中国财政供养人口规模膨胀的影响因素与结构偏向.pdf

2 0 1 2年第 1 期总第 1 5 9期 2 0 1 2年 1 月 NO 1，2 01 2 J a n 2 0 1 2 公共经济 中国财政供养人 口规模膨胀的 影响因素与结构偏向 陈宇峰钟辉 勇 内容提 要：文章运用 中国财政供 养总人 口与行政、事业部 分的分列供养人 173 的省级 面板数据，通过 动态面板模 型和 系统 G MM估计方 法，考察 了中国财政供 养人 口规模 的影响 因素。研 究表 明，经济 发展 水平、人均本级财政收入、公共服 务需 求对整体财政供 养人 口规 模有 正的影响，而人 口规模、人均转移支付 和对 外开放程度 的增加对整体财政供养人 口规模会 有抑制作 用。同时，地 方政 府 内 在的行为动机 可能会造 成行政部分财 政供养人 口规模 的过 度膨胀 和事业 部分财政供 养人 口规模 的相对下降。关键词：财政供养人 口 规模 膨胀影响因素转移 支付 中图分类 号：F 0 6 文献标识码：A 文章编 号：1 0 0 3 3 9 4 7(2 0 1 2)O 1 O 2 2 1 3 一、引 言 随着行政体制改革的不断深化，财政供养人 口规模 问题引起了学术界和政府部门的关注，关注的焦点集中在相对于现有 的经济发展水平和公共服务需求而言，中国以财政供养人 口规 模衡量的政府规模是否过大，财政供养人 13规模增长速度是否过快。一些研究认为，就经济 发展现状和公共服务需求水平而言，中国财政供养人 口规模较大，而且有过快增长之势(Wo r l d B a n k，2 0 0 2；陈锡文，2 0 0 2；袁飞等，2 0 0 8)。如图 1所示，我国的财政供养率 由 1 9 9 8年的 3 2 1 迅速扩充至 2 0 0 7年的 2 7 5，尤其是在 2 0 0 4年之后财政供养率有过快膨胀的趋势。另一些 文献通过发达国家和发展中国家的跨国比较发现，中国在财政供养人 口规模方面的主要问题 作者简 介：陈宇峰，浙江工商大学经济学院教授。钟辉勇，浙江工商大学经济学院研究生。基金项 目：教 育 部 人 文社 科 基 金 应 急项 目(项 目编 号：2 0 0 9 J Y J R 0 2 0)、中 国 博 士 后 科 学 基 金 特 别 资 助(项 目编 号：2 0 1 1 0 4 2 0 2)。财政供养人 口是一个比公务员包含范围更为宽泛 的概念。在这 里，财政供养人员是指 由财政来 支付个人 收入以及 办公费用 的人员(不含优抚人员)，包括行政部分财政供养人 口和事业部 分财政供养人 口两 个部分。其 中，行政部 分的财政 供 养人 员，主要供职于党委、人大、政府、政法机关、政协、民主党派及群众 团体等行政机构，包 括在职人 员和离退休人 员；而 事业部分 的财政供养人员，主要供职于教育、科技、文化、卫生、体育、新 闻出版等公共 服务领域，包括在职人员 和离退休人员(程文浩、卢大鹏，2 0 1 0)。财政供养率是指个国家或地 区的总人 口与其政府财政供养人员的数量之比。公共经济 陈宇峰 等：中 国财政供养人 口规模膨胀的影响因素与结 构偏 向 2 3 不在于过大的绝对规模，而是“财政供养人 口的比例和结构不合理”、“运行性过剩”等问题(朱 光磊、张东波，2 0 0 3；孙涛，2 0 0 8；程文浩、卢大鹏，2 0 1 0)。也就是说，对于中国 目前财政供养人 口规模不断膨胀这一客观事实，究竟是哪些因素导致财政供养人 口规模的不断膨胀，无论是在 理论逻辑上还是在经验证据上都没有很好地给予阐述。1 9 9 8 1 9 99 2O 0 o 2 01 1 2 0O 2 20 o 3 2 0 0 4 20 0 5 2 0 0 6 2 0 0 7 资料来源：财政 部国库司、预算司编，地方财政统计资料(1 9 9 8 2 0 0 7)。