这表明目前在我国增加财政支出仍能够促进我国的经济增长。在财政支出的最优规模方面,Karras(1993)对发达国家的估计结果为政府支出占GDP的20%。但是,从我国财政支出规模的经验数据来看,除改革初的前10年财政支出占GDP的比重超过20%外,其余年份均未达到此数值。这说明我国目前的财政支出还存在总量不足的问题,在现阶段扩大我国的财政支出规模仍能够继续推动我国经济的快速增长。
(2)政府物质资本投资对经济增长具有一定程度的负效应。由回归估计结果可知,经济建设费支出占政府财政总支出的比重每增加1个百分点,经济增长率将下降0.24个百分点。虽然这一结果在统计上不具有显著性,但负的系数至少说明在我国现阶段增加政府物质资本投资对经济增长将产生不利的影响。那么,为什么在我国现阶段增加政府物质资本投资对经济增长具有不利影响?我们认为,这与我国的经济增长模式密切相关。众所周知,改革以来我国的经济增长一直是靠高投资拉动的,投资率一直高居世界前列。张军(2002)通过对我国的资本—产出比进行测算后指出,我国存在过度的资本深化现象,并已导致物质资本的生产力递减。由于20世纪90年代中后期实施的扩大公共物质资本投资的财政政策进一步加深了我国的资本深化过程,因此,在我国现阶段,增加政府物质资本投资将对经济增长产生不利的影响。
(3)政府人力资本投资在促进我国经济增长中具有至关重要的作用。根据本文采用的广义人力资本指标,社会文教费支出占政府财政总支出的比重每增加1个百分点,经济增长率将提高2.03个百分点,这说明在我国现阶段增加政府人力资本投资将大大提升我国的经济增长速度。上文的分析已经指出,由于我国已经存在过度资本深化现象,并已导致物质资本的生产力递减,因此,要实现我国经济的持续快速增长,必须把支撑经济增长的动力转变到人力资本上来。虽然近年来为改善人力资本状况,国家一直在提高教育、卫生等方面的支出,但就我国目前来看这方面的支出仍然不够,距离满足经济和社会发展的需要仍然存在较大的缺口。因此,国家还必须继续加大财政支出中用于人力资本方面的投资,只有这样,才能使我国经济增长方式真正从外延向内涵转变。
(4)效用增强型服务支出的增加对我国经济增长具有负面效应。依据本文采用的衡量效用增强型服务的指标,社会保障支出占政府财政总支出的比重每增加1个百分点,经济增长率将下降1.32个百分点。从Devarajan、Swaroop、 Zou(1996)的观点来看,则反映了我国社会保障支出使用效率的低下,并不能说明我国的社会保障支出相对于其它支出的比重较高,因为与西方发达国家相比,我国的社会保障支出占总支出的比重还很小。究其原因,这可能是因为在我国目前这种体制下,面向低收入群体和困难家庭的扶贫资金的使用仍以“救济式扶贫”为主,社会保障支出的增加并没有使这部分人群真正走上脱贫致富的路子,反而使其对政府产生了某种依赖性,导致他们努力工作的意愿下降,这样反而对经济增长产生了不利的影响。然而,李永友、沈坤荣(2007)的研究表明,相对贫困程度的加深对我国的经济增长具有显著的负面影响,并且社会保障支出的增加能够通过缩小贫富差距促进我国的经济增长。这也进一步表明了,我国政府必须尽快建立健全社会保障制度,提高社会保障支出的使用效率,以使之更好地促进我国的长期经济增长。
(5)财政支出结构的优化能够提升我国的经济增长率。现在我们根据本文经验分析的结果,简单分析一下政府支出结构的调整对经济增长率的影响。假定维持支出的规模不变,而令政府经济建设费支出减少1个百分点,社会文教费支出和社会保障费支出分别增加0.7和0.3个百分点。在支出比重对经济增长率的边际影响恒定的情况下, 经济增长率将因此而提高1.26个百分点(即:?驻?酌=-0.24*(-1)+2.03*0.7-1.32*0.3=1.26)。应该看到的是,如果我们考虑社会保障支出对缩小贫富差距的增长效应,那么结构的调整将带来更大的经济增长率。由此可见,通过对支出结构进行微调(适当压缩政府物质资本投资的比重,相应提高政府人力资本投资和效用增强型服务的比重),完全有可能既兼顾到社会的全面发展,又能实现经济的持续快速增长。
三、 结论与政策建议
本文利用我国1978年~2006年的经验数据,对我国财政支出规模及结构与经济增长的关系进行了实证分析。结果表明,我国财政支出规模还未达到最优水平,财政支出结构配置也不尽合理。具体表现为:经济建设费支出过高,不利于经济增长;社会文教费支出明显偏低,因而提高其比重有助于促进经济增长;我国社会保障费支出严重不足,但由于其使用效率低下,同样不利于经济增长。运用上述实证分析的结果,我们进一步证实了,通过财政支出结构的优化(适当压缩政府物质资本投资的比重,相应提高政府人力资本投资和效用增强型服务的比重),完全可以既兼顾到社会的全面发展,同时又能实现经济的持续快速增长。
上述实证分析结论对我国财政政策的制定和财政支出结构的优化具有重要的指导意义。我们认为有以下几点:(1)由于我国目前的财政支出还远未达到经济和社会发展所需要的水平,财政支出规模的扩大对我国经济增长具有积极的促进作用,因此,政府仍需要继续加大财政支出的规模。(2) 由于我国存在的过度资本深化现象导致了物质资本的边际生产率下降,而过去的政府物质资本投资又大多投向竞争性的生产领域,这导致经济建设费支出对经济增长产生了一定程度的不利影响。因此,政府投资必须从竞争性的生产领域退出,进而转向公共基础设施领域或人力资本投资和效用增强型服务领域。(3)我国经济增长的高投入、高能耗、高污染现象非常突出,而对人力资本投资及其对经济增长的拉动作用则重视不够,这种粗放型增长模式是难以为继的。为实现经济的可持续增长,政府必须加大财政支出中用于人力资本方面的支出。(4)虽然本文的研究表明我国目前的社会保障支出对经济增长有不利的影响,但是在我国经济增长迅速而社会发展却比较滞后的情况下,为构建社会主义和谐社会的需要以及经济的长期可持续增长,我们认为适当提高财政支出中用于缓解贫困和缩小贫富差距的社会保障支出的占比,是值得的,也是非常必要的。
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5. 李永友,沈坤荣.财政支出结构、相对贫困与经济增长.管理世界,2007,(11):14-26.
6. 张军.资本形成、工业化与中国的经济增长:中国的转轨特征.经济研究,2002,(7):3-13.
基金项目:国家社科基金项目(09BTJ014)。
作者简介:夏祥谦,天津财经大学统计系博士生。
支出效应 篇3
一、财政农业支出与农民收入的概况
(一)财政农业支出的绝对规模和相对规模
财政农业支出是农业资金投入的一项主要来源,财政农业支出总量是对财政支持农业活动的总量规划,对农业发展产生了积极的影响。我国1978年的财政农业支出为150.66亿元,到2006年达到了3172.97亿元,增长了20倍,年均增长率为11.50%,保持着持续增长的态势。同期的农业总产值由1978年的1027.54亿元增加到了2006年的24737亿元,增长了23倍,年均增长率为12.03%,明显高于财政农业支出的增长幅度。财政农业支出占农业总产值的比重由1978年的14.66%下降到了2006年的12.82%,其中大多年份不足10%。由于农业财政支出的增长是与农业总产值的增长息息相关的,农业财政支出的增长速度超过农业总产值的增长速度符合瓦格纳财政支出增长法则。另外,中国人民大学严瑞珍教授提出“农业投资的加速原理”,即农业产值的增加依赖于农业投资的增加,农业投资的增长速度应大大快于农业产值的增长速度(在本文中,农业投资局限于财政农业支出)。而我国的财政农业支出的规模现状却与这些理论相悖。
(二)财政农业支出与其主要构成项目的年均增长率相近
从财政农业支出的内部结构来看,1 9 7 8年-2 0 0 6年,财政农业支出的年均增长率为1 1.5 0%,其中,支农支出的年均增长率为12.65%、农村基本建设支出的年均增长率为8.52%、科技三项费用的年均增长率为11.33%、农村救济费的年均增长率为12.41%。可见,在财政农业支出的内部结构中,除农村基本建设支出的年均增长率滞后于财政农业支出总量的年均增长率外,其他三项都基本保持着和财政农业支出总量相近的年均增长率。这说明,除个别年份的增长速度有较大调整外,1978年-2006年,财政农业支出的主要构成项目总体上保持着齐头并进的增长态势,其结构变化不大。
(三)农民收入增长缓慢且与城镇居民收入差距扩大
农民收入的增长一直是我国解决三农问题的重中之重。1978年,我国的农村居民家庭人均年纯收入为133.6元,到2006年增长到了3587元,28年间增长了近26倍,年均增长率为12.47%。而同期的城镇居民家庭人均可支配收入却从1978年的343.4元,增长到了2006年的11759.5元,28年间城镇居民家庭人均可支配收入增长了33倍,年均增长率为13.45%。这说明,农民收入的增长过于缓慢,并且严重滞后于城镇居民收入的增长,城乡居民收入有进一步扩大的趋势。这也反映出财政农业支出的规模和力度还不够,需要进一步调整财政支农政策。
二、财政支农资金对农民收入的效应
(一)变量的选取
为研究农民收入与财政支农资金的回归关系,选取了1978-2006年财政农业支出总量、支农支出、农业基本建设支出、农村科技三项费用等变量来验证分析其与农村居民家庭人均纯收入的关系。其中,按照中国统计年鉴的划分标准,支农支出包括支援农业生产和农林水利气象等部门的事业费。
(二)回归模型的建立
1.为了分析我国财政农业支出规模对农民收入的影响,本文应用Eviews5.0统计分析软件,以农村居民家庭人均纯收入(Y)为被解释变量,财政农业支出规模(X)为解释变量,采用OLS法建立一元回归模型。初次代入数据,发现DW值很小,说明存在序列相关,在模型右边加入MA(1)和MA(2)项,以消除序列相关。
