政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)與門檻效應(yīng)研究

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(北京科技大學(xué) 東凌經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083)

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的進(jìn)一步完善以及公民市場(chǎng)意識(shí)的不斷加強(qiáng)，成本觀念已經(jīng)成為社會(huì)公民參與各項(xiàng)活動(dòng)的行為準(zhǔn)則。政府是社會(huì)公共權(quán)力的執(zhí)行者，在組織和管理社會(huì)各項(xiàng)活動(dòng)中勢(shì)必會(huì)消耗資源，政府行政成本與政府密不可分。近30年間，我國(guó)政府的行政成本經(jīng)歷了一段增長(zhǎng)期，學(xué)界一般認(rèn)為這是非理性的。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，1978—2006年的28年間，我國(guó)行政管理費(fèi)用在絕對(duì)數(shù)額上增長(zhǎng)了143倍，以年均5.11倍的速率快速增長(zhǎng)，其增速快于同期的GDP增速。與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)政府行政管理支出占財(cái)政支出的比重要比發(fā)達(dá)國(guó)家高得多，擠占了很多其他經(jīng)費(fèi)，也影響了諸如醫(yī)療、教育、衛(wèi)生等合理的民生支出，長(zhǎng)此以往，勢(shì)必會(huì)影響經(jīng)濟(jì)社會(huì)的健康發(fā)展。因此，研究政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，有助于系統(tǒng)理解我國(guó)的行政效率，能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展，具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。盡管難以用類似于企業(yè)的那種精確化的成本與效益分析來(lái)評(píng)價(jià)行政成本，但是并不代表這不重要，黨的多次代表大會(huì)均提出了降低行政成本的目標(biāo)。

基于以上分析，本文選取2010—2015年31個(gè)省級(jí)政府為研究對(duì)象，分析政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

一、 文獻(xiàn)綜述

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素的研究是個(gè)熱點(diǎn)問(wèn)題。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠增加要素投入與提高生產(chǎn)率。在短期內(nèi)，增加要素投入可以帶來(lái)經(jīng)濟(jì)的迅猛增長(zhǎng)，但是這種增長(zhǎng)不具有可持續(xù)性，所以，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠生產(chǎn)率的提升。袁春曉等研究發(fā)現(xiàn)，技術(shù)創(chuàng)新是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增加的核心因素[1]。陶長(zhǎng)琪、徐志琴發(fā)現(xiàn)2001—2014年中部6省實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率年平均值均低于潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率年平均值，說(shuō)明潛力并未得到充分發(fā)揮，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、勞動(dòng)人口老齡化和城市化率均對(duì)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向影響[2]。朱耘嬋、王銀梅采用2003—2013年省級(jí)政府?dāng)?shù)據(jù)分析了財(cái)政教育投入對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[3]。隨洪光等基于省級(jí)政府面板數(shù)據(jù)分析外商直接投資、匯率甄別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響[4]。

已有很多文獻(xiàn)表明，省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間相關(guān)性，并采用空間計(jì)量模型分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素。潘文卿采用空間計(jì)量模型分析1988—2009年省域面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)人均GDP存在空間正相關(guān)性，并且空間正相關(guān)性逐年增加。另一方面，局域相關(guān)也顯示出中國(guó)局域性的空間集聚特征越來(lái)越明顯[5]。李秋雨等基于空間計(jì)量模型分析中國(guó)旅游業(yè)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[6]。馬大來(lái)、楊光明采用空間計(jì)量模型，分析金融發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步對(duì)各省低碳經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響[7]。仲深、杜磊采用空間計(jì)量模型，分析了金融集聚對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[8]。王麗艷、馬光榮采用空間斷點(diǎn)回歸分析了財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[9]。劉書瀚、于化龍采用空間計(jì)量模型，分析了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對(duì)市域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[10]。王慶華、肖宏偉分析了電力消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)[11]。而且已有文獻(xiàn)采用空間計(jì)量模型分析財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響：宋麗穎、張偉亮分析了財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)[12]。

