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我国公共支出规模合理性研究

发布时间:2018-11-08 12:10:20

   摘 要:合理的公共支出规模是政府充分履行职能,有效发挥宏观调控的根本保障,但公共支出规模并不是越大越好,存在着公共支出最优规模,只有公共支出规模达到最优,才能使资源得到最有效的配置,从而让我国经济真正实现又好又快发展。文章首先利用我国1997―2016年财政支出数据和GDP数据,运用描述性统计的方法分析了我国公共支出规模现状,然后利用多元线性回归模型,运用Eviews软件,测算出我国1997―2016年我国公共支出最优规模大约为20.06%,因此文章认为我国目前公共支出规模已经超出最优规模,基于此提出相应的政策建议。 
  关键词:公共支出规模;最优公共支出;实证分析 
  中图分类号:F121 文献标识码:A 文章编号:1008-4428(2018)05-146-03 
  一、 研究背景 
  公共支出是我��政府发挥宏观调控作用的政策工具,也是近年来我国实施积极财政政策的重要手段。公共支出规模一直备受社会关注,一般用财政支出占GDP比重来衡量。随着我国经济日益高速增长,GDP总量越来越大,公共支出规模近几年来也保持着平稳上升的态势,到2016年已达到25.25%。据国内外学者研究发现,政府公共支出存在着最优规模,无论是未达到还是超过这一最优规模,都会降低资源配置的效率和经济发展效率。因此我国的公共支出规模是否合理,即最优规模的门槛值时多少?如果规模上升的空间已经不大,但还要继续实行积极的财政政策,就需要主要花力气在优化我国公共支出结构上。因此测算我国的最优公共支出规模,用以评价公共支出规模的合理性,就成为值得研究探讨的问题。 
  二、 我国公共支出规模与经济发展 
  改革开放以来,随着我国经济飞速发展,GDP总量迅猛增加,公共支出绝对规模随之日益增长,公共支出结构也有所调整。文章利用我国1997―2016年全国经济数据,运用描述性统计的方法来具体分析我国公共支出规模的变化。 
  从图1可知,从公共支出的绝对规模来看,从1997―2016年,我国GDP总量和公共支出总量均保持着平稳增长的趋势,但GDP增长速度明显高于公共支出增速。公共支出的总量从1997年的9233.56亿元增长到2016年的187755.21亿元,增长了20倍左右,年平均增长率为16.78%。具体来看,2006年以前,公共支出的增长幅度较小,增速较为缓慢,2006年后,公共支出增速明显加快,增长幅度不断提高,2015到2016年间公共支出总量的增长量更是达到了24092.21亿元。这些年公共支出的不断增加,一方面是因为我国经济的快速发展,GDP总量的迅猛增加,另一方面也是因为我国税收制度的不断完善,为公共支出绝对规模的扩大提供了根本保障。 
  资料来源:根据《中国统计年鉴 2016》。 
  图2 1997―2016年我国公共支出规模走势图 
  图2是我国财政支出相对规模变化趋势。1997―2016年20年间公共支出规模呈现出波动增长的态势。1997―2002年,公共支出规模增长较为迅速,2002―2007年,公共支出比重稳定在18%左右,此后为应对全球金融危机,政府出台了大规模的经济刺激政策,公共支出规模增速逐渐加快,公共支出占比开始逐年上升,在2015年达到了25.66%的小高潮,2016年下降到25.23%。整体来说,我国公共支出规模连年增长,政府宏观调控的能力得到加强。 
  三、 我国公共支出最优规模实证分析 
  (一)模型的建立 
  为测算我国公共支出最优规模,文章首先基于Barro关于政府公共支出规模对经济增长影响的模型,考察公共支出总量对经济增长的作用。首先,文章采用柯布―道格拉斯生产函数作为分析的基础: 
  Yt=A(t)KαtLβt 
  考虑文章研究公共支出对经济增长的影响,将公共支出引入到生产函数得: 
  Yt=A(t)KαtLβtGγt 