从以上回归结果可以看出,在5%的显著性水平下模型中自变量回归系数t统计值(括号内值,以下同)超过了临界值,检验结果呈现高度显著性;DW值为1.52,在5%水平下通过了检验,表明该模型已基本上消除了序列相关;财政农业支出与农民收入的复相关系数为0.98,回归方程的方差解释能力高达98%;回归方程的F统计值也达到了较高的显著性水平。这些都表明财政农业支出对农民收入的影响是显著的。回归模型中自变量的回归系数为0.8,表明我国财政农业支出对增加农民收入具有正的效应,即财政农业支出每增加1%,农民收入提高0.8%。说明进一步增加财政的农业支出将有利于促进农民收入的提高。
2.为了分析我国财政农业支出结构对农民收入的影响,本文应用Eviews5.0统计分析软件,以农村居民家庭人均纯收入(Y)为被解释变量,支农支出(X1)、农业基本建设支出(X2)、科技三项费用(X3)为解释变量,做多元回归模型分析。由于X1、X2、X3的值对农民收入的变化趋势具有一定的波动性,很可能会产生异方差问题,从而导致伪回归现象,致使研究结论无效。为了消除异方差,更好地揭示财政农业支出结构与农民收入之间的关系,我们对数据进行差分处理,用D(变量)表示。初次代入数据,发现DW值很小,说明存在序列相关,在模型右边加入AR(1)项和MA(1)项,以消除序列相关。
从以上回归结果可以看出,在5%的显著性水平下模型中自变量回归系数t统计值超过了临界值,检验结果呈现高度显著性;DW值为2.07,在5%水平下通过了检验,表明该模型已基本上消除了序列相关;财政农业支出与农民收入的复相关系数为0.83,回归方程的方差解释能力为83%;回归方程的F统计值也达到了较高的显著性水平。这些都表明支农支出、农业基本建设支出和科技三项费用对农民收入的影响是显著的。
回归模型中支农支出的回归系数为0.19,表明,我国支农支出对增加农民收入具有正的效应,即财政农业支出每增加1%,农民收入提高0.19%。农业基本建设支出的系数为-0.43,表明农业基本建设支出对农民收入提高有负的效应,农业基本建设支出每增加1%,农民收入减少0.43%;科技三项费用的系数为42.74,表明科技三项费用对农民收入提高有正的效应,每增加1%,农民收入增加42.74%。
(三)各变量对农民收入效应的现实解释
1.回归分析说明,财政农业支出与农民收入的增加存在高度的关联性。公共财政通过对农业支出提供农村公共产品来改善农民的生产、生活和外部环境条件,有利于农业生产和增加农民利益,从而直接或间接地增加农民收入。
2.回归分析表明,支农支出成为农民收入增加的有利因素。主要是由于支援农村生产支出通过转移支付补贴农户,降低其生产成本,调动农民生产的积极性,增加农业产出;而农林水利气象等各项事业费的支出,为农民的生产建设提供了有利的生产条件。因此,二者的合力,对农民的收入具有正的效应。
3.回归结果显示,农村基本建设支出阻碍了农民收入增加。其原因是,在现行的政治体制和地方官员的行政任命体制下,对地方政府政绩的考察主要是依赖GDP以及发展速度等经济指标。由于农业比较效益较低,地方政府更偏好于将财政资金投向非农业和城镇。在实际的财政投向中表现为:地方政府更偏好于投资见效快、易出政绩的项目,而忽视期限长、具有战略意义的项目;热衷于提供看得见,摸得着的“硬”项目,而不愿提供农业技术推广、良种改造、教育服务等“软”公共产品。现实的统计数据也证明了这一解释,统计数据显示在农业基本建设中,用于重大水利工程和生态建设等全社会受益的投资较多,约占80%-90%,而真正用于增强农业市场竞争力和直接改善农业生产生活条件的良种工程、重要农产品基地、农田水利、节水灌溉等中小型基础设施方面的投入少,只占10%左右,这些项目都是直接增加农民收入的。
4.回归结果揭示,科技三项费用的投入能极大的提高农民的收入。农业科技三项费用是指国家为支持科技事业发展而设立的新产品试制费、中间产品试验费和重大科研项目补助费,主要用于从事农业科学研究的国家各类研究院所、高等院校及国有企业承担的全国性的和具有区域特点的国家和部门的重点科技计划项目。
三、结论和政策建议
从以上分析结果来看,财政农业支出总量不足以及支出结构的不完善仍是制约我国农民收入增长的重要因素。要实现农民收入的持续、稳定、快速增长,必须进一步完善政府财政支农政策。
(一)加大财政农业支出规模,形成稳定的增长机制
根据2003年新颁布的《农业法》第38条规定:财政支农支出的增长幅度应当高于财政经常性收入的增长幅度,但很多年份的实际执行效果却并非如此。因此,各级政府要彻底转变重工轻农的思想,强化财政农业支出的法律约束机制,保证财政农业支出规模的稳定增长。
(二)不断调整和优化财政支农资金结构
1.加大农业科技三项费用的投入。实证结果表明,农村科技三项费用支出对农民收入的边际效应最高。但是,近几年来,我国农业科技三项费用支出占全部农业支出的比重不足1%,占农业GDP的比重仅为0.23%左右,不仅明显低于美国等发达国家的2.02%的水平,也低于巴西等发展中国家的0.83%的水平,且远未达到国际粮农组织(FAO)公布的1%的世界平均水平,因此有必要进一步加大对农业科技三项费用的支出。
2.推进乡镇行政体系改革,控制农林水气部门事业费的增长速度,尤其是严格控制部门事业费中人员机构经费的增长速度,逐步降低人员机构经费的比重,增加事业发展业务经费的比重,从源头上解决农民负担问题。
3.调整农业基本建设支出的投资方向,把依靠群众投资投劳的建设项目纳入农业基本建设支出领域。农业基本建设支出应投向以改善农村生产生活条件和增加农民收入为重点的农村中小型基础设施建设和提高农村公共服务水平为重点的农村社会事业建设。
参考文献
[1](美)罗伯特S.平狄克,丹尼尔L.鲁宾费尔德.计量经济模型与经济预测[M].钱小军,译.北京:机械工业出版社,(2006).
支出效应 篇4
针对民生财政影响居民消费支出的研究,国外学者的观点大致分为两种: 一是认为财政支出对居民消费具有挤出效应,即在消费总需求既定条件下,政府消费需求的增加会挤占居民私人消费的空间,从而削弱积极财政政策拉动经济和刺激内需增长 的预期效 果 ( Barro,1981; Ahmed,1986; Tsung - wu Ho,2001等) ; 另一种认为政府支出的增加能够引致民间消费和投资需求的扩大,进而带动社会生产和就业增加,即扩张性政府支出会促进私人消费需求的增加,也即所谓的“挤入效应” ( Karras,1994; Schclarek,2007) 。我国学者杨智峰 ( 2008) 、姜洋和邓翔 ( 2009) 等的研究结果,支持了财政支出对居民消费存在挤出效应的观点; 而杨子晖等 ( 2009) 、魏向杰 ( 2012)以及刘志忠和吴飞 ( 2014) 等的研究,却倾向于财政支出对居民消费需求存在挤入效应的判断。结合我国居民消费行为的特征,通过建立两者之间相互作用机制的理论模型,本文试图从理论角度阐述民生支出对居民消费需求的作用及传导机制。在对民生财政和居民消费增长现状进行深入剖析的基础上,本文分1998 - 2006年和2007 2012年两个时段,从民生支出结构方面对其影响城乡居民消费倾向的效果、效应进行实证分析,以验证理论分析结论的正确性。
一、文献回顾
关于政府支出影响居民消费需求的研究,最早可追溯至凯恩斯关于积极财政政策对总需求作用的分析,但关于公共财政对居民消费支出影响的系统性分析,直到20世纪60年代以后才逐渐成为经济研究领域的热点。Bai1ey ( 1971) 研究了财政支出与居民消费之间的关系,他通过定义代表性消费者的效用为私人消费和财政支出的函数U*= U( Ct+ θGt) 来研究消费与政府支出的关系,参数θ为正,意为政府支出增加将引起居民边际效用的下降进而私人消费的减少,此时政府支出和私人消费之间是替代关系; 若θ为负,则政府支出增加将引起边际效用增加,此时政府支出和私人消费呈互补关 系。此后, 更多学者 基于Bailey( 1971) 的假说,利用持久收入理论和一般均衡模型进一步探讨了政府支出对居民消费的影响机制,如Barro ( 1981) 的研究表明财政支出对居民消费确实产生了一定的挤出效应。
通过使用 长期收入 决定模型, Korrnendi( 1983) 和Asehauer ( 1985) 考察了美国的经验事实,结果发现θ > 0 ,即财政支出与居民消费之间存在替代关 系,前者对后 者有明显 挤出效应。Ahmed ( 1986) 运用跨期替代模型检验了英国的财政支出与居民消费之间的关系,研究结果支持了上述结论。Amaro和wirjanto ( 1996) 、Tsung - wuHo ( 2001 ) 运用跨期替代模型, 分别对美国和OECD24个工业国的财政支出与居民消费之间的关系进行了研究,发现财政支出对居民消费存在明显挤出效应。我国学者杨智峰 ( 2008) 利用1998- 2006年省级面板数据,对我国地方财政支出与居民消费的关系进行了实证考察,结果表明1998- 2002年我国地方财政总支出显著地挤出了居民消费,2003 - 2006年这一效应则不显著。
然而,也有学者的检验结果并未支持财政支出对居民消费具有挤出效应的论断; 相反,他们认为财政支出与居民消费之间存在互补关系,民生财政支出的增加会促使居民消费支出的扩大,即民生财政支出对居民消费存在挤入效应。在跨期替代模型的基础上,Karras ( 1994) 对30个国家1950 - 1987年的数据进行经验检验,发现财政支出对居民消费呈互补关系,财政支出增加将提高居民消费的边际效用,进而促进居民消费支出的增加,即财政支出对私人消费产生了挤入效应。Schclarek ( 2007) 对21个工业化国家和19个发展中国家1970 - 2000年的数据进行的实证研究,也获得了同样的结论。