已有很多文獻(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的很多影響因素存在非線性關(guān)系，適合采用非線性模型進(jìn)行分析。趙磊、方成基于面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型分析了旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性門檻效應(yīng)[13]。趙新泉、陳旭分析了政府債務(wù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響[14]。張優(yōu)智分析了各種專利對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響[15]。閆斐分析了跨國(guó)面板下金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響[16]。隋建利等分析了能源消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響[17]。已有文獻(xiàn)采用非線性模型分析財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響：戴金平、劉進(jìn)財(cái)采用門檻模型分析了省域財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[18]；李強(qiáng)、李書舒分析了財(cái)政支出和金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響[19]。

已有文獻(xiàn)關(guān)注政府支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。19世紀(jì)80年代，瓦格納通過(guò)對(duì)西方多個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的公共支出資料進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)政府支出增長(zhǎng)率要高于國(guó)民收入增長(zhǎng)率；直到20世紀(jì)60、70年代，英國(guó)學(xué)者Peacock與Wiseman通過(guò)對(duì)英國(guó)公共財(cái)政支出的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，提出在一個(gè)相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)，財(cái)政支出的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)并不是直線型的，而是具有階梯型的特點(diǎn)[20]。之后，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家馬斯格雷提出了經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段論，政府支出在各經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段增長(zhǎng)速度與結(jié)構(gòu)均不相同。Lulia Rosoiu運(yùn)用VAR模型對(duì)羅馬尼亞1998—2014年的財(cái)政支出和財(cái)政收入數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)GDP的增長(zhǎng)有兩種情況：政府積極的高昂支出沖擊和政府積極的財(cái)政收入沖擊[21]。莊子銀、鄒薇在引入“調(diào)整成本”的基礎(chǔ)上，從時(shí)間序列和橫截面兩方面對(duì)中國(guó)公共支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行深入研究發(fā)現(xiàn)，1980年以來(lái)，我國(guó)財(cái)政收入與支出在國(guó)民生產(chǎn)總值中的比重不斷下降，這表明我國(guó)公共支出的調(diào)整成本有所提高，因此給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的負(fù)面影響不容小覷[22]。王小利、李長(zhǎng)青研究發(fā)現(xiàn)政府購(gòu)買對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值產(chǎn)生了較大的正沖擊，與此相反，政府投資對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值的影響卻相對(duì)有限[23]。莊騰飛構(gòu)建了一個(gè)相對(duì)簡(jiǎn)單的能夠解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論框架，在此基礎(chǔ)上又構(gòu)建了兩個(gè)計(jì)量模型，在中國(guó)14省份1991—2003年的面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到諸如政府消費(fèi)支出、公共支出顯著的正相關(guān)作用，相關(guān)部門應(yīng)該格外重視政府消費(fèi)性支出與公共支出[24]。劉卓珺在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的基礎(chǔ)上研究政府公共支出規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)公共支出規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響具有雙面性，公共消費(fèi)支出規(guī)模的大小決定了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率最大化的最優(yōu)公共支出規(guī)模。所以，在一定條件、一定時(shí)期下，應(yīng)該合理確定公共支出的規(guī)模并明確定義公共支出邊界，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)[25]。王武青以分析財(cái)政支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論基礎(chǔ)為切入點(diǎn)，分析財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出規(guī)模存在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增速最大的最優(yōu)區(qū)間[26]。幸宇實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，縣級(jí)政府行政成本規(guī)模與縣域社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展兩者存在非常密切的負(fù)相關(guān)關(guān)系，提出促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的有效措施，以及時(shí)有效地控制縣級(jí)政府的行政成本規(guī)模[27]。何翔舟、姜文達(dá)通過(guò)理論推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)，政府成本居高不下不利于市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行[28]。李強(qiáng)、李書舒分析了政府支出和金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響[29]。

二、 研究設(shè)計(jì)