图 1：1 9 9 82 0 0 7年 中国财政供养率与行政、事业部分财政供养率的变动趋势 在前五次机构改革 中，改革力度最大的要数 1 9 9 8年的机构改革：不仅精简力度史无前例，而且在组织机构设置上也有 了一些新突破。从 1 9 9 8年到 2 0 0 2年，国务院组成部门由4 0个减 少到 2 9个，部 门内没司局机构减少 2 0 0多个；省级政府机构设置平均 由 5 5个减少到 4 O个，市、地级政府机构平均 由4 5个减少到 3 5个，县级政府机构由平均 2 8个减少到 1 8个。在人员 编制方面，党 中央及省级党委各 部门精简 2 0 ，国务院各部 门精 简 4 7 5 ，省级政 府精简 4 8 2 ，市县乡各级党政群机关精简 1 9 4。图 1所示，行政部分财政供养率 由 1 9 9 8年的 8 4 5增加到 2 0 0 2年的最低水平 1 4 3 1，但随后又开始急速下降，到 2 0 0 7年已减少到 了 9 7 4，基本恢复到改革前的水平。政府机构设置和人员编制始终摆脱不了“精简一膨胀一再精简一 再膨 胀”的恶 性循 环。自改革开放以来，为了实现一个合理的财政供养人 口规模，中央政府 已先后在 1 9 8 2年、1 9 8 8年、1 9 9 3年、1 9 19 8年、2 0 0 3年和 2 0 0 8年进行了六次大规模的机构改革，力图压缩财政供 养人 口规模，并优化其结构。在前五次机构改革中，我国已初步建立了以间接手段为主的调控 体系框架；政企逐步分开；政府对微观经济的干预大大减少；市场在资源配置上的基础作用 日 益明显。然而，政府职能转变仍不到位，明显存在着越位、错位 和缺位问题，例如政企 不分、政事不分、政社不分的现象屡见不鲜，一些地方政府热衷于经济项 目投资，片面强调 G D P增长 参见中国新 闻网，h t t p：w w w c h i n a n e w s e o m 2 0 0 21 0 2 5 2 6 2 3 6 4 4 3 h t m|。由于 2 0 0 8年机构改革效果还没有完全显现，再加上数据的不 可获取性，这里暂不讨论 2 0 0 8年大部门制改革。洳 2 4 经济社会体制 比较(双月刊)2 0 1 2年第 1 期 速度，而忽视社会 的管理职能和必要的公共服务(周天勇，2 0 0 8)。中央政府在努力推进政府机构改革 的同时，还积极推进事业单位的机构改革。1 9 9 3年，中央政府在 关于党政机构改革的方案 和 关于党政机构改革方案的实施意见 中明确提出，事业单位改革的方向是实行政事分开，推进事业单位的社会化。1 9 9 6年，国家颁布的中央机 构编制委员会关于事业单位改革若干问题 的意见，这是 中央政府就事业单位改革下发 的第 一个专门文件。在这一专门文件中，明确提出了事业单位改革的指导思想和 目标，以及事业单 位改革的具体措施。1 9 9 8年，中央政府制定和实施 了 关于调整撤并部 门所属学校管理体制 的决定、民办非企业单位登记管理暂行条例 和 事业单位登记管理暂行条例，并对科研、教育、卫生等事业单位进行 了分类改革。2 0 0 7年，再次制定 关于深化行政管理体制改革 的意 见，对深化事业单位改革 提出了具体要求，明确“按照政事分开、事 企分开和管办分离的原 则，对现有事业单位分三类进行改革”(王澜 明，2 0 1 0)。到 2 0 1 1年，中央政府确定事业单位改 革时间表，并决定分类推进事业单位改革：对承担行政职能 的，逐步将其行政职能划为行政机 构或转为行政机构；对从事生产经营活动的，逐步将其转为企业；对从事公益服务的，继续将其 保留在事业单位序列，强化其公益属性。虽然 中央政府一直在推进事业单位改革，但事业部分 财政供养率却仍然在不断减少。如图 1 所示，事业部分财政供养率依然从 1 9 9 8年的5 1 7 快 速下降至 2 0 0 7年的 3 8 3。