欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政收入的效率研究
——基于遼西北地區(qū)的分!析*

渤海大學(xué)經(jīng)法學(xué)院 許 燕

渤海大學(xué)管理學(xué)院 鞠彥輝

一、引言

財(cái)政效率高低是評(píng)價(jià)公共財(cái)政體制框架成敗的核心，提高財(cái)政效率既有利于推進(jìn)公共財(cái)政體制建設(shè)，也有利于推進(jìn)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的建設(shè)。地方財(cái)政是國(guó)家財(cái)政的基礎(chǔ)，擔(dān)負(fù)著為中央財(cái)政籌集資金、為地方的經(jīng)濟(jì)建設(shè)和事業(yè)發(fā)展籌集資金的雙重任務(wù)。地方政府的財(cái)政收入效率不僅決定當(dāng)?shù)毓卜?wù)質(zhì)量，更主要是對(duì)當(dāng)?shù)卣男姓视杏绊?。目前，建立高效、合理的公共?cái)政體系，提高地方政府財(cái)政收入效率已經(jīng)成為地方政府改革現(xiàn)有財(cái)政體制的一個(gè)重要目標(biāo)。

自1994年我國(guó)財(cái)政體制實(shí)施分稅制以來(lái)，總體上財(cái)政收入呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)，但是一些經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政依然形勢(shì)嚴(yán)峻，甚至有的地區(qū)財(cái)政已經(jīng)到了難以維持正常運(yùn)轉(zhuǎn)的地步。若不采取措施解決，將對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)穩(wěn)定產(chǎn)生嚴(yán)重影響，甚至對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)、健康發(fā)展起制約作用。而財(cái)政收入的效率作為衡量一個(gè)地區(qū)財(cái)政質(zhì)量的重要標(biāo)準(zhǔn)，合理穩(wěn)定的財(cái)政收入可以提高財(cái)政政策的質(zhì)量，改善財(cái)政政策的作用效果，從而增強(qiáng)政府調(diào)控經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和提供公共服務(wù)的能力。但是對(duì)于欠發(fā)達(dá)地區(qū)來(lái)說(shuō)，由于財(cái)政收支矛盾突出，而財(cái)政收入的效率又無(wú)法直接觀察到，有鑒于此，對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政收入的效率進(jìn)行測(cè)度，以期提高經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)地方政府的財(cái)政收入的效率，為其建立合理、高效的公共財(cái)政體系提供一定的參考。

二、欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政自給能力分析

在對(duì)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政收入的效率進(jìn)行測(cè)度之前，本文首先對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政自給能力進(jìn)行分析。利用財(cái)政自給率這一指標(biāo)分析地方財(cái)政收入的效率，如果自給率不斷提高則說(shuō)明地方財(cái)政收入不斷增長(zhǎng)，收支結(jié)構(gòu)趨于平衡;如果自給率過(guò)低則反映出地方財(cái)政收入低，在財(cái)政收入上過(guò)度依賴上級(jí)轉(zhuǎn)移支付。

我們用財(cái)政一般預(yù)算收入與財(cái)政一般預(yù)算支出的比值來(lái)表示財(cái)政自給率，為了反映遼西北地區(qū)(包括阜新、鐵嶺、朝陽(yáng)三市)這一比例的發(fā)展變化情況，我們將遼西地區(qū)的財(cái)政自給率和遼寧省的財(cái)政自給率數(shù)據(jù)做了比較，具體結(jié)果見(jiàn)圖1。從圖1可以看出，除了2005年朝陽(yáng)市財(cái)政自給率數(shù)據(jù)高于全省以外，自1999年至2011年以來(lái)，遼西北地區(qū)三個(gè)市的財(cái)政自給率遠(yuǎn)低于全省的平均水平，但其變動(dòng)趨勢(shì)和全省比較一致，1999～2005年呈下降趨勢(shì)，2005～2011年又呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。