(一) 假設(shè)提出

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受政府行政成本的影響問(wèn)題在理論界頗受爭(zhēng)議，在發(fā)展中國(guó)家，二者關(guān)系更為模糊。第一，行政支出往往具有生產(chǎn)效率低下的特點(diǎn)，私人部門的消費(fèi)和投資會(huì)受到因融通政府支出而形成的高稅收的強(qiáng)烈負(fù)面影響，因而只有縮減政府的支出才能確保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)不被打斷。第二，行政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著十分重要的影響，這種影響作用主要是通過(guò)政府為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供大量公共品和其他公共福利來(lái)實(shí)現(xiàn)的，這極大地鼓勵(lì)和便利了私人投資，并最終促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。地方政府行政成本的投入能夠很好地促進(jìn)地方公共服務(wù)質(zhì)量的提升，在不同政府之間產(chǎn)生橫向激勵(lì)機(jī)制，有利于調(diào)動(dòng)官員的工作熱情，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。而政府的行政支出的投入和最終希望得到的產(chǎn)出并不一定呈正比，行政成本過(guò)低時(shí)，沒(méi)有足夠的資金進(jìn)行社會(huì)福利的普及，而當(dāng)行政成本過(guò)高，又造成財(cái)政的巨大壓力，在多項(xiàng)支出上造成浪費(fèi)，因此，過(guò)高的行政成本同樣也是不合理的。事實(shí)上，各省的行政成本支出應(yīng)符合各省的發(fā)展?fàn)顩r，在不增加財(cái)政負(fù)擔(dān)的情況下提高政府行政成本的投入產(chǎn)出比與最優(yōu)化成本結(jié)構(gòu)，這表明政府行政成本存在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最優(yōu)區(qū)間。由此提出假設(shè)1：政府行政成本對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響存在非線性影響。后續(xù)采用行政成本的平方項(xiàng)的普通面板回歸系數(shù)是否顯著來(lái)驗(yàn)證，采用行政成本作為門檻變量，采用門檻效應(yīng)模型進(jìn)行分析。

一個(gè)地區(qū)整體發(fā)展水平表示一個(gè)地區(qū)一個(gè)時(shí)期內(nèi)的產(chǎn)出，而各省在公共和私人投資等方面存在交互影響，從而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在空間關(guān)聯(lián)性。行政成本也具有空間溢出效應(yīng)，例如某省居民享受相鄰省份提供的公共服務(wù)，或者承擔(dān)相鄰省份公共服務(wù)的額外成本，由此導(dǎo)致各省之間的行政成本受到影響。不同的行政成本體現(xiàn)著不同的政策，各省資源互不相同，投入成本的程度體現(xiàn)了社會(huì)福利的發(fā)展程度，而通過(guò)這些差異化的福利政策吸引勞動(dòng)力和資本的流入。而由上述文獻(xiàn)回顧可知，省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在空間相關(guān)性?；诖耍岢黾僭O(shè)2：行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在空間相關(guān)性。而且考慮空間效應(yīng)后，行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍然是非線性的。這主要通過(guò)在空間計(jì)量模型中加入行政成本的平方項(xiàng)，考察平方項(xiàng)系數(shù)的顯著性。

(二) 變量與基本模型

自變量。目前對(duì)政府行政成本的概念界定并不唯一。借鑒羅文劍[30]的文獻(xiàn)，政府行政成本(Cost)定義為外交支出、一般公共支出和公共安全支出之和，取對(duì)數(shù)后納入計(jì)量模型。

因變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Growth)。參考一般文獻(xiàn)的做法，以人均GDP的對(duì)數(shù)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量變量，取對(duì)數(shù)后納入計(jì)量模型。

控制變量。參考已有文獻(xiàn)，本文選取以下控制變量：政府腐敗程度(CORR)。已有文獻(xiàn)表明，腐敗不利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。衡量指標(biāo)是每萬(wàn)名公職人員中的腐敗立案數(shù)。財(cái)政透明度(GDI)。已有文獻(xiàn)表明，財(cái)政公開(kāi)有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。劉子怡、陳志斌采用上海財(cái)經(jīng)大學(xué)《中國(guó)財(cái)政透明度報(bào)告》的數(shù)據(jù)衡量省級(jí)政府的財(cái)政透明度[31]。財(cái)政分權(quán)(FD)，晉升激勵(lì)下的財(cái)政分權(quán)有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。財(cái)政分權(quán)有多個(gè)衡量指標(biāo)，本文采用財(cái)政收入分權(quán)來(lái)衡量。對(duì)外開(kāi)放(OPEN)，對(duì)外開(kāi)放能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，衡量指標(biāo)為某省進(jìn)出口總額與該省GDP之比再取對(duì)數(shù)。相關(guān)變量的界定見(jiàn)表1。