我国财政部办公厅课题组 ( 2001) 和胡书东( 2002) 早期的研究显示: 从总体上看,政府支出增加对民间消费具有挤入效应,积极的财政政策能够促进民间消费需求的增长。杨子晖等 ( 2009)对27个国家的数据进行研究,提出政府支出与居民消费呈互补关系。李广众 ( 2005) 利用最优消费决策的欧拉方程,通过实证分析发现政府消费与居民消费存在互补关系,且政府支出对城镇居民消费具有促进作用,主要表现在拉动城镇居民的消费方面,但对于乡村居民消费的影响不明显。洪源 ( 2009) 的研究也佐证了这一结论。魏向杰( 2012) 的研究发现相对城镇居民而言,民生投入增加对农村居民消费的挤入效应更大。刘志忠、吴飞 ( 2014) 利用省际面板数据进行了经验分析,在分项财政支出方面也表明教育和医疗卫生对农村居民消费产生了显著的挤入效应。
综上文献所述,如果细分中外的研究结果,可以看出国外的研究主要集中在政府支出对居民私人消费的影响机制上,重点关注的是公共支出对社会成员最终消费的直接激励或促进作用。国内学者的研究主要是从总量支出角度,探讨民生财政投入对居民消费的刺激; 其研究也多集中在宏观层面,缺少有关具体项目民生支出对于城乡居民消费差异传导机制的研究; 对于刺激并扩大内需与促进民生增长的分析往往是割裂的,有的研究较少考虑因2007年国家收支分类统计口径调整的影响。所以,本文以2007年收支科目分类调整为时间分割点,从改善民生投入、提高居民消费的视角,将重点放在考察民生支出与城乡居民消费之间的互动关系特征方面,并就二者之间可能存在的因果关联、作用机制以及效应效果进行定量分析,通过民生支出结构对城乡居民消费需求定量分析,来甄别民生财政对城乡居民消费支出的挤出或挤入效应。
二、理论模型
在消费生命周期理论的框架内,本文通过构建民生财政支出与居民消费关系有限期界的迭代模型,进一步阐述两者之间的传导机制和影响路径。假定家庭 ( 考虑到数据可得性,以家庭为单位) 的消费效用函数为: U( C) = α·ln C ,其中α> 0 ,C为家庭消费,可以看到U'( C) > 0 ,U″( C)< 0 ,即效用函数是家庭消费的增函数,但边际效用递减。设代表性家庭的消费周期为 [0,T],其中T∈ ( 0,∞ ) ,其最优消费选择问题为:
最优化目标 ( Max ) :
约束条件 ( s. t. ) :
边界条件 ( b. c. ) :
其中e- ρt为贴现,ρ( 0 < ρ < 1) 为贴现率,Ct为t时期家庭的消费支出,Wt为t时期总的家庭财富的,Yt为t时期家庭的可支配收入,r为市场利率,M为某阶段内居民家庭生活大额预防性刚性支出,即用于教育、医疗、社保等方面的支出,若是财政民生支出中相关领域支出越多,可减少个人用于此方面的消费。式 ( 2) 表示家庭财富的流量约束,家庭财富为居民收入和上期家庭财富的利息扣除当期消费。式 ( 3) 为边界条件,0期时财富为0,T期时财富为M ,能够满足基本的大额刚性支出。
现在建立Hamilton方程H = e- ρtαln Ct+ λt( Yt+r Wt- Ct) ,λ为拉格朗日乘子,经济学意义即为家庭财富的边际效用,根据公式 ( 1)- ( 3) ,可求得家庭的消费函数为:
由于e > 1 , 因此其中说明收入对消费具有同向作用,也就是说消费是收入的增函数,这满足绝对收入理论;说明消费是大额预防性支出的减函数。另外,考虑到民生财政提供了一部分居民需求的公共服务,民生财政与大额预防刚性支出有替代关系,也就是说居民的预防性刚性支出是政府公共支出的减函数。为了便于论证,假设这两者之间的反向函数关系如下:
其中h和θ是常数,将式 ( 5) 代入式 ( 4) 便可获得居民消费与民生财政之间的函数表达式:
式 ( 7) 中β2的正负号反映了民生财政对居民消费的影响,到底属于挤入效应还是挤出效应。从理论上来讲,民生财政免除了居民很多后顾之忧,当期的消费预期会增加,消费倾向会提高,即民生财政对居民消费存在挤入效应。
三、数据、方法与模型
( 一) 变量说明及数据描述
1. 因变量选择。本文以居民人均消费支出作为因变量,考虑到我国城镇与农村在经济发展、基础设施和公用品供给等方面差异明显,为区分民生财政对城乡居民消费支出倾向的不同作用,本文分别对城镇居民消费支出和乡村居民消费支出的情况进行了估计,各类消费支出和可支配收入( 或者年收入) 均利用居民消费价格做了相对平减,各项民生财政支出均针对商品零售价格指数做相对平减,所有变量均采用自然对数形式,相应的变量名加上前缀“ln”,回归系数的经济含义即为弹性。本文选择从1998 - 2012年共15年数据作为考察期,样本总体为除西藏之外 ( 因数据缺失较多,故未有统计) 的30个省级单位的年度支出和消费数据。除特别声明之外,数据均来自历年《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国国土资源年鉴》《中国房地产统计年鉴》和《中国人口和就业统计年鉴》。
2. 解释变量。本文主要选取了民生财政支出中有关教育事业费用、医疗卫生经费、社会保障和就业支出等指标作为考察对象,文中以2007年为界,对民生支出影响居民消费的作用按时间段划分为两个时期,分别进行考察,时期不同,部分指标数据的含义也稍有不同。
3. 控制变量。本文主要选取的控制变量包括居民人均可支配收入、乡村居民人均年收入、第一产业占比、城市化率、人均地区生产总值,其中居民人均可支配收入 ( 乡村居民人均年收入) 是直接影响居民消费的重要因素,表现为正向促进作用。第一产业占比作为控制变量主要考虑到产业结构对地区经济发展水平的影响,一般来说分别用第一、第二、第三产业所创造的价值占地区GDP的比例来代表地区产业结构,第一产业占比GDP的比例较大,则表明该地区经济发展水平较低,该地区居民消费相对较低。本文选取城镇化率作为控制变量,主要是用其描述城镇化对经济增长的贡献,城镇化率越高该地区经济增长越快,继而提高居民收入拉动居民消费。另外,地区生产总值 ( PGDP) 是衡量一国 ( 或地区) 经济增长水平的基本指标,对居民消费有强劲的带动作用。
注: 卫生和社保补助隶属于为 1998 - 2006 年间的民生财政; 医疗卫生、社保和就业补助隶属于 2007 - 2012 年间的民生财政,下表同。
2. 计量模型设定。本文主要变量的描述性统计如表1所示,为了研究民生支出和非民生支出对居民消费的影响,设定如下模型:
式 ( 8) 中lncspendi,t指居民人均消费支出,lnmsti,t代表民生支出总汇,lnfmsi,t为非民生支出总汇,下标i和t分别标识省份维度和时间维度; X为控制变量集,包括产业结构、城镇化率和住房销售均价; ε为随机扰动项,用于表示除上述变量之外的其他因素的影响。为考察民生财政支出对居民消费倾向的影响,本文设定如下基本模型:
式 ( 9) 中lnedu、lnhf和lnss分别代表民生财政支出中的教育、医疗卫生和社会保障支出,为区分和衡量民生财政对城乡居民消费支出的差异影响,设定以下扩展方程:
式 ( 10) 和式 ( 11) 分别为针对乡村和城镇居民消费支出影响的估计方程,在式 ( 10) 中加入乡村人均年收入 ( lnpcfi ) 指标作为控制变量,在式( 11) 中则添加城镇人均可支配收入 ( lnpcdi ) ,通过式 ( 10) 和式 ( 11) 可具体考察民生财政支出对城乡居民消费倾向的差异化作用效果。
四、实证分析
考虑到我国各省际之间经济发展差距明显,国家引导居民消费的政策也在不断调整,使得考察期内的样本数据有可能因存在异方差或序列相关问题导致估计偏误。因此,在基准回归中通过对标准误进行robust稳健性矫正,以控制其影响。此外,本文利用SCC模型进行估计,相比传统OLS回归,经SCC模型修正的固定效应模型,在控制异方差和自相关的基础上能很好地控制截面相关的影响,因而其对面板数据模型的估计效率有可能更为可取。本文使用1998 - 2006年和2007 -2012年的30个省、自治区和直辖市的面板数据,针对民生财政支出重点领域对全体居民、城镇居民和乡村居民的消费,运用stata12对模型进行估计,基准回归和SCC回归的估计结果详见表2。
注: Hausman 检验对包含时间控制变量的民生支出和非民生支出分析,都拒绝原假设,采用固定效应分析。另括号内为稳健性标准差,***、**和*分别表示 1% 、5% 和 10% 的显著性水平,下表同。
( 一) 民生财政、非民生财政与居民消费
从理论上讲,财政民生支出会缓解居民部分相关消费的经济压力,能够引致居民个人消费和投资需求扩大,即扩张性政府支出会促进私人消费需求的增加,也即所谓的“挤入效应”。但是,若财政民生支出不足,居民个人承担绝大部分消费支出,就会挤占居民其它消费。在这种情况下,民生财政对居民消费的影响表现为“挤出效应”。
表2为民生财政、非民生财政对居民消费支出的估计结果,由表2可知民生支出前后期分别在1% 和5% 的显著性水平下通过检验,说明民生性支出与居民消费需求呈正相关关系,即民生性支出对城乡居民消费支出有正向促进作用。城乡居民消费需求随民生性支出的增加而增加,也就是民生支出对居民消费支出显示出了挤入效应,促进了居民消费,实证验证了上述理论。在1998 2006年间,在考虑了地区效应和时间效应以后,民生财政对居民消费支出的边际贡献为0. 392,对城乡居民消费具有非常显著的正向促进作用。在2007 - 2012年间,民生财政对居民消费具有较显著的拉动促进作用,边际贡献为0. 208,后期财政政策给予民生大力支持: 在教育方面,2007年全国免除九年义务教育学杂费; 在文化方面,2011年10月18日通过了《关于深化文化体制改革,推动社会主义文化大发展大繁荣若干重大问题的决定》,文化广播影视产业获得了蓬勃快速发展; 在医疗保障方面,职工医疗保险、城镇居民医疗保险和新农合三项基本医疗保险 ( 放心保) ,到2011年底就覆盖了13亿多人口,参保率稳定在95% 以上1,织起了世界上规模最大的全民基本医疗保障网; 国家基本药物制度全面建成,同时还建立了规范性的药品采购机制和长效性的补偿机制,避免了肆意抬高药价、损害居民利益。另外,国家还根据居民现实生活需求,增加了环境保护支出。这些措施有效地排除了居民很多生活方面的后顾之忧,使居民增强了消费信心,促进了居民即期消费。