既有文献对中国财政供养人 口规模膨胀原 因的解释，主要有柏思德(B r o c l s g a a r d，2 0 0 2)的“政党控制”(p a r t y c o n t r o 1)、朱光磊(2 0 0 3)、孙涛(2 0 0 8)、程文浩和卢大鹏(2 0 1 0)的“比例、结 构不合理和运行性过剩”、彭斯(2 0 0 3)的“维持政治任免权和社会稳定”、岳经纶、朱国斌(N g o k a n d Z h u，2 0 0 7)的“中国政治体制的威权特征”等。这些文献往往强调 了影响中国财政供养人 口规模膨胀的某一个方面，而可能忽视了其它影响财政供养人口规模的重要因素。在经验研究方面，只有较少的文献讨论过中国财政供养人 口规模膨胀的影响因素以及相 互的关联性。张光(2 0 0 8 a)通过对 2 0 0 6年各省的截面数据分析研究“官民比”省际差异 的原 因，认为各省县行政区划规模、经济发展水平、对财政转移支付 的依赖程度以及计划经济时代 的遗产是决定“官民比”省际差异 的主要 因素。张光(2 0 0 8 b)对 1 9 7 82 0 0 6年 中国公务员规 模的时间序列数据研究发现，财政支出规模、行政机构的编制改革、人 口增长、市场化等因素是 影响公务员规模变动的主要 因素。袁飞、陶然等(2 0 0 8)利用中国 1 9 9 42 0 0 3年县级面板数据 和工具变量方法，在控制相关解释变量基础上，从实证角度确立了转移支付增加与财政供养人 口规模膨胀之间的因果关系。范子英、张军(2 0 1 0)利用 1 9 9 5 2 0 0 7年的省级面板数据发现，转移支付相对于本级财政收入，具有非常强的“粘纸效应”。本文将考察影响整体财政供养人 口和分列的行政与事业部分财政供养人 口的因素，其结 构安排如下：第二节在简要 回顾理论文献 的基础上讨论财政供养人 口规模的决定因素，并给出 可供检验的理论假说；第三节讨论本文所使用的计量模型、估计方法和数据来源；第 四节汇报 回归结果和进一步讨论；第五节是本文的主要结论，并给出相关政策建议。二、财政供养人 口规模的决定 因素：理论和假 设检 验“财政供养人员”与“国家公务员”、“党政干部”和“政府雇员”这三个概念在同类 文献 中 经常出现，但各概念之间包含的内容区别较大。为了讨论的方便起见，有必要先对这些概念做 公共经济 陈宇峰 等：中国财政供 养人 口规模膨胀 的影响因素与结构偏 向 2 5 出相应 的界定：(1)国家公务员：在 2 0 0 6年 1月 1日施行 的 中华人 民共 和国公务员法 中规 定，公务员是指依i 去履行公职、纳入国家行政编制、由国家财政负担工资福利 的工作人员。在 这三类特征中，“纳入 国家行政编制”是其核心特征。只要纳入 国家行政编制 的工作人员，一 般来说就要依法履行公职，由国家财政负担工资福利。但现行中国的国家行政编制不是由法 律确定的，而是通过部 门“三定规定”(定职责、定机构、定编制)来明确。行政编制 多少 的确 定，往往沿袭传统的方法，甚至带有部门与编办部 门讨价还价的色彩(周天勇等，2 0 0 8)。(2)党政干部：“干部”一词在中国基本上是一个身份概念，多年以来是指所有政府人事部 门管理 的脑力劳动者。而其 中的党派专职干部、国家公务员和社会团体专职干部，又习惯称之为“党 政干部”，其余的是属于“专业技术干部”(朱光磊、张东波，2 0 0 3)。(3)政府雇员：主要指政府 与各类公共事业单位的雇佣人员。西方“政府雇员”的范围与中国财政供养人员范围大致相 当，但存在两个重要区别：一是中国的财政供养人员包括行政部 门和事业单位的离退休人员，而西方的政府雇员一般不包括此类人员；二是西方国家的政府雇员一般包含军队，而财政供养 人员概念一般不包含军队(程文浩、卢大鹏，2 0 1 0)。根据已有文献和对现实的观察，我们可大致总结出以下几类各地区财政供养人 口规模的 可能影响因素，包括经济发展水平、规模经济、地方政府的财政能力、贸易开放度、民营化水平 和公共服务需求等。我们的第一个猜想是地 区财政供养人 口会 随着经济发展 水平 的提 高而增加。