表1 變量界定

不考慮空間效應(yīng)和門檻效應(yīng)時(shí)，政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性影響的基本模型為：

Growth=α+β1Cost+β2Cost2+β3GDI+β4CORR+β5FD+β6OPEN

(1)

(三) 樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2010—2015年31個(gè)省級(jí)政府為樣本，分析政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)財(cái)政透明度報(bào)告》《中國(guó)檢察年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)。

三、 政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的基本非線性實(shí)證分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

從表2中看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的均值為10.60，最大值為11.59，最小值為9.48，表明整體而言我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于較高的增長(zhǎng)水平且地區(qū)間差異較為明顯；政府行政支出取對(duì)數(shù)后均值為6.16，最小值為4.42，最大值為7.52?？梢?jiàn)，各省級(jí)政府行政成本較高，各省間存在較大差距。財(cái)政透明度的標(biāo)準(zhǔn)差為11.573，說(shuō)明各省間財(cái)政透明度差異很大。省級(jí)政府財(cái)政自主度均值約為4%，財(cái)政分權(quán)處于中等水平，對(duì)外開(kāi)放程度平均值為7.96，最大值約為10.08，最小值約為6.32，整體而言，地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度較低并且省域間差異大。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

圖1 省級(jí)政府行政成本平均水平及變化

從圖1的省級(jí)政府行政成本的年度趨勢(shì)分析可知，從2010—2015年，31個(gè)省級(jí)政府行政成本的五年平均水平依次為5.83、5.99、6.15、6.24、6.23、6.29。幾年來(lái)總體行政成本支出穩(wěn)定增長(zhǎng)，近三年上升勢(shì)頭減緩。即使是這樣，省級(jí)政府的行政成本還是保持了較高的整體水平。在歷年的31個(gè)省份當(dāng)中，行政成本支出前五的省份水平依次是6.73、6.86、6.98、7.06、7.06、7.12，說(shuō)明前五位省份的政府行政成本呈逐年上升狀態(tài)，近三年的增勢(shì)減緩。政府行政成本支出倒數(shù)五位的省份平均水平依次是4.84、5.00、5.19、5.30、5.29、5.40?？傮w來(lái)看政府行政成本最低的五個(gè)省份行政成本支出增長(zhǎng)速度較快，后兩年受總體大環(huán)境影響有所抑制。綜合五年的支出情況可以發(fā)現(xiàn)，各省行政成本的年度排名比較穩(wěn)定，前五名總是廣東、江蘇、山東、浙江等經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的省份，而后五名總是集中在青海、寧夏、海南、西藏等較為偏遠(yuǎn)經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)。

圖2 地方行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的散點(diǎn)圖

圖2是地方行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，直觀看出，二者的關(guān)系是非線性關(guān)系，初步驗(yàn)證假設(shè)1。從各地區(qū)間政府行政成本的分布狀況看，政府行政成本規(guī)模在其分布上具有明顯空間格局，西部省份政府的行政成本較東部的低，且從西向東呈遞增的趨勢(shì)。從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在各地區(qū)間的分布情況看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分布存在較明顯的空間格局，東部地區(qū)較為發(fā)達(dá)，西部地區(qū)較為落后。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與政府行政成本都存在空間相關(guān)性，回歸時(shí)需要考慮其空間關(guān)聯(lián)性，如果基于各個(gè)省份為樣本個(gè)體，不考慮相關(guān)變量的空間關(guān)聯(lián)性，其相關(guān)結(jié)論可能有所不同。

借鑒Shorrocks提出的夏普利值分解框架，表3給出了2010—2015年政府行政成本對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度。政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較大的影響，基本能解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的10%，說(shuō)明合理控制地方行政成本能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

表3 政府行政成本影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的夏普利值分解

(二) 相關(guān)性分析

從表4可以初步看出，政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，財(cái)政分權(quán)與財(cái)政透明度正向影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，政府腐敗負(fù)向影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，對(duì)外開(kāi)放程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最大，自變量及控制變量不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

表4 主要變量Person相關(guān)系數(shù)

