财政分权对地方政府非生产性公共支出的影响

　　0.引言

　　

　　改革开放以来，我国经济和财政收入都实现了持续的高速增长，但实践中教育投入不足与行政管理支出膨胀的现象引起公众和学者的广泛关注。其中，教育支出，早在1993年公布的《中国教育改革和发展纲要》和1995年颁布的《中华人民共和国教育法》就明文规定“到2000年国家财政性教育经费占GDP得比例达到4%”，但自1992年以来，我国预算内教育经费占GDP的比重从没有超过3.5%。而1978-2006年，我国预算内行政管理支出年均增长速度达到19.83%，占财政总支出的比重由4.71%上升到18.73%;而在相同时间段内，经济建设支出、文教费类支出的增长率分别10.5%.16.71%。

　　

　　本文选择教育和行政管理支出作为研究的对象，主要是基于以下原因：其一，教育和行政管理支出提供的都是非经济性公共品，但它们的直接利益归属存在差异;其二，就非生产性支出而言，地方政府对教育和行政管理支出的控制力相对要弱一些，其支出刚性较强（郑新业和张莉，2009)。所以，本文是对财政分权与公共品供给关系研究的深化和拓展，重点考察中国特色的财政分权模式对同属非生产性但利益归属不同的公共支出的影响。

　　

　　1.实证研究

　　

　　1.1变量的选择和说明

　　

　　为了保持数据的可靠性和统计口径的一致性，实证研究采用中国大陆30个省（自治区、直辖市）1998-2006年的面板数据（西藏自治区除外)淤。数据来源于《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、中经网统计数据库。实证研究中，所有变量都作对数处理，以使模型估计结果不会随变量测度单位的变化而改变，同时以缓和变量出现异方差和偏态性的趋势。（表1)

　　

　　1.1.1 财政分权变量的选择和说明

    财政分权是本文重点考察的一个变量，但是如何选择衡量财政分权变量的指标是一个存在很多争议的问题。其中，DavoodiandZou(1998)认为除了从收入和支出角度设计财政分权指标，还可以引入财政独立性指标（自给程度指标）用地方自由收入占地方总收入（总支出）的比重来刻画财政分权。陈硕(2010)认为用地方政府本级财政收入占本级财政总支出的比重（财政独立性）衡量财政分权所引起的误差较小，能够相对准确地衡量地方政府对财政资金自由裁量权的大小。因为地方政府可动用的财政资源包括本级收入和中央的转移支付，而对于转移支付资金（特别是专项转移支付），地方政府拥有较小的自由裁量权；同时，地方政府对部分转移支付资金(税收返还）可以自由支配，但考虑到地方政府本级收入中部分资金是受中央政府控制（法定支出、专项转移支付资金要求地方政府资金配套等）而且，AkaiandSakata(2002)认为即使地方政府的财政收入规模不高，但是只要其财政收入的自治性比较高，也可以认为地方政府实现了较高的财政分权水平。所以，基于本文的研究主题，用地方政府本级财政收入占本级财政总支出的比重来衡量财政分权。

　　

　　1.1.2 其他变量的选择和说明

　　

　　由于地方政府辖区的基础教育主要由地方政府负担，教育支出与适龄儿童的规模直接相关；而各地区的行政管理支出完全由地方政府负担，行政管理支出与行政人员规模直接相关。所以，本文将儿童抚养比作为影响地方政府教育支出的一个重要变量;而将行政人员规模作为影响地方政府行政管理支出的一个重要变量。同时，将儿童抚养比作为影响行政管理支出的控制变量，可以考察地方政府面临的教育支出压力对行政管理支出的影响；将行政人员规模作为影响教育支出的控制变量，可以考察地方政府面临的行政管理支出压力是否对教育支出存在“挤出”效应。何梦笔(2001)、张晏和龚六堂(2005)等将我国地方政府财政支出结构差异的原因归结为：地区经济发展水平、要素稟赋、社会结构的差异，财政分权下各地方政府官员所受的激励和约束有所不同，因此，不同的地方政府会表现出不同的行为方式。所以，本文也将各省份的经济发展水平、资源稟赋、社会结构等因素纳入实证模型中。其中经济发展水平、财政支出规模更多能够反映各省份资源稟赋的差异；城市化水平、市场化水平、人□密度、城乡收入差距等变量能够反映省份社会结构的差异。需要说明的是，本文的市场化水平是用国有企业的改革状况来衡量;在传统的计划经济模式下，国有企业不但是经济组织，而且是行政组织（“企业办社会”），我国的市场化改革导致了地方政府的职能的变化。