瓦格 内(1 8 9 3)通过对 1 9世纪部分欧 洲国家、美国和 日本 的工业化和公共部 门的情况考察后，提 出“经济发展水平与公共部 门规模之间存在正相关关系”的这一著名命题，伯德(B i r d，1 9 7 1)将其 总结为“瓦格纳(wa g n e r)法则”。关于“瓦格纳法则”，目前 还没有得 出比较统一的结论。自 改革开放以来，中国的国民收入水平得到了极大的提高，人均名义 G D P从 1 9 9 8年的 6 7 9 6元 增长到 2 0 0 7年的 2 0 1 6 9元。转型经济的持续高速增长所引起 的社会剧烈变革促使政府扩张 其职能来维护国民经济的正常发展，从而导致财政供养人 15规模的不断扩张。因此，第一个猜 想是财政供养人 口会随着经济发展水平的提高而增加。财政供养的最终 目的是为了满足广大人民群众的物质和精神需求，一个 国家或地 区的人 口规模越大，其公共产品和公共服务 的需求就越多。中国虽然成功控制了人 口增速，但人 口的 绝对数量仍在不断增加。在 1 9 9 8 2 0 0 7年 间，中国总人 口由 1 2 4 8亿增加到 1 3 2 1 亿，社会 就业人 15由7 0 6亿增加到 7 7亿。人 15规模尤其是就业人 口规模 的扩大不仅意味 着社会对于公共产 品和公共服务 的总体需求增加，而且也提高了政府履行经济调节、市场监 管、公共管理和社会服务等职能的难度，使得政府不得不需要通过增加财政供养人 口来满足 日 益增长的现实需求(程文浩、卢大鹏，2 0 1 0)。而财政供养人 口规模是否存 在规模经济在实证研究 中有不同的结论(N o e l l，1 9 7 4；K a s a r d a，1 9 7 4)。在针对中国公 共部 门规模 是否 存在规 模 经济 的研究 中，张光(2 0 0 8 a)、袁 飞等(2 0 0 8)、吴等(Wu e t a 1 ，2 0 1 0)的研究均发现规模经济理论 的确适用于中国公共部 门规模。同时，他们还认为，中国大多数财政供养人员都服务于县 和县 以下政府及其财政供养单位。根据 2 0 0 2年财政部编写的 地市县财政统计资料 显示，2 0 0 1年中国地市 县财 政供养人 员，不包括离退 休人员(共 计 3 0 1 0 6万)而 由县和县以下财 政供养人员就有 2 7 1 2 2万之多，占9 0 0 9 。2 6 经济社会体制 比较(双月刊)2 0 1 2年第 1期 基于上述考虑，本文利用县均人 口而非地区总人 口来考察规模经济理论的适用性。本文的第 二个猜想是财政供养人 口会随着县均人 口规模的增加而下降。早期的公共财政理论认为，影响公共部 门规模 的主要因素是政府所拥有的财政收入，而收 入的结构本身并没有起作用。也就是说，地方政府将上级的转移支付和本地税收收入都作为 财政收入同等对待。这样，那些获得转移支付的省份会同时降低实际税率。因而公共部门规 模并不会因为财政收入的结构而发生变化(B r a d f o r dO a t e s，1 9 7 1)。但实证研究表明，本地税 收收入和转移支付对政府规模的影响有显著差异，本地财政收入每增长 1 美元，财政支 出仅增 长 0 0 2 0 0 5美元，而相同的财政转移支付却使得财政支出增长幅度达到 0 2 51 美元。即 在其它条件相同的情况下，转移支付 比本级财政收入更易引起政府规模的扩张，这一现象被称 为“粘纸效应”(Hi n e s&T h a l e r，1 9 9 5；B r e n n a n&P i n c u s，1 9 9 6)。目前，关于“粘纸效应”的研究基本上都停 留在发 达国家，而关 于中国是否存在“粘纸效 应”的实证研究较少。范子英和张军(2 0 1 0)利用中国省级数据研究表明，中国存在非常强的 粘纸效应：人均财政转移支付每增加 1 万元，会使每万人的机关人数增加 6 2人，而本地财政收 入相同增幅所带来的效应仅为 0 0 3 7人。但他们研究 的是党政机关部分财政供养人 13存在“粘纸效应”，并没有继续考察财政供养人 口这个整体和事业部分财政供养人 口是 否也存 在“粘纸效应”。