注：*** 表示在0.01的顯著性水平下顯著。

(三) 普通非線性面板回歸結(jié)果分析

在借鑒傳統(tǒng)文獻(xiàn)研究思路的基礎(chǔ)上，第一步先估計(jì)不包含空間關(guān)聯(lián)變量的傳統(tǒng)模型，由表5可知，研究表明政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響結(jié)果與假設(shè)1基本一致：政府行政成本的一次項(xiàng)顯著正向影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；政府行政成本的二次項(xiàng)顯著負(fù)向影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈顯著的倒U型非線性關(guān)系。

表5 平方項(xiàng)下非線性的回歸結(jié)果

注：***、**、* 分別表示在1%、5%和10%顯著性水平下顯著，下同。

四、 政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的空間效應(yīng)分析

(一) 空間效應(yīng)的模型設(shè)計(jì)

模型(1)僅僅展示了不同省份經(jīng)濟(jì)、政治及社會(huì)等因素對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，而忽略了周邊省市對(duì)該地區(qū)的影響。同時(shí)應(yīng)該看到，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有極大概率存在不可忽視的“同群效應(yīng)”，周邊省市對(duì)于其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也是需要考慮的重要因素，如若不然，則忽略了“空間效應(yīng)”的影響。依照空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)，常見(jiàn)的空間計(jì)量模型包括空間滯后模型[見(jiàn)模型(2)]與空間誤差模型[見(jiàn)模型(3)]。

Growth=α+β1Cost+β2Cost2+β3GDI+β4CORR+β5OPEN+γwijGrowth

(2)

Growth=α+β1Cost+β2Cost2+β3GDI+β4CORR+β5FD+β6OPEN+γwijξ

(3)

其中，W為預(yù)先設(shè)定的、N*N維對(duì)稱矩陣，反映各省之間的作用程度。對(duì)權(quán)重矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化，Wy為空間滯后因變量，可以解釋為所有觀測(cè)值y的空間加權(quán)。待估計(jì)的參數(shù)為回歸參數(shù)β和γ。

(二) 空間效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)

全局空間關(guān)聯(lián)性分析?？臻g相關(guān)性的判別還可以采用全局莫蘭指數(shù)I來(lái)衡量，莫蘭指數(shù)取值介于-1到1之間，當(dāng)指數(shù)值小于0時(shí)，代表變量呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)；指數(shù)值大于0時(shí)，表示變量間呈現(xiàn)空間正相關(guān)，接近于0說(shuō)明變量在地區(qū)間不存在明顯的空間相關(guān)性。表6列示了利用二元相鄰空間矩陣計(jì)算得出2010—2015年政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的莫蘭指數(shù)，2010—2015年莫蘭指數(shù)對(duì)應(yīng)的P值均在5%的水平上顯著，表明政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各自存在明顯的空間正相關(guān)關(guān)系。總而言之，地方政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各自存在正向的空間關(guān)聯(lián)性，假設(shè)2得到驗(yàn)證?；诖?，后續(xù)將采用空間計(jì)量模型探討不同地區(qū)政府行政成本對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。表7列示了利用空間距離權(quán)重矩陣計(jì)算得出2010—2015年政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的莫蘭指數(shù)，2010—2015年莫蘭指數(shù)對(duì)應(yīng)的P值均在5%的水平上顯著，表明政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同樣各自存在明顯的空間正相關(guān)關(guān)系。總而言之，地方政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各自存在正向的空間關(guān)聯(lián)性，假設(shè)2再次得到驗(yàn)證。

表6 矩陣W1下的莫蘭指數(shù)

表7 矩陣W2下的莫蘭指數(shù)

圖3 2015—2010年行政成本莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖

局域空間關(guān)聯(lián)性分析。通過(guò)Stata軟件繪制局域莫蘭指數(shù)的散點(diǎn)圖，第一、二、三、四象限分別表示高高集聚、低高集聚、低低集聚和高低集聚。由圖3的2015—2010年政府行政成本莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖可知，大部分城市位于第一、三象限。2015年、2014年、2013年、2012年、2011年和2010年的第一象限和第三象項(xiàng)的省份數(shù)及占比分別為：13,9，70.67%；13,9，70.67%；12,8，67.74%；13,6，61.29%；14,6，67.74%；13,7，67.74%。莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖說(shuō)明政府行政成本存在顯著的正向空間集聚效應(yīng)，即政府行政成本在省域間存在高高集聚(高行政成本的省份被高行政成本的相鄰省份環(huán)繞)或低低集聚。由圖4的2015—2010年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖可知，2015年、2014年、2013年、2012年、2011年、2010年各年的第一象限和第三象限的省份數(shù)分別為：9,12；9,13；9,14；9,14；9,14；9,14。各年合計(jì)占樣本總數(shù)的比重依次為67.74%；70.97%；74.19%；74.19%；74.19%；74.19%。莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的正向空間聚集效應(yīng)——經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在明顯的高高集聚或低低集聚。