　　

　　除了以上解释变量外，本文还控制了基本建设、医疗卫生、社会保障等公共支出的影响。这一做法有两方面的含义：第一，地方政府出于竞争的压力或寻租的动力(Mauro，1998)，对基本建设支出存在强烈的偏好。同时，在我国公共财政体制改革的背景下，或者源于化解社会矛盾的压力和满足不同利益群体的需求，基本建设、医疗卫生、社会保障也是地方政府需要加大投入的重点领域。所以，在地方政府财政支出总量一定或者财力有限的情况下，不同的公共支出项目之间可能存在竞争关系或攀比关系。第二，由于模型可能存在内生性问题，而本文无法找到合适的工具变量进行检验；而静态面板数据模型内生性问题更多是由遗漏变量造成，所以采用引入间接控制变量来解决可能的遗漏变量而导致的内生性问题。至于变量衡量指标的选择，用基本建设、医疗卫生支出的现状来衡量其与教育、行政管理支出的影响。由于我国大部分省份社会保障统筹范围还在县一级政府，而且广大农村地区存在大规模应该享受社会保障而没有纳入社会保障体系之内的群体，所以，用地区社会保障支出现状来衡量其对教育、行政管理支出的影响，意义不大，效果肯定不明显（郑新业和张莉，2009)。所以，本文用老年抚养比来反映各省份面临社会保障的压力。

　　

　　1.2 计量模型的选择及检验

　　

　　对于面板数据回归模型的选择，根据F检验和LM检验结果确定与混合回归模型相比，面板模型都更加适合；同时，Hausman检验结果表明固定效应模型与随机效应模型的估计系数没有系统性差异，应该选择固定效应模型。但模型中可能还存在异方差及自相关问题，导致估计结果的偏误:LR检验、Wooldridge检验、Pesaran检验结果表明两个模型都存在组间异方差、组内一阶自相关和组间截面相关等问题。所以，最后选择可行广义最小二乘法（FGLS)进行估计，以控制残差的异方差、组内相关性和组间相关性。

　　

　　同时，由于教育和行政管理支出都是地方政府不同公共支出项目的测量指标，由于同一省份的不可观测因素同时对教育和行政管理支出水平造成影响，故两个方程的扰动项有可能是相关的，如果将这两个方程同时进行联合估计，则可以提高估计效率。而且，由于两个模型的解释变量也相同，表示加在两个模型上的限制相同，对两个模型进行单独估计会浪费掉这些限制提供的信息（Green，1993)。所以，本文采用似不相关回归模型（SUR)进行估计，以期获得更有效率的估计结果于。（表2)

　　

　　1.3估计结果及解释

　　

　　根据表3模型选择及检验结果，进行FGLS估计（结果1和2)。同时进行SUR估计（结果3和4)；而且，从SUR估计的BP检验结果(p=0.0168)来看，可以在5%显著性水平上拒绝两模型的扰动项相互独立的原假设，SUR估计方法确实提高了模型估计的效率。

　　

　　根据表3模型的估计结果（结果3和4)，得出以下结论：

　　

　　财政分权与教育支出显著负相关、与行政管理支出显著正相关。说明了在中国特色的财政分权模式下，地方政府在财政支出自由裁量权扩大时，总体效应是减少了教育投入力度，而扩大了行政管理支出规模。验证了Litvacketal.(1998)、Shahetal.(2004)等的研究成果：财政分权的后果取决于现实的制度安排。

　　

　　儿童抚养比作为影响地方政府教育支出的重要变量，与教育支出显著正相关；行政人员规模作为影响地方政府行政管理支出的重要变量，与行政管理支出水平显著正相关。这个结论符合我们的预期。同时，从两个自变量对因变量的交叉影响结果看:地方政府行政人员规模的膨胀对教育支出产生了显著的“挤出”效应，而地方政府面临的教育支出压力对行政管理支出没有产生显著的影响。

　　

　　经济发展水平与教育支出显著正相关、与行政管理支出显著负相关。验证了CaiandTreisman(2005)等的研究成果，说明了以GDP为主要政绩的考核机制，造成一种反向的激励效应：经济越发达的地区，地方政府在加大教育支出的同时，减少了行政管理支出的规模；而经济相对落后的地区，地方政府在扩张行政管理支出的同时，减少了教育支出的规模。