本文将在范子英和张军(2 0 1 0)基础上，进一步考察在现有的收入端集权而支出 端分权的政府间财政体制下，本级财政收入和转移支付对财政供养人 口规模的影响，以此来验 证中国是否存在“粘纸效应”。关于贸易开放度与财政供养人 口规模之间的关系，传统 的观点认为小政府是与更为开放 的经济相联系的。在当今高度一体化的全球经济中，政府对于经济的干预是低效率的，干预政 策降低了一国在全球市场上的竞争力。所 以，贸易开放度和公共部 门规模之 间的关 系是负相 关的。而相反的观点则认为，一国的经济越是开放，那么来 自外部 的风险就越大，不可控 的因 素也就越大。政府为了抵御外部风险的冲击，必须采取各种方式集中更多的资源，为那些在开 放中的利 益受损者提供更 多的社会保 障、福利支出和就业培训，从而迫使政府扩张其规模(R o d r i k，1 9 9 8，2 0 0 0；杨灿明、孙群力，2 0 0 8)。很显然，中国目前正处于一个转 型的关键时期。中国的对外贸易在经历 了显著的自由化之后，行政垄断和政府管制的程度大为降低。伴随 中 国加入世贸组织 的进程，为了提高办事效率，政府进一步放松了贸易管制，在关税减让、取消数 量限制和增加贸易透明度方面采取了积极的应对措施，使得 贸易过程 中政府的寻租空间大大 减少，这会引起财政供养人 口规模的下降。由于中国经济的转型特征更为明显，我们猜想财政 供养人 口会随着贸易开放度的上升而减少。另外，我们也考察 了民营化程度与财政供养人 口规模之间的关系。中国的市场化改革，从 国家几乎垄断着经济的全部重要资源这种总体性支配方式到从农村到城市 的渐进式改革，最 终实现从计划体制向市场体制的转变(渠敬东等，2 0 0 9)。从最初无所不包 的大政府 向小政 府、大社会转变的这一趋势会减少财政供养人 口规模，但同时由于市场化程度的加深，经济活 动的频繁和负外部性等因素需要加强政府对经济的干预，从而也会增加财政供养人 口规模。因此，市场化改革对财政供养人 口规模的影响并不确定。最后，我们还考察了公共服务需求对财政供养人 口规模的影响。从宪政层面讲，国家存在 的主要 目的是向公 民和纳税人提供公共服务。而近年来，建设服务型政府也 已成为政府和社 公共经济 陈宇 峰 等：中国财政供养人 E l 规模膨胀的影响因素与结构偏向 2 7 会的普遍共识(张光，2 0 0 8 a)。儿童和老年人的公共服务需求是公共服务需求 中最为重要 的 环节。马丁(Ma r t i n，1 9 8 2)的研究认为，总抚养 比与政府规模之间存在正相关关系。另外，城 市化率的提高也会增加对公共服务的需求，进而需要增加财政供养人 口。为此，我们猜想总抚 养比和城市化率的提高可能会增加财政供养人 口规模。三、计 量模 型设 定 与数 据 说 明 首先考 虑 如下静 态 面板数据 模 型：Y“=O+Z f 卢+7 7 f+占 n 其中，i 代表省，t 代表时间。模型中的被解释变量 y 是第 i 个省第 t 年的万人财政供养人 口；是常数项，是 回归系数，z 是解释变量，包括经济发展水平、规模经济、财政能力、贸易 开放度、民营化程度、公共服务需求等诸多因素。经济发展水平用人均 G D P来衡量；规模经济 用县均人 口来衡量；财政能力用本级财政收入和上级财政转移支付衡量；贸易开放度用进出口 贸易 占 G D P比重来衡量；民营化程度用非国有单位职工人数 占职工总数的比重来衡量；公共 服务需求用总抚养比和城市化率来衡量。此外，各地区都有许 多特有的并且是 随时间不变的 因素也影响着各地区财政供养人 口的变化，这些因素我们同样无法观测。这里，我们用省非观 测效应 r 来控制；最后，为扰动项。在上述 回归方程中，一个可能的问题是 内生性。本文关注的是经济发展水平、财政能力、民营化水平等解释变量对财政供养人 口规模的影响，但财政供养人 口规模 同时可能会影响经 济发展水平、财政能力和民营化水平。