為進(jìn)一步分析財(cái)政自給率的變化情況，我們求出了遼西北地區(qū)1999～2011年的財(cái)政自給率平均值及其變異系數(shù)，通過(guò)平均值和變異系數(shù)觀察遼西北地區(qū)財(cái)政自給能力的情況及其三個(gè)市財(cái)政自給能力的差異，具體結(jié)果見(jiàn)圖2。由圖2可以看出，遼西北地區(qū)三市的財(cái)政自給率平均值和前述全省的財(cái)政自給率變動(dòng)趨勢(shì)大體一致，1999～2005年呈下降趨勢(shì)，2005～2011年呈上升趨勢(shì)，但從總體趨勢(shì)來(lái)看，2011年與1999年相比并未有較大幅度提高。反映了地方財(cái)政收入對(duì)地方財(cái)政支出支撐能力沒(méi)有太大改善，進(jìn)一步反映地方財(cái)政收入的效率不高。由圖2還可看出，遼西北地區(qū)財(cái)政自給率的變異系數(shù)雖然呈現(xiàn)不斷波動(dòng)狀態(tài)，但是總體來(lái)看，變異系數(shù)大多數(shù)在12%左右變動(dòng)，表明各個(gè)時(shí)期三個(gè)市財(cái)政能力有差異，但這種差異趨于穩(wěn)定。

三、欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政收入的效率測(cè)度及實(shí)證分析

(一)模型設(shè)計(jì)。

在欠發(fā)達(dá)地區(qū)籌集財(cái)政收入會(huì)受到多種因素影響，比如當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、社會(huì)環(huán)境、宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境以及地方政府對(duì)本地經(jīng)濟(jì)利益的維護(hù)等。在這里，“財(cái)政努力度”被看做是除去經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以外的所有其他因素對(duì)某地財(cái)政收入的影響。財(cái)政努力度可以衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)籌集財(cái)政收入效率的高低。因此，我們用財(cái)政努力度這一指標(biāo)來(lái)測(cè)度欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政收入的效率。但無(wú)論是宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和社會(huì)環(huán)境的評(píng)估，還是地方政府主觀意愿對(duì)財(cái)政收入籌集的影響都很難從數(shù)量上進(jìn)行度量。故而，借鑒Bahl(1971)運(yùn)用預(yù)期財(cái)政收入變量代替了其他變量對(duì)財(cái)政收入的影響。因此，下文利用地方實(shí)際財(cái)政收入REV除以預(yù)期財(cái)政收入REV'所得的值來(lái)衡量財(cái)政努力度 E。具體公式如下式(1)所示。

在式(1)中，預(yù)期財(cái)政收入REV'是通過(guò)建立下面的計(jì)量模型計(jì)算得出:

在上述模型中，REV表示遼西北各地區(qū)的實(shí)際財(cái)政收入(這里指財(cái)政一般預(yù)算收入)，GDP為遼西北各地區(qū)特定年份的生產(chǎn)總值。dum為虛擬變量，其下腳標(biāo)表示特定年份，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。通過(guò)回歸分析，估計(jì)出上式(2)中的各個(gè)系數(shù)，并將遼西北各地區(qū)所考察年度的GDP值以及相應(yīng)年度的虛擬變量代入上式(2)，即可得所考察年份的預(yù)期財(cái)政收入的自然對(duì)數(shù)值。經(jīng)函數(shù)轉(zhuǎn)換后可得到所考察年度的預(yù)期財(cái)政收入，然后通過(guò)公式(1)即可得到考察年度遼西北地區(qū)的財(cái)政努力水平。

假定遼西北地區(qū)按照平均的“努力度”(即β0)來(lái)籌集財(cái)政收入，并考慮時(shí)間這一影響因素。由式(2)，依據(jù)遼西北地區(qū)的實(shí)際GDP值來(lái)計(jì)算其每個(gè)地區(qū)考察年份的預(yù)期財(cái)政收入，通過(guò)財(cái)政努力度來(lái)衡量了實(shí)際財(cái)政收入與預(yù)期財(cái)政收入之間的相對(duì)差異。因此，運(yùn)用上述方法計(jì)算的財(cái)政努力度衡量的是該地區(qū)特定年份(GDP既定)籌集財(cái)政收入的效率差異。