  两边取对数得:lnYt=lnA(t)+αlnKt+βlnLt+γlnGt 
  其中,Yt代表总产出,Kt代表资本存量,Lt代表劳动力投入,Gt代表公共支出。α、β、γ分别表示资本产出弹性、劳动力产出弹性以及公共支出产出弹性。 
  根据Barro法则,由dlnYdlnG=dYdG×GY可以得到公共支出的产出弹性:γ=MPGGY,公共支出的相对规模S为S=GY,那么γ=MPG×S。由于政府财政每提供一单位的公共服务都要对应消耗一单位的社会资源,所以公共服务的边际成本为1,而政府公共支出的边际收益为MPG=dYdG,根据边际成本与边际收益相等原则,政府公共支出的边际收益为1时,公共支出为最优状态,这又被称为“Barro法则”。当MPG>1时,表明公共服务供给不足,应该加大公共支出规模;当MPG   其中Kt表示当年的资本存量总额,δ表示资本折旧率,Kt-1表示上年的资本存量总额,It表示当年全社会投资资本总额,Pt表示资本固定价格指数。 
  资本存量的估计可以通过学者范巧所测算到的1952的基期数值342亿为起点,然后设定资本折旧率。该折旧率采用资本品的相对效率几何递减模式计算:δi=1-(di)1ti,其中i为资本品的类别,δi为该类资本品的折旧率,ti为该类资本品的寿命期,di为资本品的残值率。该方法得到很多学者的沿袭,学者范巧的测算估值大约为10%。文章也采用这个估值,以10%为资本折旧率进行测算。 
  对于固定价格指数的估算,利用GDP平减指数进行替代。文章采用司春林的做法,用以下公式进行换算: 
  DEF=GDPi1GDPiindex1 GDPiindex0GDPi0 
  其中DEF表示GDP平减指数,GDPi1为第i年的名义GDP,GDPiindex1为第i 年的GDP指数,GDPiindex0表示选择上年或基年的GDP指数(100),GDPi0为上年或基年的名义GDP。这是因为中国统计年鉴中没有统一的GDP指数,其分为两个阶段:第一阶段为1952―1978年,该阶段GDP指数是通过定义上年100作为基期进行计算;第二阶段1979年至今,该阶段GDP指数是通过以1978年100作为基期进行计算。全社会投资资本总额可以在《中国统计年鉴》中查阅,这样可运用上述公式进行测算。 
  (三)数据检验 
  1. 单位根检验(ADF检验) 
  公共支出最优规模的测算需要采用时间序列进行回归,而时间序列的回归前提是样本数据具有平稳性,否则就会造成“伪回归”现象,使得研究失去了价值和意义。因此本文运用Eviews软件,采用ADF单位根检验法对数据进行平稳性检验,检验结果如表1所示。 
  检验结果显示,变量L(劳动力投入)的原始序列ADF检验t统计量相应的概率值远小于5%的检验水平,从而可以拒绝原假设,接受不存在单位根的结论。而变量Y(GDP)、变量K(资本存量)、变量L(劳动力)的原始序列和一阶差分序列的ADF检验t统计量相应的概率值远大于5%的检验水平,从而可以认为序列是非平稳的,但是二阶差分序列在5%显著性水平下拒绝原假设,接受不存在单位根的结论,即D(lnY,2)、D(lnK,2)、D(lnG,2)是平稳的。因此,可以认定序列lnL、D(lnY,2)、D(lnK,2)、D(lnG,2)是平稳序列。 
  2. 协整检验 
  协整检验考虑的是变量之间是否存在长期均衡关系,虽然在短期内可能存在波动性,偏离均值,但是随着时间的推移,变量会回到均衡状态。由ADF检验可知,序列 lnL、D(lnY,2)、D(lnK,2)、D(lnG,2)是平稳序列,因此满足协整条件。由于涉及变量较多,此处选择采用基于回归系数的Johansen协整检验来检验被解释变量与解释变量之间是否存在协整关系。检验结果如表2所示。 
  由上表可知,本文中提到的四��变量之间至少存在2个协整关系。这表明我国的国内生产总值GDP与就业人数、资本存量以及政府支出在样本期内存在长期均衡关系。 
  3. Granger因果关系检验 
  Granger因果关系检验是用来分析变量之间是否存在因果关系的方法,本文采用该方法来检验lnY与lnG之间是否存在格兰杰因果关系。检验结果如表3所示。 