另外，静态面板数据模型隐含地假设财政供养人 口规模 会随着各解释变量的变动而即时完全地变动，两者之间不存在滞后效应。事实上，任何经济因 素变化本身都有一定的惯性，前一期结果往往对后一期结果有一定影响。财政供养人 口规模 很可能存在滞后效应，其原因则在于以下两个方面：首先，财政供养人 口包含行政部分和事业 部分的财政供养人 口两个部分，而无论是行政部分还是事业部分的财政供养人 E l，其变化都存 在一定的滞后性；其次，影响财政供养人 口规模的诸多因素，比如民营化水平，其调整也是缓慢 的，而财政供养人 口规模对这些经济因素的敏感程度在一定程度上也决定着财政供养人 口变 化的滞后效应。因此，引入动态模型滞后项可以较好地控制这些因素。鉴 于上述 考虑，本 文引入 如下 动态调 整模 型：Y“=O d+“一 l+Z。fp+“其中，Y 是被解释变量 Y 的一阶滞后项，调整系数 6刻画了上一期财政供养人 口规模 的 大小对本期财政供：养人 口规模 的影响，不仅衡量了行政部分和事业部分财政供养人 口的调整 速度，也反映了财政供养人 口规模对某些经济因素的敏感程度。对于上述动态面板模型来说，由于存在内生性问题，随机效应估计量和固定效应估计量都 是有偏的，因而必须借助工具变量进行估计。阿雷拉诺和邦特(1 9 9 1)提 出可 以用差分 G MM (D i f f e r e n c e G MM)进行估计，而阿雷拉诺 和博 瓦(A r e l l a n o a n d B o v e r，1 9 9 5)、布兰德尔和邦特 中国经济转 型的重要特征之一是非国有经 济，尤其是私营经济发展比其它计划经济 国家快，速度通过就业人 口的增 加而凸显 出来，通常可 以采用非国有就业人 口的比重来测量非 国有部 门的大小。非 国有部 门就业 人 H比重越 高的地 区，那 么其市场化程度也就越高(沙安文等，2 0 0 6)。2 8 经济社会体制 比较(双月 刊)2 0 1 2年第 1期(B l u n d e l l a n d B o n d，1 9 9 8)则进一步将差分 G M M与水平 G MM结合在一起，将差分方程与水平 方程作为一个方程系统进行 G MM估计，称为系统 G MM(S y s t e m G MM)。相对于系统 G M M，差 分 G MM存在一些应用上的不足：首先，它不仅在差 分时去掉了不能观测的地区特定变量，也 同时去掉了不随时间变化的解释变量；其次，其估计量并不一定有效，小样本的情况更为明显。由于系统 G MM估计能够同时利用差分方程和水平方程 的信息，工具变量有效性一般情况下 会更强。因此，相对而言，系统 G MM更为有效。本文接下去也将采用系统 G MM对动态 面板 模型进行相应的分析。另外，邦特(2 0 0 2)认为，G MM估 计的一致性取决于工具变量的有效 性，两个识别检验是必要的：一个是 S a r g a n检验，主要用于判断是否存在过度识别约束，零假 设表明模型中工具变量的选取是有效的；另一个是差分误差项 的序列相关检验，一阶序列相关 同时二 阶序 列不相 关表 明结果 可 以接受。本文所使用的数据是从 1 9 9 8年到 2 0 0 7年间中国 3 0个省、自治区和直辖市的面板数据。这套数据有以下几个来源：各省财政供养人 口规模 的数据来源于 1 9 9 8 2 0 0 7年度财政部国库 司、预算司编的 地方财政统计资料；相关社会经济指标来源于各年的国家统计年鉴、中国 财政统计年鉴、新 中国 6 0年统计资料 汇编 以及各省 的统计年鉴，所有 的货币单位均根据 中国统计年鉴 折算为 1 9 9 8年元。表 1给出了主要变量的统计特征描述。由表 1可知，各变 量的标准差均较大，说明省际的差异性较大。