从表2中估计结果还可发现非民生支出对居民的消费也具有正向促进作用,但在1998 - 2006年期间综合结果不是很显著,在2007 - 2012年期间影响较显著。居民人均可支配收入对居民消费的影响较为显著,这与收入影响消费的理论相契合,其它控制变量与文献效果相同。
注: Hausman 检验对包含时间控制变量的教育、医疗和社保支出分析,都拒绝原假设,均采用固定效应分析。
( 二) 民生财政结构对居民消费的影响
表3是基于1998 - 2006年和2007 - 2012年30个省、自治区和直辖市的面板数据,获得的民生财政结构分时间对居民消费支出的估计结果。根据表3所示的估计结果,本文作出判断: 从理论上讲,若是财政民生支出中的教育、卫生医疗、社保及其就业补助支出较多,居民个人用于此方面的消费占比就会下降,居民会用较多的可支配收入于其它消费,并引致和拉动居民潜在消费; 反之,民生财政支出则会挤占居民消费。
首先,从表3可以发现1998 - 2006年间政府教育支出对居民消费存在挤入效应,边际贡献为0. 145,在10% 的显著性水平下通过检验,2007 2012年间教育支出对居民消费存在较显著的挤入效应,在10% 显著性水平下通过检验,财政教育支出1元将显著带动居民消费0. 122元。教育占据居民总消费 的比重在1998 - 2006年平均为11. 37%2,2007年开始这个比重逐年下降,从侧面反映出政府教育支出能够缓解居民的教育投入压力,对居民即期消费有促进作用。我国在2006年开始九年义务教育全面免费3,农村2007年全面推行了免除学杂费政策4,全国学杂费整体呈现下降趋势,教育上的辅助优惠政策减少了居民很多经济负担,教育对居民消费支出具有显著挤入效应。
其次,医疗卫生支出对居民消费由挤出效应转变为挤入效应。表3显示1998 - 2006年间卫生支出对居民消费作用不显著,但有反作用力。在此期间,1992年国务院下发《关于深化卫生改革的几点意见》,提出深化医疗卫生市场化改革,致使个人现金卫生支出占据着卫生总费用的主体位置。1987 - 2001年期间个人现金卫生支出占卫生总费用的比重节节攀升,2001年为最高点60% ; 与此同时,政府卫生支出占卫生总费用的比重仅仅为15. 9%5。由于居民个人承担的医疗费用支出占比过大,医疗卫生总费用又一直高涨,居民必须依靠储蓄来预防不可预测的医疗风险,卫生财政支出对居民产生了挤出效应。2007 - 2012年间中国个人卫生支出占卫生总费用的比重,已由2008年的40. 4% 下降到2012年的34. 9%6,医疗卫生深化改革取得了重大阶段性成效,居民个人用于医疗卫生费用的下降,低收入人群和广大农村地区潜在消费能力得以逐渐释放,这段时期卫生支出对居民消费呈现出较为显著的挤入效应。
最后,社会保障和就业补助对居民消费具有正向促进作用,但效果不显著。因为1998 - 2006年间我国社会保障体系还不完善,私营企业和乡镇企业还没有建立比较完善的社会保障体系。由于我国总体上社保补助投入不足、社保覆盖面窄、保障水平偏低,虽总体上能缓解了居民部分不确定预期,对居民即期消费有正向促进作用,但效应甚微。从2007年起政府加大了对社会保障的投入力度,但居民人口老龄化严重,就业形式严峻,城镇化加重了社保负担,居民对社保和就业补助的需求增加; 同时,由于社会保障改变居民收入具有长期性,居民对未来消费预期的转变也需要一个过程,这些都会制约居民消费。
( 三) 民生财政支出结构对城镇和乡村居民消费支出的影响
由表4乡村居民消费支出来看,1998 - 2006年教育支出对乡村居民消费具有挤入效应。从2006年开始,国家全部免除西部地区农村义务教育阶段学生学杂费,对贫困家庭学生免费提供教科书并补助、寄宿生生活费,教育辅助政策显著拉动了乡村居民潜在的消费。2007 - 2012年教育对乡村居民消费支出具有较为显著挤入效应。2007年全国推行免除九年义务教育学杂费,教育支出显著地促进了农村居民消费。虽然政府卫生支出对居民消费影响甚微,但由前期的挤出效应转变为后期的挤入效应,社保补助对居民消费的效应并不显著,对农村居民消费影响不显著。
注: Hausman 检验对包含时间控制变量的教育、医疗和社保支出分析,都拒绝原假设,均采用固定效应分析。表格中方程( 10) 是针对民生财政结构对乡村居民消费的影响设定的方程。方程( 11) 针对民生财政结构对乡村城镇居民消费的影响设定的方程。方程( 10) 中用到的是乡村人均年收入,方程( 11) 中用到的是城镇居民可支配收入。表格中的卫生经费和社保补助为 1998 - 2006 年的民生财政支出; 医疗卫生支出、社保和就业补助是针对 2007 - 2012 年的民生财政支出。
由表4城镇居民消费支出来看,在1998 2006年期间教育支出对城镇居民消费支出的挤入效应显著大于农村居民,主要是因为: 一是城乡教育标准不一,城镇教育的硬件设施、教育环境和师资力量、教育补助政策标准都高于乡村; 二是国家教育政策把农村教育基本上交给了地方,而地方经济发展水平不一,不少地方农村教育难以为继;三是城镇人均可支配收入和乡村人均年收入对城乡居民的消费影响非常显著,2008 - 2012年间城镇人均可支配收入城镇居民近3倍于农村人均年年收入7,居民高收入对于拉动消费有极强的正效应。因此,相对于乡村居民来讲,政府教育支出更能促进城镇居民当期消费。1998 - 2006年卫生经费支出对城镇居民消费支出的挤出效应不显著,而在2007 - 2012年医疗卫生支出对城镇居民消费具有较为显著挤入效应,在10% 显著性水平下通过检验,对城镇居民消费增长的边际贡献为0. 024元。
相对于乡村医疗卫生支出而言,政府医疗卫生支出对城镇居民具有较显著挤入效应,而乡村医疗卫生支出对居民消费作用不显著,但表现为挤出效应,原因在于: 一是新农合保障范围有限,乡村医疗卫生保障水平低。农合起付线以下的部分不予报销,起付线以上的部分按比例报销,更侧重以大病统筹为主的农民医疗属于互助共济制度,小病方面保障能力较差。由于农村合作医疗指定乡镇卫生院、定点村卫生室住院检查费用高,合作医疗报销金额微不足道,使得农民实际受益没有预想的那么大。二是城乡之间的医疗卫生公共服务差距巨大。由于城乡组间对城乡医疗卫生公共服务差距的贡献基本上在80% 以上,几乎是组内差距贡献的4倍 ( 和立道,2011) 。三是城镇居民医疗投医费用低、保障群体范围广,这是城镇居民医疗保险最显著的优点。上述原因促使城镇居民在卫生经费方面比乡村居民有更良好的预期,更能带动即期消费。社保、就业补助对城镇和乡村居民的消费有正向促进作用,但不显著。目前,社保、就业方面的主要问题,一是人口老龄化加重了社保负担,二是城镇就业形势严峻,需要更多的就业补助。另外,就业方式日益多样化,非公有制经济从业人员和非单位就业人员 ( 简称“两非”) 参保率很低,城镇社保覆盖面较窄。城镇化进程加速给社会保障制度带来了新问题,数亿农民工社保的衔接和整合是一个重大课题,这些问题成为城乡居民消费的后顾之忧,对其消费产生挤出效应。
五、结论与建议
由于居民消费函数与居民可支配收入成正相关,而政府民生财政支出结构对城乡居民消费有挤入和挤出两种效应。一是民生财政支出对居民的消费支出具有正向促进作用,并且非常显著,非民生支出对居民的消费支出具有正向促进作用,但效果并不非常显著; 二是在分项支出方面,随着我国2007年免除九年义务教育学杂费,教育支出对城乡居民消费有较为显著的挤入效应; 医疗卫生支出对城镇居民消费支出的影响,由前期挤出效应转变为后期挤入效应; 社保、就业补助始终挤出城乡居民消费,但挤出效应不显著; 相比于乡村居民消费需求增长,教育和医疗民生支出对城镇居民消费的贡献较为显著。
支出效应 篇5
消费、投资和出口是拉动经济增长的“三驾马车”。结合我国当前面临的国内外形势,经济发展由外向型增长转向内需拉动型增长已是经济社会发展的最合理选择。但根据经济学原理,政府支出对居民消费存在一定的“挤出效应”。因此,政府在财政支出尤其是财政支农支出的规模和结构上要逐步优化,以期财政支农支出不会对农村居民消费产生抑制作用。学术界关于财政支农支出与城乡收入差距之间的关系主要有两种观点。一种观点认为财政支农支出可以通过改善其结构和方式来缩小城乡收入差距(杨爽,2006;陶然、刘明兴,2007;张勇 ,2008;梁文凤 ,2013);另一种观点认为当前的财政支农支出结构和方式一般会拉大城乡收入差距(章奇,2003;陆铭、陈钊,2004;黄祖燕等,2005;李秉强,2007;陈安平、杜金沛,2010)。
一、财政支农支出与城乡收入差距的关系研究
(一 )财政支农支出
1. 公共财政理论 。 亚当.斯密在 《国富论 》一书中提到 ,我们之所以能得到我们想要的牛奶、面包,并不是挤奶工、面包师们的仁慈,而是在他们这样做的同时,自身的利益也得到了最大的满足。这是“看不见的手”理论的主要思想,也是市场经济逐利性的形象描述。但市场本身存在的缺陷及周期性的失灵,就需要另外一种体制——公共财政来弥补市场的不足。公共财政对于市场有效领域不予干涉,对于市场弱效或无效领域加以调控和监督,从而为保证经济的平稳良好运行提供保障。