　　

　　财政支出规模与教育和行政管理支出都呈显著的负相关关系。由于两类支出刚性较强，地方政府对其控制力相对较弱（郑新业和张莉，2009)，地方政府在可控财力增长时，源于其他支出的压力，都相对减小二者的支出规模；但由于地方政府官员的偏好，在财力增长时对教育支出规模减少的幅度更大。

　　

　　城市化水平与教育支出显著负相关、与行政管理支出显著正相关。由于我国公共支出存在严重向城市倾斜的现实，但教育支出存在较大的“规模经济”效应，所以城市化水平的提高反而导致了教育支出的较少；而由于我国城市化进程存在过多的政府主导的成分，政府对农村和城市的治理成本也存在差异，城市化水平的提高导致了行政管理支出的增长。市场化水平与教育支出负相关，但影响不显著；与行政管理支出显著正相关。说明了我国的市场化改革，导致原有的“企业办社会”模式的退出，原来由企业承担的行政管理职能回归到地方政府，导致了行政管理支出的增长。同时，由于教育和行政管理支出特点的差异和公共支出“规模经济”效应，导致人□密度变量与教育支出显著正相关、与行政管理支出显著负相关。城乡收入差距的扩大显著的刺激了教育和行政管理支出的规模。一方面，在公共服务均等化背景下，基础教育支出能够向弱势群体倾斜；同时，城乡收入差距的扩大导致不稳定的因素增大，地方政府出于维持社会稳定的目标加大了行政管理支出的规模。

　　

　　基本建设支出与教育和行政管理支出都存在显著的负相关关系。说明基本建设支出对教育和行政管理支出都存在显著的“挤出”效应，主要由于基本建设支出提供的是生产性公共品，实践中地方政府对其存在明显的偏好，财政支出总量既定时，基本建设支出的增长导致教育和行政管理支出的同步下降。医疗卫生支出与教育支出显著正相关、与行政管理支出存在不显著的负相关关系。由于医疗卫生支出属非生产性支出，也是公共财政体制改革地方政府需加大支出的项目，故其与教育支出存在显著的“攀比”关系。而老年抚养比对教育支出的影响不显著，但是显著的刺激的行政管理支出的增长，验证了龚锋和卢洪友(2009)的研究结论:我国人□的老龄化对社会管理和服务提出了更高的要求。

　　

　　1.4计量结果的稳健性检验

　　

　　本文重点考察财政分权变量对教育和行政管理支出的影响，借鉴不同研究者的研究成果，财政收入分权变量还可以用各省份本级人均财政收入占本级人均财政支出与中央政府财政支出人均值之和的比重（表4用财政分权2表示)来衡量。同时，实证研究中（图1)，本文发现上海、北京和天津三个直辖市行政管理支出水平较低，或者是由于它们在中国经济和政治方面的特殊地位，可能使得三个直辖市成为研究中的异常值，故将其剔除进行模型的稳健性检验。对照回归结果表4和表3，表明本文实证研究结果具有良好的稳健性。

　　

　　2 结论与建议

　　

　　财政分权改革是国际的趋势，分权改革的必要性和优点已经得到很多发达国家和发展中国家实践的检验。本文的结论并非否定中国的财政分权体制改革，而应该发掘导致其不良后果的制度安排并进行改革和创新，使财政分权改革对地方政府公共品供给的影响达到一种良性状态，进而改善公众的福利水平。综合本文的研究，可以从以下几个方面进行改革：第一，改革现有的行政管理制度和户籍制度，使公众“用手投票”和“用脚投票”机制发挥作用，进而对地方政府官员的行为或晋升等都能产生实质性的影响，维护自身的利益。第二，改革现有地方政府官员晋升的考核机制，建立科学合理的绩效考核体系。包括改变可能存在的中央政府对地方政府官员的提拔以GDP为主要政绩的考核机制；同时，截断部分地方政府官员利用社会网络资源等因素拓展晋升机会的可能。第三，继续扩大公共财政体制改革的进程，区分政府与市场的关系和职能，适当压缩财政基本建设支出规模；深化和巩固地方政府行政机构改革，精简机构和压缩行政人员规模。

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