表 1：主要 变量 的统计描 述 变量定义 样本数 均值 标准差 最小值 最大值 万人财政供养 人 口(人)3 0 0 3 7 3 2 0 8 3 8 1 2 2 9 4 1 6 3 0 4 8 行政万人财政供养人 口(人)3 o 0 8 8 4 9 3 8 1 7 4 5 3 3 3 9 0 4 6 事业万人财政供 养人 口(人)3 0 0 2 8 4 7 1 7 3 6 1 7 7 8 0 4 5 5 5 4 人均 G D P(万元)3 0 0 O 8 1 0 5 5 0 2 3 2 8 1 县均人 口(万人)3 0 0 4 6 8 4 l 8 3 0 1 1 7 0 9 7 7 9 人均本级财政收入(元)3 0 0 1 0 1 1 9 0 1 2 9 6 1 2 1 7 8 6 3 9 9 1 6 6 2 人均转移支付(元)3 0 0 7 0 9 8 3 5 0 1 3 3 1 2 3 9 2 3 6 2 8 1 9 贸易开放度()3 0 0 3 1 2 2 4 0 6 2 2 7 0 1 7 2 2 2 民营化程度()3 0 0 3 3 3 7 l 2 6 7 1 2 0 0 7 1 3 0 总抚养比()3 0 0 4 1 2 9 7 2 9 2 4 7 2 5 7 5 8 城市化率()3 0 0 3 2 8 9 1 5 6 6 1 4 2 5 8 6 8 1 注：所有货币单位均根据 中国统计年鉴 折算为 1 9 9 8年元。四、实证 结果与分析 本节首先报告基本 回归结果，得到经济发展水平、规模经济、财政能力、贸易开放度、民营 西 藏由于数据缺失的原因，不包含在内。在财政部编写的 地 方财政统计资料 中，关于总财政供养人 口规模 的数据分为两个部分：一部分是行政部分的财政 供养人口规模，另一部分是事业部分 的财政供养人 口规模；在行政 部分和事业部分 的财政供 养人 口规模 中又分别 由财政预 算补助开支人 数和 自收 自支单位人数两个部分组成。由于 自收 自支单位人数不属于本 文所定义 的财政供养 人 口范 围，因此 本文只计算 了其 中由财政预算提供开支 的人数。公共经济 陈宇峰 等：中国财政供养人 口规模膨胀 的影 响因素与结构偏 向 2 9 化水平和公共服务需求对财政供养人 口规模 的影响。然后，在此基础上，进一步分析这些解释 变量对行政部分和事业部分财政供养人 口规模的影响。(一)基 本 回归结 果 具体的估计结果如表 2所示，模型(1)一(3)报告逐步添加解释变量 的万人财政供养人 口 规模的回归结果。由表 2不难发现，这三个 回归结果基本上是一致的。表 2：基 本的 回归 结果 被解释变量：万人财政供养人 口 解释变量 模 型(1)模 型(2)模 型(3)0 8 4 6 08 6 8 0 7 86 I 万人 财政供养人 口 (00 2 2)(0 0 2 5)(0 0 1 6)2 5 3 8 2 4 8 5 1 9 8 1 人均 G D P (2 7 1 1)(2 6 6 9)(3 2 2 7)一0 8 6 5 一 0 6 9 7 一 0 9 4 7 规模 经：齐 (0 1 0 9)(0 1 2 7)(0 1 5 8)0 0 0 8 0 0 0 8 0 0 0 8 本级人均财政收入(0 0 0 0)(0 0 0 0)(0 0 0 0)一0 0 0 3 一 0 0 0 3 一 0 0 0 3 人 均转 移：莛付(0 0 0 1)(0 0 0 1)(0 0 0 1)一0 2 4 4 一 0 2 7 7 一 0 3 3 5 贸易开放度(0 0 2 3)(0 0 2 3)(0 3 2 2)一O 1 3 0 一 0 1 1 0 一 0 0 0 6 民营化(0 0 8 4)(0 0 8 5)(0 0 8 0)O 1 9 8 0 3 5 0 总抚养 比 (0 1 1 5)(0 1 0 5)0 6 8 6 城市化率(0 2 0 1)8 6 8 2 6 3 2 7 8 0 3 2 常数项(1 0 9 1)(1 6 4 1)(1 2 9 2)A R(I)检验 一2 5 0 6 一2 4 2 0。