公共财政的功能主要有以下三个方面:一是资源配置功能。市场在资源配置中起基础作用,但因为市场失灵的存在,不可能使资源的配置效率达到最佳状态。公共财政通过确定社会公共需要的基本范围,确定财政收支占GDP的合理比例;通过优化财政支出结构,保证重点支出,优化一般支出;通过政府投资、税收、补贴等方式,带动民间投资,吸引外资和对外贸易等,达到提高资源配置效率的目的。二是收入分配职能。效率和公平一直是社会经济发展的两个内在要求,二者不可偏废其一。市场通过一切手段,以期达到帕累托最优状态,而公共财政通过转移性支出,如社会保障、救济金、补贴等;通过加强税收的调节,如个人所得税、“营改增”等税制改革; 通过划清市场分配与财政分配的界限和范围等方式,以求达到公共财政调节收入的目的。三是经济稳定职能。公共财政通过保证非生产性的社会公共需要, 如加强环境治理、加快科教文卫事业的发展, 完善社会福利和社会保障制度,在物质文明构建的同时,加强精神文明建设。还通过加快对农业、能源、交通运输、邮电通讯等公共设施的发展,消除经济增长中的“瓶颈”现象。
2. 财政支农支出政策。财政支农政策是各级政府利用税收、补贴、分配等方式来支持和扶持农业和农村经济发展,是着力解决“三农”问题的一系列综合政策。财政支农支出主要包括:农业基本建设、农业科技三项费用、支援农村生产、农业科研、农业综合开发、农林水事务费用支出、农产品流通补贴、农业生产资料补贴和财政扶贫等项支出。
我国政府自2000年以来提出了一系列支农惠农的政策。具体有:(1)取消农业税,加快农村税费改革,切实减轻农民负担;(2)对种粮农民实行直接补贴,增加对良种补贴、农机具补贴和重大农业技术推广专项补贴;(3)加大对农田水利和农村基础设施建设的投入力度;(4)在有条件的地区,特别是一些经济比较发达的地区, 不断探索农地使用流转的形式,通过“土地入股”等多种形式加大农地使用权的流转力度,不断扩大农业生产经营规模;(5)疏通农村富余劳动力和农村人口转移的渠道;(6)坚持把农村教育摆在重中之重的地位,在落实“两基”(基本普及九年制义务教育、基本消除青壮年文盲)的基础上,加快农村教育的全面发展;(7)加强农村基层组织建设。
一系列的支农惠农政策,使农民分享到了经济发展带来的成果,体现了社会公平,为新型农村建设和和谐社会的构建打下了坚实的基础。
(二 )城乡收入差距
度量城乡收入差距,比较常用的有两种方法:一是用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入之比;二是用城镇居民人均消费支出与农村居民人均消费支出之比,因为消费和收入息息相关, 而且城镇居民收入中没有把实物补贴、财产等隐性因素考虑进去,所以用消费水平差异能更准确地反映城乡收入差距状况。
1. 城乡人均收入差距。城乡人均收入差距又包括两种方式:第一种是用城镇居民人均可支配收入与农村居民人均纯收入的名义值之比;第二种是剔除物价因素之后的城镇居民个人可支配收入与农村居民人均纯收入的实际值之比 (图1)。从图中可以看出 ,城乡居民收入名义值的绝对差距在逐渐拉大,城乡居民收入之比的变化趋势则比较复杂。
2. 城乡人均消费差距。度量城乡居民人均消费差距可以通过城乡居民人均消费支出之比来表示,也可以通过城乡居民人均消费的差值来衡量。
度量消费水平的指标还有恩格尔系数。恩格尔系数是家庭食品消费支出与家庭总消费支出的比例, 家庭收入越少,恩格尔系数越高。随着居民家庭收入的增加,家庭收入中用于购买食品的支出会逐渐下降,恩格尔系数会逐渐变小。从图2中可以看出, 我国城镇居民家庭和农村居民家庭的恩格尔系数都呈逐年下降趋势,并且农村居民家庭的恩格尔系数一直高于城镇居民家庭的恩格尔系数。
(三 )财政支农与城乡收入差距之间的关系
库兹涅茨的“倒U型”假说揭示了人均财富增长与人均财富差距之间的内在基本规律,即在经济发展初期,人均财富差距会随着人均财富的增长逐渐拉大;当人均财富的增长到了一定阶段之后,人均财富差距会出现一个拐点,即随着人均财富的进一步增长而逐渐缩小。
城乡收入差距的缩小一方面要靠市场力量的自发调节,另一方面要靠公共财政的干预调节。财政支农支出隶属于公共财政支出的一部分,公共财政通过税收、社会保障、转移支付等方式,可以很好地促进社会的公平,使经济社会在追求效率的同时能够兼顾公平。具体来讲,政府通过税制改革,逐步完善各类税种, 目的就是要逐步缩小收入分配之间的差距;通过完善社会保障制度,能够解决低收入者的后顾之忧,提升他们的消费能力, 缩小高低收入人群之间的消费差距;通过转移支付手段,可以很好地起到促进社会公平、维护社会稳定的作用。
二、财政支农支出与城乡收入差距之间关系的实证分析
(一 )变量的选取
1. 城乡收入差距 (gap)。 文中选择使用剔除物价因素之后的城镇居民个人可支配收入与农村居民人均纯收入的实际值之比来表示城乡收入差距。
2. 财政支农支出指标 (fsr)。 文中选择使用财政支农支出与财政总支出的比值作为财政支农支出指标。
3. 城 镇化指标 (nri)。 文中选择的城镇化指标为第二产业和第三产业的就业人数之和与总就业人数的比值。
4. 农村固定资产投资额 (infri)。由于其它指标使用的都是比值,所以农村固定资产投资额使用的是农村年固定资产投资额的对数值。
(二 )数据来源与研究方法
文中所进行的实证分析是基于1978-2012年的时间序列数据。各指标的数据来源于《新中国60年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》(2013)、《中国金融年鉴》(2009-2013)、《中国财政年鉴》(2013)。文中所使用的研究方法是基于时间序列数据的经济计量分析方法。向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型,VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。
(三 )实证分析过程
1. VAR模型滞后阶数的确定
注:*表示按照以上标准选择的最优滞后阶数。
如表1所示,在5个指标中有4个指标认为应建立VAR(1)模型,则文中确定建立VAR(1)模型。
2. ADF单 位根检验
检查序列平稳性的标准方法是单位根检验。单位根检验的方法很多,文中使用的是ADF单位根检验方法。检验结果汇总如表2。 (c,t,p)分别表示变量在检验模型中的截距项、趋势项和滞后阶数。
从表中可以看出,变量gap、inrfi都是二阶单整序列,而变量为一阶单整序列。因此,变量之间就不存在长期稳定的协整关系,变量gap、fsr、nri之间存在长期稳定的协整关系。
3. 协 整检验
对变量gap、fsr、nri进行协整检验, 得到它们之间的协整方程如下:
从协整方程可以看出,财政支农支出指标与城乡收入差距指标之间呈反比,城镇化指标与城乡收入差距指标之间呈正比。
三、结论与思考
(一 )研究结论
1. 财政支农支出指标与城乡收入差距指标呈反比。政府通过农村救济支出、农业基本建设支出、农业科技三项费用支出等方式加快新农村建设步伐、发展现代农业、增加农民收入,逐步缩小了农村居民与城镇居民的差距。
2. 城镇化指标与城乡收入差距指标呈正比。政府在大力推行城镇化的过程中,使农民逐步丧失了他们赖以生存的土地,切断了他们主要的经济来源。而在城市不断扩容的同时,城镇市民的财产性收入又在逐渐增加。这是城镇化加大了城乡收入差距的主要原因。
注:此表为Eviews6.0软件检验结果。
(二)政策性思考
1. 加大财政支农力度 ,优化支农支出结构。 (1)持续为农业发展和农民增收提供各种财政税收优惠政策,注重政策的延续性和深入性。 (2)加大对农村教育投入,提升农民素质。加大对农村剩余劳动力的培训与教育, 提升他们的人力资本,增强其获得非农业收入的能力。 (3)加大对农村科技投入,增强农业科技创新力度,推动农业和农村发展,增加农民收入。 (4)逐步完善农村社会保障体系,使农村居民能够享受到与城镇居民相似的公平待遇。 (5)加大对农村基础设施(特别是农村水利设施建设)的投融资力度,推动农村与城镇之间的生产要素自由流动。
2. 合理运用支持农业和农村发展的财政补贴政策。 (1)加强财政补贴政策法规建设,做到财政补贴制度的长期性和稳定性。 (2)逐步增加财政补贴的额度,改进支农财政补贴的方式和方法。 (3)提高财政支农补贴的资源配置效率,缓解收入分配不公现象。
参考文献
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例[M].北京:清华大学出版社,2009.
[2]张晓峒.EViews使用指南与案例[M].北京:机械工业出版社,2007.
[3]章奇,刘明兴,陶然,Vincent Yiu Por Chen.中国的金融中介增长与城乡收入差距[J].中国金融学,2003(1).
[4]陆铭,陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].经济研究,2004(6).
[5]李秉强.我国财政对城乡收入差距影响的实证分析[J].太原理工大学学报(社会科学版),2007(01).
[6]陶然,刘明兴.中国城乡收入差距、地方政府开支及财政自主[J].世界经济文汇,2007(4).
[7]李普亮.财政农业支出、农民增收与城乡居民收入差距——基于省级面板数据的实证[J].南方经济,2012(8).
[8]尚晓贺.财政支农与城乡收入差距——基于2000年-2009年省级面板数据的实证分析[D].山东大学硕士学位论文,2012.