圖4 2015—2010年行政成本莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖

(三) 空間效應(yīng)的回歸結(jié)果分析

由于政府行政成本和地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均存在空間相關(guān)性，適合采用空間計(jì)量模型分析。表8列示了運(yùn)用空間自回歸模型(SAR)、空間誤差模型(SEM)和空間杜賓模型(SDM)三種模型進(jìn)行回歸的結(jié)果。其中模型(1)(3)(5)是未加入任何控制變量的回歸結(jié)果，模型(2)(4)(6)是加入控制變量后的回歸結(jié)果。

由模型(1)-(6)可知，加入控制變量后，模型的解釋力度變強(qiáng)，通過(guò)考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與政府行政成本的空間關(guān)聯(lián)性，政府行政成本和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系且基本在5%的水平下顯著，而政府行政成本的平方項(xiàng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基本在10%的水平上呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明在考慮兩者的空間關(guān)聯(lián)性后，政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍呈倒U型曲線關(guān)系，假設(shè)2得到驗(yàn)證?？刂谱兞烤赐ㄟ^(guò)顯著性檢驗(yàn)。此外，所有模型中檢驗(yàn)空間關(guān)聯(lián)性的變量ρ和λ均在1%的水平下顯著為正，表明了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在空間上存在明顯的空間自相關(guān)性。

表8 空間面板回歸結(jié)果

(四) 空間效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

對(duì)于空間效應(yīng)模型的回歸估計(jì)，為確認(rèn)其穩(wěn)定性，利用空間距離矩陣進(jìn)行重新回歸。如表9所示，基于新的空間權(quán)重矩陣，同樣發(fā)現(xiàn)政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是非線性的?？偟膩?lái)說(shuō)，基于W2矩陣得到的回歸結(jié)果跟原本結(jié)果基本一致，表示了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表9 空間面板回歸結(jié)果

五、 政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的門檻效應(yīng)實(shí)證分析

(一) 門檻效應(yīng)的模型設(shè)計(jì)

基于上述政府行政成本平方項(xiàng)系數(shù)的顯著性，說(shuō)明政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是非線性的，為了找出行政成本的具體門檻值，采用Hansen提出的門檻面板模型，根據(jù)門檻值將樣本分區(qū)，進(jìn)而分析每個(gè)區(qū)間內(nèi)行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系[32]。

(二) 門檻效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)與門檻值估計(jì)

表10以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為因變量，政府行政成本為自變量及門檻變量，單門檻、雙門檻及三門檻的檢驗(yàn)結(jié)果。單門檻、雙門檻和三門檻的P值分別為0.063，0.000和0.557，說(shuō)明應(yīng)采用雙門檻進(jìn)行分析。

表10 門檻存在性檢驗(yàn)

注：F統(tǒng)計(jì)量和P值均為bootstrap重復(fù)自抽樣300次得到。

利用Hasen的優(yōu)化搜索方法估計(jì)門檻值，表11為雙重檢驗(yàn)的門檻估計(jì)值和相應(yīng)的95%下的置信區(qū)間，第一、二門檻值分別為5.210和6.100，對(duì)應(yīng)95%的置信區(qū)間分別為[5.210,5.260]和[5.970,6.300]。圖5和圖6進(jìn)一步直觀地展示了第一、二門檻的估計(jì)值分別為5.210和6.110。

表11 門檻估計(jì)值與置信區(qū)間

圖5 第一門檻的估計(jì)值

圖6 第二門檻值的估計(jì)值

(三) 雙門檻模型的回歸結(jié)果分析與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雙門檻模型中，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為解釋變量，自變量和門檻變量均為政府行政成本?；貧w結(jié)果見(jiàn)表12。模型(1)是普通雙門檻面板模型，模型(2)是考慮了異方差的雙門檻面板模型。

