政府规模与经济增长：兼论中国财政的最优规模，本文主要内容关键词为：规模论文,经济增长论文,中国论文,最优论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
公共部门的最优规模是经济学最古老的问题之一。在市场经济中政府应该起多大作用，政府经济的规模（政府收支占 GDP的比重）多大为适宜？这不但是发达国家，也是转轨国家和发展中国家经常讨论的问题。但是，关于政府支出规模与经济增长的关系，在经验研究上没有一致的结论。
一种观点是政府规模与经济增长负相关。Landau（1983）利用 104个国家1960—1977年的有关数据，对经济平均增长率进行回归，发现人均真实GDP增长与政府消费占GDP比重显著负相关，得出“政府支出的增长有损经济增长”的结论。他（1985）通过对16个发达国家1952—1976年人均真实国内总收入GDI 年增长率与政府支出等经济变量的分析发现，政府总支出占国民收入比重的系数为负。Landau（1986）又利用65个欠发达国家1960—1980年的数据进行增长回归，发现不包括国防和教育的政府消费占GDP的比例（g[e]／y），每提高1%会使人均GDP增长显著下降0.23%。Grier and Tullock（1989）利用24个OECD国家1951—1980年和其他89个国家1961—1980年的5年期平均数据进行回归分析，发现OECD国家、非洲和拉丁美洲国家真实GDP的增长与政府消费占GDP比例的增长显著负相关，尽管亚洲是正相关。Barro（1991）利用98个国家1960—1985的数据，发现1970—1985年平均g[c]／y与1960—1985年经济真实增长率显著负相关，其解释是政府消费对经济造成了扭曲，如高税率，但同时没有对投资和经济增长提供抵消性的激励。Crain and Lee（1999）利用 48个州1977—1992年的数据分析了美国各州经济增长回归的敏感性，结果是除人均财政支出与人均真实个人收入的相关性在一定的控制变量下变弱外，其他财政政策指标都很强，但财政支出占州个人收入或总产出比例变量的系数为负。
中间观点是政府规模与经济增长没有显著关系。Gemmell（1983 ）分析了27个欠发达国家和发达国家非市场部门增长对经济绩效的影响，没有得出非市场部门规模增长效应的一般结论，因为它在有些国家为正而在有些国家为负。Kormendi and Meguire（1985）利用47个国家1961—1980年的样本分析了总产出增长与宏观经济因素之间的线性关系，发现真实GDP的平均增长与政府消费占 GDP比率及其增长没有显著关系。Conte and Darrat（1988）利用格兰杰因果关系法分析了22个OECD国家1960—1984年真实GDP增长和政府总支出占GDP比重的关系，总体上拒绝了OECD国家经济增长下降是由公共部门扩张造成的假说；还发现9 个国家存在从经济增长到公共部门规模的反馈效应。他认为这种反馈解释了以前研究中公共部门规模系数的显著性，说明他们得到公共部门规模扩大阻碍经济增长的结论是假的。Engen and Skinner（1992）改用两阶段工具变量技术，结果增长回归中政府总支出的系数不足用 OLS估计出的系数的1／3，而且不显著。Levine and Renelt（1992）利用119个样本国家数据，对多国增长回归进行敏感性分析，发现只有选择一个非常特定的条件集，才能确定1960—1989年人均真实GDP 增长与政府消费占GDP比率有显著的偏相关性。当增加出口占GDP比重指标时，总支出比重不再显著；当包括出口占GDP的比率和国内信贷增长的标准差时，g[ c]／y的系数也不再显著异于0。Nelson and Singh（1994）利用1970—1979年和1980—1989年近70个欠发达国家资料回归发现，中央政府收入占GDP比重对欠发达国家经济增长在70年代具有负面影响，在 80年代不显著；Agell,Lindh and Ohlsson（1995）对OECD国家进行了研究，在估计方程中增加两个人口变量，就使经济增长与政府规模由不完全负相关，变为不显著正相关（Slemrod,1995）。Evans（1997）利用一个简单的随机增长模型和92个国家1960—1989年的数据显示，人均产出的增长与政府消费比重的相关性不显著。
第三种观点是政府规模与经济增长正相关。Rub-binson（1977）根据相当大的跨国样本数据得到，以政府收入占GNP的比重表示， 通过较大的政府规模可以降低欠发达国家特别是较穷的欠发达国家的“依赖性”，促进经济增长。Ram（1986）利用115个国家1960—1970年和1970—1980年的产出、投资、政府服务与人口数据，对政府服务（消费）大小和经济增长关系进行计量分析，发现政府消费的系数为正且至少在1 %水平上显著，这种正效应在低收入国家更强。Devarajan,Swaroop and Zou（1996）利用43个发展中国家1970—1990年的数据，检验了各种政府支出与经济增长的关系，结果显示中央政府总支出占GDP 的比例对人均真实GDP的5年移动平均增长率具有正面影响，经常性支出占总支出的份额也具有正而且统计显著的增长效应。Miller and Russek（1997）利用39个国家1975—1984年的数据回归，发现全部样本国家政府支出的经济增长效应取决于资金来源：通过税收增加财政支出能刺激经济增长，通过国债增支会阻碍经济增长。这也大体上表明政府规模具有正的增长效应，毕竟政府扩大规模的正常和最终渠道是征税。