  由上表结果可知,在5%的显著水平下,滞后期为2时,GDP的增长是引起公共支出规模扩大的Granger原因,这与我国近年来GDP和公共支出规模同步递增的现象相吻合。而公共支出规模的扩大并不是引起GDP增长的Granger原因,这说明盲目的扩张性财政政策并不能刺激经济增长。 
  (四)回归结果 
  运用1997―2016年全国范围内的GDP、公共支出、全国固定资本存量以及劳动力数据,应用Eviews软件,利用最小二乘法回归得到如下测算模型函数的线性关系: 
  lnY=0.2549lnK+1.5074lnL+0.3026lnG-12.2893 
  T=(2.7427) (1.3271) (2.8577) (-0.9795) 
  R-squared=0.998405 Durbin-Watson stat=0.468683 
  从上述结果可以看出,模型可决系数达到了0.998405,非常接近1,说明模型的拟合效果很好;变量Y和G的系数都在10%显著水平下通过检验,参数的估计值是显著的。但是模型的 D-W统计量较小,表明模型可能存在序列自相关。通过White 检验发现,模型不存在异方差问题。因此,回归方程的估计结果必须采取相应的方式修正残差的自相关性。为了消除序列相关性,在模型中加入AR(1)项,修正后的模型如下: 
  lnY=0.2535lnK+5.9250lnL+0.2006lnG-60.7740+[AR(1)=0.664] 
  T=(2.4759) (1.0974) (1.8775) (-1.0244) (3.2565) 
  R-squared=0.9995 Durbin-Watson stat=1.2464 
  从修正后的结果来看,模型可决系数R-squared达到了0.9995,非常接近1,说明模型的拟合效果很好。D-W 统计量上升为1.2464,自相关性得到解决。Y、G 和AR(1)的系数都在10%显著性水平下通过检验,参数估计值非常显著。 
  (五)模型分析 
  从以上模型结果中本节得出两点结论: 
  1. 1997―2016年间,我国公共支出对经济增长有一定的促进作用,公共支出的弹性系数为0.2006,这意味着在其他条件不变的情况下,公共支出每提高1个百分点,GDP相应提高0.2006个百分点。   2. 根据前文提到的“Barro法则”,政府公共支出的边际收益MPG=1时,公共支出规模达到最优的状态,此时公共支出的产出弹性就是公共支出的最优相对规模。因此本文经过实证分析得出,我国1997―2016年公共支出最优规模为20.06%。 
  四、 结论和政策建议 
  文章首先利用我国1997―2016年财政支出数据和GDP数据,运用描述性统计的方法分析了我国公共支出规模现状,然后利用多元线性回归模型,运用Eviews软件,测算出我国1997―2016年我国公共支出最优规模大约为20.06%,因此文章认为我国目前公共支出规模已经超出最优规模,我国需要改变利用大规模扩张性财政政策来刺激经济发展的办法,具体政策建议如下: 
  (一)推进政府职能转变,提高财政资金使用效率 
  我国支出公共总量和公共支出规模虽然年年递增,但文章研究发现,很多财政资金使用效率并不高,存在资金浪费的嫌疑,而政府作为财政计划制定者和财政资金的使用者,应积极转变自身职能,提高行政效率,因为政府职能不是由政府自身决定的,而是由市场决定的,政府的行政管理体制应该完全从计划经济体制中转过来,只有规范的政府,才能带动规范的市场经济,才能提高政府的效率。其次,竞争机制的引入有利于行政效率的提高,如公共产品的投放,以往基本上都是公共财政资金来运作的,文章认为政府可以尝试业务合同出租、公共服务社区化等,引入PPP模式,来推动公共物品和服务的来源社会化,将公共资金和民间资本结合起来,增强公共财政资金的边际使用效率。

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