支出效应 篇6
关键词：财政涉农支出,农村消费,单位根检验,协整检验
一、文献综述
依据笔者所看到的文献, 国内外学者对政府支出与居民消费关系研究的较多, 而对财政涉农支出与农村消费效应研究的较少。既有的研究结论归纳起来主要有:财政支出与居民消费、财政涉农支出与农村消费之间存在挤入效应, 或挤出效应, 或兼具挤入效应、挤出效应。西方学者中, Karras[1]通过研究发现财政支出对居民消费存在挤入效应。Komendi[2], Ahmed[3], Tsung-Wu Ho[4]等人通过研究则认为, 政府支出对居民消费存在挤出效应。国内学者中, 胡书东[5], 储德银等[6], 李广众[7]通过研究均得出中国政府消费对民间消费从整体上看存在挤入效应。孟祥仲[8], 王宏利[9]等发现政府消费对居民消费存在一定的挤出效应。谢建国等[10], 张峁等[11], 张治觉等[12], 石柱鲜等[13]则通过对不同的期间或不同的支出项目进行分析, 发现政府支出对消费支出既存在挤入效应, 又可能存在挤出效应。
单就财政涉农支出与农村居民消费的关系进行研究的国内学者中, 朱建军等[14], 刘宛晨等[15]的研究表明, 中国财政支出对居民消费总体上存在“挤进效应”, 同时对农村居民消费的“挤进作用”更明显。张书云[16]利用1978—2005年的数据研究发现, 政府支出对农村居民消费在短期呈现挤入效应, 在长期则为挤出效应。王文平[17]的研究也得出了类似结论。上述学者的研究对本文的分析很有启发。
二、理论分析
假设1:时间连续和贴现率不为零, 并且居民有效消费函数是一个关于居民消费和政府支出的线性函数, 即ct*=ct+αgt
其中, ct为人均实际消费支出, gt为人均实际政府支出, α表示人均实际消费支出与人均实际政府支出之间关系的参数。
假设2:假设个人效用函数为相对风险回避系数不变效用函数 (CRRA) :
其中, δ>0, δ不为1;二次可微且严格下凹;在任意两时点 (t, t+1) 之间, 消费的跨期替代弹性不变, 等于1/δ。
消费者的效应函数定义为u (ct*) 。基于以上假设, 我们可以得出个人在生命延续期内实现其最大化的效用水平, 目标函数和预算约束条件如下:
(1) 式中, E0为基于0期所有信息对未来的预期:ct*为t期的有效消费;β为主观贴现因子:at+1表示t期末的实际财富;r代表一个不随时间变动的实际利率, 这里我们借鉴了Ogaki (1991) 的假设, 认消费者可以按照固定利率自由借贷;yt代表t期收入。
构造拉格朗日函数来解决这一最优问题得:
其中, λt为拉格朗日乘子, 度量财富的影子价格。对上式求解, 得到其一阶条件为:
其中, t=1, 2, …, 鄣ut/鄣ct*=鄣ut (ct*) /鄣ct*, 将λt和λt+1带入到等式 (4) , t至t+1期的欧拉方程可以表示为:
为了将模型引入到我们的实际分析, 假设边际效用的每期变动率很小, 则 (5) 式可以写为E0c*t+1=[β (1+r) ]σct*, 这里σ=-u/c*/{c*u (c*) }是跨期替代弹性, 因此, 计量经济关系是可以表述为:
这里, Vt~d, 将ct*=ct+agt代入 (6) 得
根据这一最终消费函数形式可知, 政府支出的变动对居民有效消费的影响主要看政府支出变动量g和gt-1前面系数的大小和符号, 如果系数大于零, 则说明政府支出变动有助于居民消费的增长, 反之, 则扩大政府支出对居民消费需求没有作用, 甚至还会对居民消费有挤出效应。同时, 通过这一理论模型还可以看出居民的当期消费在一定程度上还受前期消费的影响, 这也符合现实和理论逻辑, 所以, 我们认为,
从图1中可以看出, 1978—2006年财政涉农人均支出在1994年以前发展较为缓慢, 1994以后发展趋势明显, 呈现出一定程度的上升趋势, 这主要是受1994年税制改革影响, 中央财政收入增长, 转移支付力度较大, 对农村农业的扶持力度较为明显。从图2中可以看出, 1978—2006年间, 农村居民消费整体呈现一定程度的上升趋势, 1992年以前变动幅度较小, 1992—1998年间有了一定程度的增长, 但1998年前后受亚洲金融危机动荡影响, 有了一定程度的下滑, 2000年以后继续保持高速增长态势。
(二) 实证分析方法
本研究采用的是时间序列数据, 首先要对时间序列进行平稳性检验, 对于非平稳性的变量将进行差分处理使之变为平稳序列, 如果变量是单整的, 将进行协整检验, 以确定财政涉农支出与农村居民消费支出的长期关系。本文采用Engle-Granger因果关系检验的方法来检验变量之间的协整关系, 并对其进行进一步的分析, 从而探索财政涉农支出与农村居民消费支出的变动关系, 为相关政策措施提供价值参考。这是一个可以接受的理论方程式, 可以作为我们进一步进行实证分析的基础。为便于实证分析, 我们将方程 (8) 进一步整理为:
当a>0时, 政府支出增加将导致居民消费增加, 政府支出与居民消费为互补关系;当a<0时政府支出增加将导致居民消费减少, 政府支出与居民消费为替代关系;当a表现为统计上的不显著时, 意味着政府支出对居民消费不存在显著相关关系;β表现了财政支出对居民消费影响的滞后效应;准反映了居民的消费习惯, 即当期消费受前期消费的影响程度。
三、实证检验
(一) 数据说明
对于财政涉农支出选取用于农业的财政一般预算支出, 这一支出项目包含农业基本建设支出、农业科技三项费用、农业救济费及其他四个项目, 口径包含的范围较大, 反映财政对农业的整体投入力度;对于农村居民消费选取农村居民家庭人均生活消费支出, 这一支出项目指农村常住居民家庭用于日常生活的全部开支。图1反映了1978—2006年财政涉农人均支出的走势, 图2反映了1978—2006年农村居民人均消费的走势, 样本数据来源于各年的《河南统计年鉴》。
(三) 单位根检验
通过粗略观察, 两序列都呈现出一定的增长趋势, 数据为非平稳序列, 需要进行数据处理。如果一个序列Y经过d次差分后具有平稳性, 则称该序列为d阶单整序列, 表示为Y~I (d) , d为单整阶数, 如果两个序列Y和X有相同的单整阶数, 即构成协整分析的条件, 判断Y和X有相同的单整阶数需要检验序列平稳性, 粗略的观察不能科学地对平稳性进行判定, 检验平稳性常用的方法是ADF检验。对两序列进行取对数, 然后做一阶差分处理, 利用eviews5.0的ADF检验对各变量进行单位根检验, 通过P值来判断序列的平稳性, 具体检验结果 (如下页表1) 。
下页表1结果所示, dlng和dlnct的p值都小于0.05, 拒绝原假设, 即两序列为平稳序列。从而得到dlng~I (1) , dlnct~I (1) , 两序列的单整阶数相同, 满足做协整分析的前提。
(四) 协整检验
如果两时间序列Yt~I (d) , Xt~I (d) , 并且这两个时间序列的线性组合a1Yt+a2Xt是 (d-b) 阶单整的, 即a1Yt+a2Xt~I (d-b) (d≥b≥0) , 则Yt和Xt被称为是 (d, b) 阶协整的。一组变量的协整关系等价于检验回归模型的残差是否为平稳序列, 在此我们利用 (9) 对农村居民人均消费进行回归, 估计结果为:lnct=0.5851+0.8855lnct (-1) +0.1613lng-0.0846lng (-1) , 该模型参数F=1 167.435, R=0.9931, P值小于0.05, 回归效果较好。通过eviews生成残差序列ε, 对残差序列进行单位根检验, 其ADF检验统计量为-2.872822, 5%显著性水平下值为-1.953858, 10%显著性水平下值为-1.609571, P值为0.0058, 小于0.05, 所以残差为平稳序列 (如表2) , 即变量lng和lnct是协整的, 它们之间存在着长期均衡关系, 但当期财政涉农人均支出对农村居民人均消费的影响效果不是特别明显, 在当期财政涉农人均支出增加1%的情况下, 仅带来农村居民人均消费0.16%的增长, 前期财政涉农支出增加1%的情况下, 反而造成农村居民消费降低0.08%, 而农村居民消费受前期影响较大, 在前期农村居民消费增长1%的前提下, 带来当期0.88%的增长, 这可能主要受农村消费习惯及总体收入水平提高的影响, 因此延长财政涉农支出滞后期, 以此来验证对农村居民消费的影响, 相继增加滞后期, 通过验证发现在滞后期4期以后, 财政涉农支出对农村居民消费为正相关, 挤入效应较为明显, 而滞后1期到3期表现为负相关, 挤出效应较为明显, 且财政涉农支出对农村居民消费的影响作用较为滞后, 有一定的周期性, 这可能是受农村基础设施建设及农业基本建设影响所致。
(五) 影响农村居民消费效应分析
在此我们利用VAR模型对相关因素进行分析, 利用脉冲响应函数对其影响状况进行描述。首先利用VAR模型进行平稳性检验, 得到VAR模型的全部特征根 (见图3) , 从图3观察可知此VAR模型中存在大于1的根, 是一个非平稳序列。故对其进行进一步的协整性检验, 利用eviews打开一个Johansen Cointegration Test (Johansen协积检验) 对话框, 得到协积检验结果, 以检验水平0.05判断, 因为迹统计量检验有13.10<15.50, 1.13<3.84;最大特征值统计量检验有11.95<14.26, 1.13<3.84, 所以lng和lnct序列存在协整关系。然后对两序列进行脉冲响应函数分析, 从下页图四可以看到, 政府涉农支出对农村居民消费的影响在前3期出现在水平线以下, 呈现出挤出效应, 在第3期以后到第10期在水平线以上, 呈现出挤入效应, 财政涉农支出的投入力度对农村居民消费有明显的促进作用, 这与前面的分析基本保持一致, 反映了河南省财政涉农支出和农村居民消费的良性发展态势。
四、结论及政策建议
通过上文的研究, 得出以下结论:从河南省的情况看, 短期内财政涉农支出对农村居民消费具有挤出效应, 但从长期来看具有挤入效应, 而且这种挤入作用较为明显。基于这种结论, 为进一步扩大农村消费, 笔者建议:
(一) 建立稳步增加的财政投入机制, 扩大财政支农支出规模