(二)研究方法。

首先，面板單位根檢驗(yàn)。面板單位根檢驗(yàn)包括相同根的檢驗(yàn)方法(LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn))和不同根的檢驗(yàn)方法(IPS檢驗(yàn)、Fisher－ADF、PP－Fisher檢驗(yàn))。原假設(shè)是含有單位根的有LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher－ADF檢驗(yàn);原假設(shè)是不含有單位根有Hadri檢驗(yàn)。本文對(duì)序列l(wèi)n REV和ln GDP采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF－Fisher Chi－Square和PP－Fisher Chi－Square檢驗(yàn)四種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

其次，面板協(xié)整檢驗(yàn)。在采用 Engle和Granger(1987)提出的協(xié)整方程殘差的檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，Pedroni(1999)構(gòu)造了7個(gè)檢驗(yàn)面板變量協(xié)整關(guān)系的統(tǒng)計(jì)量來(lái)進(jìn)行面板協(xié)整檢驗(yàn)，其中4個(gè)統(tǒng)計(jì)量(Panel V、Panelρ、Panel PP 和 Panel ADP)用聯(lián)合組內(nèi)維度描述，另外3個(gè)統(tǒng)計(jì)量(Groupρ、Group PP和 Group ADP)用組間維度描述。Pedroni認(rèn)為，標(biāo)準(zhǔn)化后每一個(gè)統(tǒng)計(jì)量都趨于正態(tài)分布，但在小樣本下Panel ADP和Group ADP統(tǒng)計(jì)量較其他統(tǒng)計(jì)量性質(zhì)更好。上述所有協(xié)整統(tǒng)計(jì)量原假設(shè)為“不具有協(xié)整關(guān)系”，將依據(jù)上述統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)序列l(wèi)n REV和ln GDP是否具有協(xié)整關(guān)系。

最后，在上述檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)式(2)使用了時(shí)間維度測(cè)量固定效應(yīng)(one-way fixed effect)回歸方法。

(三)計(jì)量檢驗(yàn)及實(shí)證結(jié)果分析。

1.面板單位根檢驗(yàn)。為了避免偽回歸，確保參數(shù)估計(jì)結(jié)果的真實(shí)性，我們首先對(duì)面板數(shù)據(jù)序列l(wèi)n REV和ln GDP各自的平穩(wěn)性采用軟件eviews7.0進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

上述檢驗(yàn)結(jié)果顯示，ln REV和ln GDP變量水平值進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示二者均存在單位根，而ln REV和ln GDP變量一階差分后的單位根檢驗(yàn)則為平穩(wěn)變量。因此，ln REV和ln GDP均為一階單整變量，進(jìn)一步可以通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷兩變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

2.面板協(xié)整檢驗(yàn)。本文選取Pedroni(Engle-Granger based)檢驗(yàn)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可知，ln REV和ln GDP兩變量的協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平上有8個(gè)數(shù)值顯示不存在協(xié)整關(guān)系，有3個(gè)數(shù)值顯示存在協(xié)整關(guān)系，因此，綜合來(lái)看，認(rèn)為兩變量存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行回歸分析。

3.實(shí)證結(jié)果分析。根據(jù)上述檢驗(yàn)結(jié)果，采用時(shí)間固定效應(yīng)模型，運(yùn)用最小二乘法(LS)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3。

此處估計(jì)預(yù)期財(cái)政收入采用的是以1998年為基期的GDP以及實(shí)際財(cái)政收入，數(shù)據(jù)來(lái)自1999～2012年的《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》。樣本為1999～2011年遼西北地區(qū)阜新、鐵嶺、朝陽(yáng)3個(gè)地級(jí)市。

表1 lnREV和ln GDP及其差分序列面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 lnREV和ln GDP序列協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表3 序列l(wèi)nREV與ln GDP回歸結(jié)果

由表3可知，除了1999年度虛擬變量回歸系數(shù)在5%水平下顯著以外，其他各年份的年度虛擬變量、截距項(xiàng)、lnGDP的系數(shù)都顯示在1%水平下顯著。從表3來(lái)看，遼西北地區(qū)人均GDP增長(zhǎng)1%，則地方財(cái)政收入將增長(zhǎng)1.0935%。