由模型(1)可知，首先，當(dāng)政府行政成本很低時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度較慢。當(dāng)政府行政成本小于第一門檻值5.21時(shí)，政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)，表明政府行政成本支出很低的時(shí)候，控制政府行政成本并不能有效加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這主要是因?yàn)槭∮蛐姓杀痉植疾痪鄬?duì)較低的省份在西部，并且由西向東逐步遞增，相對(duì)而言，西部開(kāi)發(fā)較少，各類基礎(chǔ)設(shè)施不完善，經(jīng)濟(jì)較為不發(fā)達(dá)，用于公共支出的費(fèi)用不多，其中大部分公共支出都投入到生產(chǎn)要素上，與收益有一個(gè)時(shí)間差，并且公共支出所帶來(lái)的收益是不確定的，這個(gè)收益通常需要一段時(shí)間才能體現(xiàn)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)慢。其次，若政府行政成本位于合理區(qū)間，增加政府行政成本將加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由回歸結(jié)果得：政府行政成本介于第一門檻和第二門檻之間，即處于5.21～6.10之間時(shí)，政府行政成本與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的系數(shù)為0.8802，在1%的水平下正相關(guān)，正相關(guān)關(guān)系比第一階段更加強(qiáng)烈，表明增加政府行政成本有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。再次，政府行政成本很高時(shí)，政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系相較于第二階段不顯著。當(dāng)政府行政成本高于第二門檻值，即高于6.10時(shí)，政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的系數(shù)為0.0065，在10%的水平下顯著正相關(guān)，關(guān)系比第二階段弱；表明政府行政成本在達(dá)到一定程度后，繼續(xù)增加行政成本將不會(huì)有效增加地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，主要原因是能負(fù)擔(dān)起高行政成本的省份大多集中在東部沿海地區(qū)，這部分地區(qū)經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，設(shè)施較為完善，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多要靠生產(chǎn)率的提高，從而經(jīng)濟(jì)增速放緩。從其他控制變量來(lái)看，財(cái)政透明度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間呈輕微負(fù)相關(guān)關(guān)系，但關(guān)系并不顯著；政府腐敗程度、財(cái)政分權(quán)與地區(qū)開(kāi)放程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)關(guān)系，其中財(cái)政分權(quán)對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響最為顯著，但四者都未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。模型(2)的結(jié)論類似。

由此得出：政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是非線性的，政府行政成本只有處于合理區(qū)間，才能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

對(duì)于門檻效應(yīng)模型的回歸估計(jì)，為了進(jìn)一步消除變量間內(nèi)生性的影響，確認(rèn)其穩(wěn)定性，將因變量的數(shù)據(jù)較自變量滯后一年，進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。如表12的第四列和第五列，結(jié)果顯示，政府行政成本對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍然具有門檻效應(yīng)，并且門檻值相同?？偟膩?lái)說(shuō)，將因變量的數(shù)據(jù)較自變量滯后一年所得到的回歸結(jié)果跟原本結(jié)果基本一致，驗(yàn)證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

表12 門檻面板模型及穩(wěn)健性檢驗(yàn)系數(shù)估計(jì)結(jié)果

注：Cost_1(cost<5.21)、Cost(5.21≤cost<6.10)、Cost_3(cost≥6.10)。

(四) 門檻效應(yīng)的進(jìn)一步分析

考慮到政府行政成本的各個(gè)區(qū)間對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響狀況的不同，各省政府行政成本總體而言逐年緩慢增長(zhǎng)。其中，青海、寧夏和海南的政府行政成本低于第一門檻5.21且處于較低的水平，政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幾乎無(wú)影響；而甘肅、黑龍江、吉林、山西、天津、重慶、西藏省份，以及大多數(shù)中西部省份的早年政府行政成本則介于第一、二門檻之間，政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈正相關(guān)；安徽、北京、福建、廣東、河北、河南、湖南、湖北、江蘇、浙江等較多的省份政府行政成本大于第二門檻值6.10，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幾乎無(wú)影響。描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果可以粗略地看出整體而言各省政府行政成本差異較大。