针对人均财政支出规模处于较低水平 (2006年人均农业财政投入仅166.5元) 的实际, 河南应抓住中原经济区上升为国家战略的有利时机, 按照不以牺牲农业和粮食为代价的要求, 建立稳步增加的财政投入机制, 切实加大财政支农力度, 为扩大农村居民消费创造条件。一要建立一个利益平衡机制, 着力扭转粮食生产比较效益低的现实。这需要中央财政加大转移支付力度, 逐步提高粮食价格, 完善对产粮大县和农民种粮的各种补贴, 以平衡不同生产要素的回报率, 理顺粮食主产区与主销区之间的利益关系。二要提高粮食生产能力, 提高种地农民收入。各级财政应加大资金投入, 加强农田水利基本建设, 建设高标准的稳产高产田, 加快技术进步, 提高技术保障水平, 不断提高粮食产量。三要促进农村土地合理流转, 提高农民的议价能力, 提高土地资源的报酬和价值。四要财政要引导实行适度规模经营, 加快推进农业合作社的发展, 通过合理的规模来提高农业劳动生产率和粮食生产的组织化程度。五要加大对拆迁失地农民的财政补偿力度和保障水平。
(二) 优化财政支农支出结构, 充分发挥财政支农对农村居民消费的促进作用
多项研究结果证实, 不同的支出项目对促进农村居民消费的促进作用并不相同。因此, 在不断增加财政支农支出规模的同时, 还应不断优化财政支农支出结构。针对制约和影响当前农村居民消费的主要因素, 建议从以下几个方面优化财政支农支出结构:一是提高农民的社会保障 (医疗保障、教育保障、养老保障、住房保障) 水平、扩大保障范围, 消除农民消费的后顾之忧, 提高农民的消费意愿。二是扩大财政支农生产性投入。生产性投入是农业以及农村发展的基础, 其对消费的影响具有长期的持续性, 加大投入有利于农村的长期消费。三是增加对农村的公共支出, 加快改善农村地区的基础设施, 为农村地区的有效消费创造条件。四是提高财政支农消费性支出和转移性支出的比重, 提高农村的整体发展水平, 增强农民的消费能力。
(三) 丰富支付工具, 减少支出环节, 提高支出效率
为提高资源的配置效率, 建议改进补贴方式, 减少对中间环节的间接补贴, 增加对生产环节的直接补贴, 提高财政政策效率;将农业补贴同农产品质量、环境保护、生态建设等挂钩, 鼓励可持续发展的经营方式;利用财政贴息、投资补助等多种手段, 引导社会资金投入农村的建设;扩大国库直接支付范围, 减少资金在途时间。
(四) 完善农村金融体系, 提高农民的融资能力
建议灵活运用财政杠杆和金融政策, 提高农村金融服务的覆盖广度和供给规模。财政政策要着眼于运用公共资源, 发挥示范效应和杠杆作用, 推动市场金融资源流向三农、支持消费。创新农村担保抵押方式, 提高农民参与金融消费活动的能力。提高农业保险水平和服务质量, 增强农民抵御风险的能力。财政要注重对农业保险业务亏损的补贴, 强化农业保险防灾补损职能, 支持农业保险业务的全面展开。利用财政投资融资手段优化农业信贷体系, 促进农业和农村地区的发展, 以刺激农村消费。
(五) 强化对财政支农支出的监督, 充分保证财政资金支农的效果
支出效应 篇7
一、我国1994—2008年间财政支出结构及其特征
分析我国财政支出结构特征, 时间节点定为1994年, 其原因是1994年我国实行分税制改革, 财政体制与之前的体制相差甚多, 政府在社会中扮演的角色和职能重点也大有不同, 财政支出的规模与结构也因此呈现不同特征, 但总体上能够与经济发展阶段所赋予政府的任务相对应。1994—2008年我国财政支出规模在不断上升的同时, 财政支出结构也发生了巨大变化。
1. 社会福利性财政支出份额及增幅加大
1994—2008年, 各项支出项目保持了稳定增长的态势, 2007年各类支出都有突飞猛进的增长。从图1可以看出, 各项支出中社会保障支出与社会文教费支出增长幅度较大。这与这两年我国推行的保民生支出的政策有关, 但两项关乎社会公平的支出所占的比重仍然不够高。
2. 占最大份额的财政支出由经济建设支出转变为社会文教费支出
1994年我国财政支出中数额最多的当属经济建设支出, 用于社会文教和社会保障方面的支出金额合计都没有超过经济建设方面的支出。从图1可以看出, 经济建设支出份额持续领先的状况一直持续到2006年, 2008年社会文教费支出总额排名第一。这表明我国政府职能的重点已由直接投资参与经济建设转变为提供公共物品和公共服务, 改善民生和提高国民素质上来。
3. 行政管理费超过经济建设支出成为财政开支的重头
虽然我国近年来财政支出的重点已经转移到提供社会福利性服务上来, 但行政管理费开支较大并持续快速增长, 从图1可以得出, 1994年行政管理费仅有729.43亿元, 所占比例也远低于经济建设支出和社会文教费支出, 但到2008年行政管理费在2007年已有的巨幅增长速度基础之上, 一跃而超过经济建设支出, 成为财政支出中的第二大支出项目。这表明政府机构和开支本身在不断膨胀, 对社会的管理和管制较多, 需要进行行政机构改革, 压缩政府行政支出。
4. 财政支出结构由集中政策转为平均兼顾政策
从图2可以看出, 1994年政府财政支出的中心和重点放在经济建设支出上, 其经费支出总额及比例在所有支出项目中稳居第一, 并且经济建设支出所占比例与其他支出项目金额和比例比较起来差距还相当大。这恰好与马斯格雷夫 (Musgrave, R.A.) 和罗斯托 (Rostow, W.W.) 的理论相印证, 经济发展早期阶段财政支出中用于公共投资部分比重很大, 接近财政支出的30%。而随着经济发展阶段的推进, 财政支出中用于经济建设的比例在逐渐减少, 其他支出的比例在逐渐增加, 财政支出已经不是原有的独保经济建设支出的集中政策体现, 而转变为缩小财政支出内部比例差距, 对各项支出都兼顾的平均政策了。
二、财政支出结构对城乡收入分配差距的联动效应模型
由于近年国家统计局不再公布衡量社会公平的Gini系数, 所以为了方便说明社会收入分配差距, 本文从城乡居民人均收入差距角度来说明社会公平度, 因为城乡差距是我国目前最为突出的社会公平问题之一。
1994年分税制改革以来, 中央和地方在一定程度上划分了各级政府的财权和事权, 加大了财政支出的力度, 但这些支出大多是有针对性的经济建设支出或其他有政策导向的支出方向, 对于促进社会公平和缩小收入分配差距的支出是2007年至2008年才逐渐增加的, 因此, 城乡收入分配差距以及城乡收入比有明显的时间规律。1994—2008年间, 除了20世纪90年代中期的两三年间城乡居民收入差距及收入比略降一点之外, 这一差距随着时间的推移在逐渐增加和扩大。从图3中可以看到, 城镇居民人均可支配收入在1994年已经超过3000元, 而农村居民直到2005年人均纯收入才达到同等水平;2008年城镇居民人均可支配收入已接近16000元水平时, 农村居民人均纯收入还在5000元线上挣扎, 城镇和农村居民的人均可支配收入比值在不断攀升。
世界银行报告显示, 2000年我国基尼系数超过0.4这一警戒线, 此后还在逐年上升, 2007年达到0.48。如此大的基尼系数说明收入差距过大、社会公平难以保障已成为我国社会的突出问题。
为了避免出现支出划分的随意性问题, 在进行政府支出结构与城乡收入分配差距的联动效应分析中, 不作政府生产性支出和非生产性支出的划分, 而是根据《中国统计年鉴》所公布的数据, 将政府的公共支出按其使用功能划分为三类:经济建设支出、社会文教费支出和维持性支出。
其他文献中对于财政支出结构只是简单地定义为各支出项目的比例, 财政支出结构对收入分配的影响也是从单个财政支出项目对收入差距的影响的角度来研究。本文的不同之处在于, 财政支出结构与城乡收入分配差距联动效应分析方面来着手:一是三类支出项目与城乡收入分配差距的联动效应, 从经济建设支出、社会文教费支出和维持性支出三种支出类别对城乡收入分配差距的影响来着手;二是财政支出结构指数与城乡收入分配差距的联动效应, 将财政支出结构量化为两个指数, 即 (经济建设支出+社会文教费支出) /政府自身维持支出指数, 以及经济建设支出/社会文教费支出指数, 从用于社会支出与政府自身支出之比、用于经济建设的社会支出与用于社会文教的社会支出之比的两个指数, 分别反映政府财政支出结构性安排对城乡收入分配差距造成的影响。
因此可以构建两个模型:
模型1:ln (INGAP) =0+1ln Exe+2ln Exs+3ln EXm
模型2:ln (INGAP) =0+1ln R1+2ln R2+3ln GDP+2
其中, INGAP代表城乡收入差距, 用城乡收入比来衡量, 城乡收入比用城镇居民人均可支配收入/农村居民人均纯收入来计算获得。Exe代表用于经济建设的财政支出, EXs表示用于社会文教费的支出, 包括科教文卫支出和社会保障支出, EXm表示用于政府自身运转的支出, 包括行政管理费、公共安全、外交和国防支出, GDP代表国内生产总值水平;R1= (EXs+EXe) /EXm, R2=EXe/EXs。为随机项。为了消除自相关性, 每个解释变量和被解释变量在构建模型之前首先进行对数化处理。
三、财政支出结构与城乡收入分配差距联动效应模型估计
为了保证各序列的平稳性, 避免伪回归, 需要对各序列进行单位根检验和协整检验。本文采用ADF检验法, 分别对上面所述变量做单位根检验。所有变量的单位根检验都在1%的水平上, 因此拒绝原假设, 即所有变量经一阶差分后均没有单位根。这说明所有变量都是一阶单整的, 在此基础上对数据进行回归建模是有意义的。
注: (1) c表示常数项, t表示趋势项, n表示滞后阶数 (由AIC赤池信息准则决定) ; (2) △表示一阶差分。将以上一阶单整变量进行OLS估计, 得到以下两个方程 (1) (2) :方程 (1) :Ln INGAP=-0.2416 Ln EXe+0.7496 Ln EXm-0.6256 Ln EXs+0.1861 Ln GDP (-3.2009) (7.3635) (-6.5405) (3.2620) R-squared=0.95465 D.W.stat=1.74079方程 (2) :Ln INGAP=-0.8049*Ln R1+0.2743*Ln R2+0.0717*Ln GDP+0.8888 (-6.7315) (2.2390) (3.2573) (2.0909) R-squared=0.91699 D.W.stat=0.82193