根據(jù)上述模型的回歸結(jié)果，即可得到1999～2011年間遼西北各地區(qū)的財(cái)政努力水平，具體結(jié)果如圖3所示。從圖3中可以看出，阜新、鐵嶺、朝陽(yáng)三個(gè)地區(qū)財(cái)政努力水平表現(xiàn)出不同的變動(dòng)趨勢(shì)，其中2005年差異最大，在其余年份，三個(gè)地區(qū)財(cái)政努力水平存在一定的差異，但是總體來(lái)看這種差異水平并不大。

圖4報(bào)告了1999～2011年間遼西北地區(qū)間財(cái)政努力程度的平均值和遼寧全省的財(cái)政努力度，從中可以看出，遼西北地區(qū)間財(cái)政努力程度的平均值圍繞全省的財(cái)政努力水平上下波動(dòng)。除去2004年、2006年、2007年及2009年這四年以外，在其余年份，遼西北地區(qū)的財(cái)政努力度的平均值比全省的平均水平要低。從遼西北地區(qū)的財(cái)政努力度的平均值的趨勢(shì)呈倒N形變動(dòng)，從2004年以后呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)。

圖3 1999～2011年間遼西北三市財(cái)政努力度變動(dòng)趨勢(shì)

圖4 1999～2011年遼西北地區(qū)及全省財(cái)政努力度變動(dòng)趨勢(shì)

根據(jù)遼西北三市的財(cái)政努力度，我們計(jì)算出了遼西北地區(qū)1999～2011年的財(cái)政努力度的變異系數(shù)，如圖5所示。由圖5可知，遼西北三市的財(cái)政努力度除去2005年有大幅提升外，從總體趨勢(shì)來(lái)看，2011年遼西北三市的財(cái)政努力度較之1999年有下降趨勢(shì)，表明各個(gè)時(shí)期三個(gè)市財(cái)政收入效率并沒(méi)有提高。1999～2011年間變異系數(shù)平均在1.6%左右變動(dòng)，表明各個(gè)時(shí)期三個(gè)市財(cái)政收入效率差異不大。

四、結(jié)論

1.通過(guò)對(duì)遼西北地區(qū)財(cái)政自給率的分析，我們發(fā)現(xiàn)遼西北各地區(qū)財(cái)政收入和發(fā)達(dá)地區(qū)一個(gè)縣的財(cái)政收入規(guī)模相當(dāng)，人均財(cái)政收入更是比全省平均水平要低，每年新增的財(cái)力，不能滿足增長(zhǎng)的剛性支出。其財(cái)政自給率遠(yuǎn)低于全省平均水平，地方財(cái)政收入的效率不高，財(cái)政收支矛盾突出，總體情況是入不敷出。

2.遼西北地區(qū)財(cái)政自給率的變異系數(shù)波動(dòng)情況表明遼西北各地區(qū)財(cái)政能力有一定差異，但是這種差異在我們分析的時(shí)間段內(nèi)趨于穩(wěn)定。

3.通過(guò)對(duì)遼西北地區(qū)財(cái)政努力度計(jì)量分析，我們發(fā)現(xiàn)1999～2011年間遼西北各地區(qū)的財(cái)政努力水平存在一定的差異，但是總體來(lái)看這種差異水平并不大。從遼西北各地區(qū)財(cái)政努力度變異系數(shù)的總體趨勢(shì)來(lái)看，2011年遼西北各地區(qū)的財(cái)政努力度較之1999年有下降趨勢(shì)，表明各個(gè)時(shí)期遼西北各地區(qū)財(cái)政收入效率并沒(méi)有提高。就遼西北地區(qū)而言，其財(cái)政努力度的平均值要低于全省的平均水平，表明該地區(qū)財(cái)政收入較之全省缺乏效率。遼西北地區(qū)財(cái)政努力度平均值呈倒N形變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)一步反映地方財(cái)政收入的效率并沒(méi)有太大改善。

略)