基于前文的分析，降低政府行政成本能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而不同的省份在政府行政成本水平上存在較大的差異，因此有必要探討政府行政成本的影響因素進(jìn)而實(shí)現(xiàn)政府行政成本占比的優(yōu)化，且實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。政府行政成本體現(xiàn)了當(dāng)?shù)卣?cái)政支出、公共支出、外交支出的程度，稅收程度影響財(cái)政支出的能力。各地政府固定資產(chǎn)投資程度不同，相應(yīng)政府行政成本也不同；此外，隨著我國(guó)城市化進(jìn)程的推進(jìn)，不同省份的城市化不同，行政成本也不同；各省人口規(guī)模也會(huì)影響政府行政成本。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取稅負(fù)水平、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、人口規(guī)模和城鎮(zhèn)化作為解釋變量，政府行政成本為被解釋變量，具體的變量定義見(jiàn)表13。

表13 變量定義

表14的回歸結(jié)果說(shuō)明，稅負(fù)水平與政府行政成本之間在1%水平下顯著正相關(guān)關(guān)系；而城鎮(zhèn)化水平與政府行政成本之間存在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資對(duì)政府行政成本有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而人口規(guī)模與政府行政成本間并不存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

表14 面板回歸結(jié)果

六、 結(jié)論與建議

采用2010—2015年的省域面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型與雙門檻模型，檢驗(yàn)政府行政成本是否非線性影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展。空間計(jì)量模型研究發(fā)現(xiàn)，地方政府行政成本與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在各地區(qū)間的分布均存在明顯的空間自相關(guān)性，考慮空間效應(yīng)后，政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響仍然是非線性的倒U型關(guān)系。基于門檻面板模型的進(jìn)一步分析表明，地方政府行政成本只有處于最合理區(qū)間時(shí)，才能夠最大程度地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)政府行政成本低于5.21時(shí)，地方政府行政成本對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)幾乎無(wú)影響；當(dāng)政府行政成本介于5.21與6.10之間時(shí)，地方政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正面促進(jìn)效果提升到最大；當(dāng)政府行政成本高于第二門檻值6.10時(shí)，行政成本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)又隨之降低。因此，各省只有將行政成本控制到合適區(qū)間時(shí)，才能較好地符合經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)。

根據(jù)空間效應(yīng)的實(shí)證分析結(jié)果建議，一是考慮省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向空間相關(guān)性(高高集聚或低低集聚)，各省之間在發(fā)展經(jīng)濟(jì)方面可以相互學(xué)習(xí)，尤其向經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快的省份學(xué)習(xí)，發(fā)揮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向空間溢出效應(yīng)。二是考慮非線性的空間效應(yīng)模型結(jié)果顯示，政府行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為倒U型，應(yīng)該盡量將政府行政成本控制在拐點(diǎn)之前，使政府行政成本更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

根據(jù)門檻效應(yīng)的實(shí)證分析結(jié)果建議，政府行政成本是政府履行職責(zé)過(guò)程中必需的支出，面對(duì)不同省份的不同經(jīng)濟(jì)情況，政府行政成本不是越低越好，不能過(guò)度壓縮政府行政成本，而應(yīng)結(jié)合各省的具體情況，將政府行政成本控制在合理區(qū)間，優(yōu)化地方行政成本支出結(jié)構(gòu)，規(guī)范支出方式，實(shí)現(xiàn)行政成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最大程度的正向作用。政府行政成本低于第一門檻的省份均為西部省份，經(jīng)濟(jì)處于較不發(fā)達(dá)階段，政府行政成本較低，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不明顯；政府行政成本介于第一門檻和第二門檻之間的省份多為中部省份，正處于經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展階段，此時(shí)增加行政成本能夠有效開(kāi)發(fā)社會(huì)資源，增加居民收入，促進(jìn)整體區(qū)域的發(fā)展；大部分省份的行政成本大于第二門檻值的，多為經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的東部沿海城市，社會(huì)相關(guān)設(shè)施較為完善，行政成本更多地屬于轉(zhuǎn)移性支出，并且這些城市有著較高的財(cái)政收入能夠維持較高的行政成本，處于經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的階段，經(jīng)濟(jì)增速更多靠生產(chǎn)率的提高，因此增速降低。