以上结论不相一致，固然与其采用的样本、数目和时期不同，以及在模型中包括的其他经济变量和实际估计中使用的方法不同有关。但笔者认为，政府规模与经济增长的单向关系，取决于政府规模对总产出的边际生产力，各国政府实际规模的边际产出才是潜在的决定因素。而政府的边际产出受财政支出规模的影响，政府的实际支出规模决定着其边际生产力和增长效应。
二、理论和方法
在衡量政府规模时，由于各种研究都表明公共投资或公共资本对总产出具有重要贡献，例如Aschauer（1989和1990）认为公共资本是产出增长和生产率的重要决定因素，1970年后美国忽视公共设施投资是经济长期增长率下降的重要原因；Dessus and Herrera（2000）根据28个发展中国家1981—1991年的数据进行分析，估计公共资本积累对GDP 的边际影响约是私人资本的1／2倍；Aschauer（2000）利用46个中低收入国家1970—1990年的数据进行分析，发现公共资本的数量和使用效率会使人均产出在20年内增长2.9%。因此， 政府规模对经济增长的影响关键在于政府消费支出。另外，考虑到政府消费与公共投资性质不同，在市场经济中公共财政的公共投资比例较小，大多数研究都以政府消费占GDP的比例表示政府规模，我们也采用这种政府规模指标， 主要分析政府消费对经济增长的影响，而把公共投资合并在社会总资本中研究其产出效应。我们采用Barro（1990）、Barro and Sala-i-martin（1992）的理论以及Karras（1993，1996）的方法来分析我国的政府（财政）规模问题。
假定国民经济总产出的生产函数为Y＝F（K，N，G／N），其中 Y是真实产出，K是期初的（私人和公共）资本存量，N是就业数量，G 是政府消费，并假定F连续二次可微，是K、N和G的一阶齐次函数，偏导数F[,i]＞0，F[,ii]＜0，i＝K，N，G。按照Barro（1981）和Aschauer（1989）法则，假定政府劳务是生产性的即F[,G]＞0，因为它包括用于法律制度、规制管理、消防和警察保护、国防等方面的支出，在其可改善产权配置效率的意义上说，政府消费应该具有正的边际产出。
对生产函数求关于时间的导数，利用MPG＝（1／N）（
F／N），两边再除以Y得到：
..
. .
Y／Y＝α（N／N）+MPK（K／Y）+MPG[（g／g）（G／Y）]（1）
其中g＝G／N，待估计的参数：α＝（F／N）（N／ Y）是就业的产出弹性，MPK＝F ／K为资本的边际产出，MPG＝F／ G是政府服务的边际产出，变量上面加点表示它是对时间的导数。对方程（ 1）的估计可以检验政府服务是否是生产性的假设：原假设：MPG＝0， G是非生产性的，即如果政府消费不影响私人资本的生产率，增加政府消费的效应应该为0；备择假设：MPG＞0，G是生产性的。
根据Barro（1990）法则，政府消费G为最优时要求MPG＝1，这也称为政府规模的自然效率条件。这是Barro（1990）和Barro与 Sala- i-martin（1992）在利用内生增长模型分析公共财政政策时得到的。因为提供每一单位公共服务都需要政府使用一单位的资源，即公共服务的边际成本为1，而其边际收益是MPG＝Y／G，那么按照边际成本与边际收益相等原则，决定公共部门规模的自然效率条件是Y／G＝1。 Karras（1996）也在静态框架下证明了这一条件，并证明这种结论。该条件对应着经济增长率的最大化，其直观意义是，当政府消费增加1 元也使产出提高1元时，政府劳务的提供才是最优的； 如果产出的增加大于（小于） 1元，那么政府服务是供给不足（过度）。这样，估计方程（1）可以检验政府劳务是否是最优供给的假设。原假设：MPG＝1，G的提供为最优；备择假设1：MPG＜1，G过度供给；备择假设2：MPG＞1，G供给不足。
另外，Barro（1990）导出的经济增长率方程式表明， 政府规模变化对经济增长具有两种效应：一是提高税率降低经济增长，二是扩大公共服务占总产出的比重加速经济增长。在政府规模较小时，第二种效应占优势；在政府规模较大时，第一种效应占主导。对经济增长率求关于政府规模的导数时得到，如果MPG＜1，经济增长速度随政府规模扩大而下降；如果MPG＞1，经济增长率随政府规模而上升。因此，根据（ 1）式的估计，还能确定政府规模对经济增长的影响方向。
最后，我们可以推断政府的最优规模。由G的产出弹性γ＝（F／G）（G／Y）和政府规模s＝G／Y，可知MPG＝γ／s，那么MPG＝1意味着政府的最优规模为s[*]＝γ。而估计γ的方法是把MPG·（G／ Y）＝γ代入（1）式得到：
..