分别对两个模型的残差进行检验, 残差为平稳序列, 说明模型1和2所表示的变量间存在协整关系。在2阶滞后期下, 对VAR模型实现非约束条件下的误差修正模型ECM估计, 可得到城乡收入比与政府对经济建设支出、对社会文教支出、对维持费支出以及GDP、政府社会性支出与自身消费性支出之比的指数、政府经济建设支出与社会文教费支出之比的指数等变量之间的长期稳定均衡关系和短期波动。
方程 (3) :△Ln INGAP=1.1346*[Ln INGAP (1) +0.6201*Ln EXs (1) 0.7853*Ln EXm (1) +0.2941*Ln EXe (1) 0.1778*Ln GDP (1) ]+1.0833*△Ln INGAP (1) +0.1155*△Ln INGAP (2) +0.6756*△Ln EXs (1) 0.7860*△Ln EXs (2) 0.6842*△Ln EXm (1) 0.0956*△Ln EXm (2) +0.3975*△Ln EXe (1) +0.2928*△Ln EXe (2) 0.2933*△Ln GDP (1) +0.0768*△Ln GDP (2)
从上述误差修正模型可以得知, 短期来看, 政府对社会文教支出有可能会造成城乡收入差距扩大或缩小, 这跟社会文教费的特定投入方向有关, 获得政府投入的支出方向的从业者必然会增加收入, 加大了与一部分人的收入差距, 同时也会缩小了与另一部分人的收入差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.6756和0.7860, 但长期来看, 社会文教费支出会降低城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.6256;政府对经济建设的支出短期来看会拉大收入分配的差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.3975和0.2928, 但长期来看经济建设支出会降低城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.2416;政府自身维持性支出短期来看会降低城乡收入分配差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.6842和0.0956, 增加政府部门经费开支必然会增加公职人员的收入, 影响收入分配差距, 但长期来看政府自身维持性支出达到一定规模必然会引起新的不公平, 其对城乡收入差距的影响系数为0.7496。这些变量短期波动会影响长期均衡, 但误差修正模型的调节系数1.1346却表明长期均衡对短期波动的反向调节力度相当大, 可以纠正财政支出结构的短期波动对长期均衡造成的影响。
方程 (4) :△ (Ln INGAP) =0.7848*[Ln INGAP (1) +0.6505*Ln R1 (1) +0.0127*Ln R2 (1) 0.0101*Ln GDP (1) 1.5121]+0.7394*△Ln INGAP (1) +0.6053*△Ln INGAP (2) +0.5745*△Ln R1 (1) 0.0449*△Ln R1 (2) 0.0204*△Ln R2 (1) +0.3026*△Ln R2 (2) 0.0450*△Ln GDP (1) 0.0420*△Ln GDP (2) +0.0387
从上述误差修正模型可以得知, 短期来看, 政府用于社会发展的支出超过自身维持支出的比例大小, 即 (经济建设支出+社会文教费支出) /政府自身维持支出, 比例上升有可能会造成城乡收入差距扩大或缩小, 这跟社会发展的特定投入方向有关, 这表现为一阶差分滞后1期的系数, 0.5745, 但长期来看, 社会发展高于政府自身维持费支出会降低城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.8049;政府对经济建设投入超过社会文教投入的比例大小, 即经济建设支出/社会文教费支出, 短期来看会拉大或缩小收入分配的差距, 这表现为一阶差分滞后1期和2期的系数, 0.0204和0.3026, 长期来看经济建设支出超过社会文教费支出会加大城乡收入分配差距, 其长期调整系数为0.2743。这些变量短期波动会影响长期均衡, 但误差修正模型的调节系数0.7848却表明长期均衡对短期波动的反向调节力度相当大, 可以纠正财政支出结构指数的短期波动对长期均衡造成的影响。
四、财政支出结构不合理对城乡收入分配差距影响的传导机制
政府财政支出结构对城乡收入分配差距的影响, 可以通过对公共财政支出规模、结构、方向的控制, 实现公共财政支出向经济贫穷的地区、群体和个人倾斜, 以转移支付、加强税收调节的方法达到缩小贫富差距的目的。
1. 经济建设支出的结构不合理导致城乡收入分配差距
虽然从实证结果上来看, 政府对于经济建设的投入与城乡收入差距是反向的关系, 这与我国近年经济发展速度较快, 人民收入水平和生活水平得到了改善有关。我国已从政府大力参与经济建设的发展阶段转型, 开始重点投向人民迫切需要解决的教育、医疗、卫生、社保等民生支出, 因此经济建设的投入在逐年下降, 与城乡收入差距本身呈反向关系。
但经济建设投入会造成三方面的影响, 一是经济建设会挤占社会福利支出。一些地方政府财政支出中豪华性建设投入过大, 从奥运会到世博会政府投入了大量经费用于豪华性建设, 挤占了其他方面的支出, 必然影响一个地区内的社会公平;二是将会加大地区间基本发展条件差异。尽管根据实证结果看, 增加基本建设支出将有助于促进城乡社会公平, 但从宏观角度看, 该投入会影响地区间的社会公平。我国地区间的基础设施建设差距相当大, 大部分农村地区基础设施落后, 有些地区甚至水、电、交通、通讯等方面不能满足正常的生活需要。由于资源的稀缺性, 这种由于基础设施差距所导致的城乡收入差距将会在今后越加显现出来;三是以城市为主导的基础设施投资和经济建设投资规模巨大, 对当地经济具有很强的拉动作用, 促进了城镇居民的收入提高, 但是部分农村居民只能参与有限的下游劳动, 获得较低的劳动收入, 经济建设支出对农民收入提高的贡献较少。
2. 行政管理等维持性支出间接导致城乡收入差距
政府自身维持性支出中增长较快的是人员经费, 主要涉及公务员编制或者参照公务员编制的单位, 人员经费覆盖的几乎全是城镇户口居民。对于大多数农民来说, 接受较好的教育并跻身公务员队伍是很困难的事情, 因此政府行政管理费的增加或者公务员队伍的加薪并不能给农民带来多大的福利改善。而从1998年我国两次实行积极财政政策来看, 都把公务员加薪作为一项拉动内需的政策, 该政策发挥了推动消费的作用, 但实际上却拉开了城市居民与农村居民的收入差距。长期来看政府行政机构不断膨胀, 自身维持性支出达到一定规模, 只会引起新的城乡收入分配的不公平。
3. 社会文教投入结构的不合理将导致长期城乡收入差距
目前我国对于社会文教方面的投入在逐年加大, 尤其是2005—2009年, 中央逐渐加大对中西部地区特别是农村的转移支付。这有利于缩小东部和中西部的差距, 缩小城乡收入分配差距。但不容忽视的是, 我国在2005年之前对于中西部和农村的投入较少, 财政支出在社会文教费上的比例也不高, 甚至很长一段时间内与行政管理费相差不多。对于受益面甚广的社会文教事业, 尤其是教育、医疗卫生和社会保障事业上的投入往往侧重于城市层面, 对农村教育、医疗和社会保障处于盲点区。这种财政支出结构不合理的后果和影响将会在今后的劳动力市场和收入分配格局中显示出来。
五、完善财政支出结构的政策建议
1. 积极调整财政政策目标, 优化财政支出结构, 控制财政支出结构比例
财政支出对经济增长和城乡收入分配差距的影响具有不同的效果, 而政府作为最大的公共品提供者, 理应负起调节社会公平的责任, 而不是积极参与经济建设。因此, 当前最重要的是政府应该调整财政政策目标, 以公平作为财政支出及财政政策的实施导向。前面的实证分析证明, 我国财政支出项目及结构指数在缩小城乡收入分配差距的方面作用大小和方向不同, 所以目前政府不能仅仅是扩大财政支出规模, 更要优化财政支出结构。不仅仅是加大投入, 更要逐步控制和降低维持性支出所占比例, 逐步控制和降低经济建设支出所占比例, 保障财政支出在缩小收入差距方面发挥最大的作用和功效。
2. 加强对行政管理费等政府自身维持性支出的管理和控制
从实证分析结果可知, 加强对维持性支出的控制, 对于缩小城乡收入分配差距的作用是最大的, 因此必须从严控制行政管理费在内的政府自身维持性支出。管理和控制政府维持性支出首先必须是信息透明化, 政府自身维持性支出除了行政管理费外还包括国防费、公共安全费和外交支出, 这些支出项目因为涉及到国家机密, 财政信息透明度也是所有支出项目中最差的, 财政支出管理和控制还相当薄弱。要加强政府维持性支出管理和控制支出规模, 必须知道项目的必要性和预算信息。其次, 管理和控制维持性支出的关键是提高资金使用效率的最大化。这就要求政府应从执政理念、组织结构、支出使用和监督机制上下工夫。最后, 要调整维持性支出的结构和比例, 坚决压缩人员经费所占比重, 避免人员经费增长过快, 扩大城镇与农村居民收入差距。
3. 完善社会保障制度, 增加社会保障支出
我国社会保障体系以前一直主要是覆盖城镇居民, 而对人口众多的农民采取暂时不纳入社会保障体系的做法, 2009年虽然将农民也纳入了全民社保体系中, 是很大的进步, 但对于农民保障的程度还不够, 社会保障体系还不够完善, 农民工社保转移的问题仍然没有在全国范围内实现, 这减少了农民进城务工的机会, 也降低了农民未来的收入保障, 不利于缩小城乡收入差距, 也不利于城市化进程和我国经济的发展。因此, 完善社会保障体系, 在全社会健全社会保障缴付、兑付和转移的机制, 适度加大社会保障支出, 有利于降低我国城乡收入分配差距。
4. 持续加大对欠发达地区科教文卫事业费的投入