. .
Y／Y＝α（N／N）+MPK（K／Y）+γ（g／g）（2）
其中，α、MPK和γ是待估参数。把方程（1）和（ 2）右端加上常数和随机误差项，就是我们要估计的模型。
三、数据和估计结果
由于国际上的计量研究大都使用IMF《国际金融统计》和Summers与 Heston“ The Penn World Table”的政府消费数据，这种政府支出不包括公共投资和转移支付，就是国民经济核算中的政府消费。我们也以政府消费占总产出的比重表示政府规模，产出用GDP代表， 由于不存在资本存量数据，我们以固定资本形成总额近似代表社会总资本的变动（代理变量）。就业数量是指从业人数， GDP、固定资本形成总额和政府消费，都是以 1978年为100的商品零售价格指数平减后的真实变量。样本期为1979—1998年，所有数据都来自有关年份的《中国统计年鉴》。
在对方程（1）和（2）以普通最小二乘法估计时，它们存在严重的序列相关。于是，我们利用迭代法对（1）式进行广义差分变换， 然后运用OLS估计；对（2）式用一阶差分变换，但为纠正异方差，以政府消费占GDP比重的倒数为权数，采用加权最小二乘法估计，估计结果如表1。从表1可见，方程（1）和（2）的系数估计均有正确的符号，至少在5%的水平上显著，分别在1%和5%水平通过系数整体显著的联合检验，而且不再存在序列相关问题。由（1）式可知， 我国劳动的产出弹性估计值为0.66，资本的边际产出估计为0.56。政府劳务的边际产出是正数，而且在1%水平上显著。因此， 可以拒绝政府劳务是非生产性的原假设，接受政府劳务对生产具有贡献的备择假设。另外，对政府劳务的边际产出是否等于1进行的Wald检验表明，F和χ[2]的统计值分别在5%和1%的显著水平上，拒绝了MPG＝1的原假设。 这说明我国政府消费的边际产出显著大于1，从而暗示政府劳务供给不足， 增加政府规模能够促进经济增长。
在估计的方程（2）中，所有的变量具有预期的符号，而且在5%水平上显著。其中，估计政府劳务的产出弹性为0.27。根据政府的自然效率条件MPG[*]＝1， 它意味着我国政府的最优规模，大约是政府消费占GDP的26.7%。Karras（1993）曾利用Barro（1990）的理论结论得到，具有代表性国家的最优政府规模大约是占GDP的20%。Karras（1996 ）利用118个国家1960—1985年的年度数据，以政府消费占GDP比重表示，发现政府服务具有显著的生产性；平均说来，非洲的政府服务供给过度，亚洲的政府服务供给不足，其他地区的政府服务比较适当；118 个国家政府的最优规模平均为23%，其中非洲为20%，北美洲是16%，南美洲为33%，亚洲是25%，欧洲为18%。可见，我们的估计与Karras基本一致，特别是他估计亚洲（样本包括中国）的最优政府规模为25%左右，而我们对中国的估计是26.7%。
我国政府的边际生产力较高，这与我国政府消费占GDP 比重较低有关。如表2所示，除亚洲国家外，其他国家政府消费占GDP的比重普遍较高。就发达国家来说，美国90年代政府消费平均占GDP的 16%，西欧和加拿大一般占20%左右，北欧福利国家通常更高。此外，其他发展中国家政府消费比重也比较高，比如南非在19%左右，以色列则高达约30%，沙特阿拉伯也平均占30%。我国政府消费占GDP比重，1998年只有 11.9%，略高于日本、韩国和印度。政府消费的相对规模较小，边际产出较高，增加政府消费能继续增加产出和提高经济增长率。
表1 真实GDP增长与政府规模关系的GLS估计
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.
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方程 N/N K/Y (g/g)G/Yg/g R[2]
0.6625② 0.5571② 3.6406①0.5953
(1)
(2.2485) (2.1414) (4.0135)
其中Wald检验(H0:MPG=1):F=8.4745(0.0108);χ[2]=8.4745(0.0036)
0.6025② 0.8392② 0.2670② 0.4469
(2)
(2.5602) (2.1469) (2.4574)
其中暗示的政府最优规模S[*]＝26.7%
方程调整后R[2]F统计 D.W
(1)0.5144
7.3549 1.82
(2)0.3363
4.0397 2.14
说明：每个方程的估计都包括截距项（没有列出）；系数下面括号里的是t-统计值；Wald检验的显著水平在其统计值后的括号中；①和②分别指在1%和5%水平上显著。
表2 政府消费占GDP比重的国际比较%
1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998
美国 18.1 18.4 17.7 16.4 15.9 15.7 15.4 15.1 14.7
日本 9.0 9.0 9.2 9.4 9.5 9.8 9.7 9.7 10.1
加拿大20.2 21.4 21.8 21.0 19.6 19.9 20.3 19.8 19.8
丹麦 25.3 25.5 25.6 26.8 25.9 25.7 25.7 25.3 25.5
法国 18.2 18.6 19.1 20.1 19.7 24.5 24.8 24.6 24.2
德国 18.3 19.5 20.1 19.9 19.7 19.8 20.0 19.5 19.0
英国 20.5 21.6 22.0 20.5 20.0 19.7 19.4 18.4 18.2
韩国 10.1 10.3 10.9 10.5 10.2 9.7 10.2 10.1 10.9
巴西 16.7 14.6 14.4 17.7 17.9 19.6 18.5 17.8 17.8
印度 11.5 11.3 11.1 11.0 10.3 10.4 10.2 11.1 n.a.
南非 19.1 19.7 20.6 20.1 20.0 18.3 19.4 19.8 19.8
以色列30.1 29.7 28.0 28.5 27.9 29.5 29.7 29.3 29.5
沙特阿拉伯30.6 37.3 32.3 28.8 26.6 25.7 26.5 27.6 32.5
波兰 19.3 22.7 21.0 19.5 16.7 16.6 16.5 16.1 n.a.
中国 12.1 13.1 13.1 13.0 12.8 11.4 11.6 11.7 11.9
资料来源：International Financial Statistics Yearbook VOL1997,March 2000；《中国统计年鉴1999》中国统计出版社。
四、结论与政策含义
尽管国际上关于经济增长与政府规模的经验研究结论不一致，但笔者认为这可能是由于各国政府规模边际产出不同的结果。政府规模对经济增长的影响从根本上取决于政府规模的边际产出效应，不同的经验估计可能反映了样本国家政府规模的边际产出不同。按照Barro（1990 和1992）等的理论，只有政府规模的边际产出大于1， 扩大政府规模才能够促进经济增长；政府规模的边际产出小于1，说明政府规模过大， 对经济增长有消极影响；政府规模的边际产出等于 1，对应于经济增长的最大化。本文利用和Barro相同的生产框架， 估计了我国政府劳务的生产力、最优规模及其增长含义，得到以下结论：
（1）政府劳务是显著生产性的， 这可能是因为政府消费为经济提供了国防、教育和宏观经济管理等服务，有利于人力资本形成和经济的稳定与长期发展；（2）我国政府劳务的边际生产力显著大于1，说明政府劳务供给不足，继续扩大用于提供国防、教育、卫生和科学研究等方面支出的公共服务，可以促进经济增长；（3 ）虽然政府劳务是生产性的，但它也有一个“度”的问题，否则其边际产出将低于 1，我国政府的“度”即最优规模是占 GDP的26.7%左右，这些具有重要的政策含义。
我国长期以来，财政收支占GDP的比重较小，即使 1994年进行重大的财税体制改革，扭转了财政收入比重继续下滑趋势，1999年财政收入占GDP的比重，也只由1997和1998年的11.6%和12.4%提高到 13.9%，这严重制约了财政的宏观调控能力。目前政府消费支出比例偏低，许多公共服务保障不足。正如美国著名金融专家麦金农（1997）强调的，没有一个健全而强大的财政基础，经济改革、金融改革乃至经济发展，都很难取得真正的成功。因此，必须逐步提高中国财政收支占GDP 的比重，增加财政对改革、发展和稳定的支持力度。本文关于政府劳务是生产性和政府劳务供给不足的结论，试图为提高财政收支比重增强财政实力和促进经济增长提供理论依据。特别是关于我国政府最优规模大约为26.7%的估计，与Karras（1996）关于亚洲的估计大体一致，为我国扩大政府规模和提高财政比重设定了目标和界限。在公共财政框架下，从长期看我国包括教科文卫支出的政府消费可翻一番，即从目前占GDP的约12%提高到25%，财政总收入和支出最终可提高到占GDP的30%左右。
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