一 2 3 6 5 A R(2)检验 一1 0 2 4 1 O 0 1 0 9 6 6 S a r g a n 检 验 2 3 0 8 8 2 2 2 9 3 2 2 5 2 9 N 27 O 27 0 2 7 0 注：括号里的数字为标准差。代表在 1 0 的水平 上显 著，一 代表 在 5 的水平上显著，代表在 1 的 水平上显著。由于系统 G MM估计量的一致性有一个重要的前提，即一 阶差分以后的扰动项不存在二 阶序列相关，但一阶序列相关是允许 的。对此，本文则用阿雷拉诺和邦特(1 9 9 1)提供 的检验 本文所有的估计结果 均使用 S t a t a l 2软件进行分析。3 0 经济社会体制 比较(双月 刊)2 o 1 2年第 1 期 方法对一阶和二阶序列相关进行检验。从表 2中的检验结果可看 出，一阶差分后的扰动项存 在一阶序列相关，但不存在二阶序列相关。因此，系统 G MM估计量是一致 的。同时，我们通 过 S a r g a n检验考察工具变量的有效性，S a r g a n检验的原假设为所选工具变量是有效 的。从表 2的结果可看出，S a r g a n检验不能拒绝原假设，即系统 G MM估计是有效 的。从模型(3)可以看出，万人财政供养人 口的一阶滞后项系数达到 0 7 8 6，且在 1 水平上显 著。上期万人财政供养人 口增加 1 0人，会导致本期万人财政供养人 口增加 7 8 6人，这说明财 政供养人 口规模的变化是缓慢 的，符合本文之前所给出的理论预期。同时，人均 G D P的系数 为 1 9 8 1，在 1 水平上显著，人均 G D P增加 1万元，会 引起每万人财政供养人 口增加 1 9 8 1 人，这一结论验证了瓦格纳法则在 中国的适用性。同时，规模 经济 的系数显著为负，达到 一 0 9 4 7。也就是说，县均人 口每增加 1 万人，会使每万人财政供养人 口减少 0 9 4 7人，即财政供 养人 口规模在中国的县级层面的确存在规模经济，与袁飞等(2 0 0 8)、张光(2 0 0 8 a、2 0 0 8 b)、吴 等(Wu e t a 1 ，2 0 1 0)等人 的研究 发现基 本一 致。再 比较本级人均财政收入和人均转移支付 的系数，我们 可看 出人均本级财政收入系数 为 0 0 0 8，在 1 水平上显著；与此同时，人均转移支付的系数为 一 0 0 0 3，在 1 水平下显著。人均财政收人每增加 1万元，会使每万人财政供养人 口增加 8 O人，而人均财政转移支付每增 加 1万元，却会使每万人财政供养人口减少 3 0人。人均财政转移支付 的增加并未引起万人财 政供养人 口增加，这说明“粘纸效应”在整体的财政供养人 口规模上并不存在。而贸 易开放 度 的系数显 著为负，达 到 一 0 3 3 5，这 表 明 中 国的对 外 贸易在 经 历 了显 著 的 自 由化之后，行政垄断和政府管制的程度大为降低。同时，伴随中国加入世贸组织，地方政府也 进一步放松了贸易管制，这些因素引起了财政供养人 E l 规模的减少。而 民营化程度的系数为 一0 0 0 6，但并不显著，说明市场化改革还未能从整体上降低财政供养人 口规模。最后，总抚养 比和城市化率的系数都显著为正，分别 为 0 3 5和 0 6 8 6，城市化率系数为总抚养比系数的两 倍，这意味着财政供养人 口的增加的确反映了公众对于公共服务需求的增加，并且对城市化率 的提高相对于总抚养 比的增加更为敏感。(二)行政 与事业 部分财 政供 养人 口的 回归结 果 上一部分已讨论 了对整体的万人财政供养人 口规模的回归结果，接下去将在此基础上进 一步报告分列的行政与事业部分万人财政供养人 口的回归结果，具体 回归结果见表 3。其 中，模型(4)模型(6)报告行政部分每万人财政供养人 口的 回归结果，模型(7)模型(9)报告 事业部分每万人财政供养人 口的回归结果。由模型(6)可看出，一阶差分后的扰动项存在一 阶序列相关，但不存在二阶序列相关，即 系统 G M M估计量是一致的。同时，S a r g a n检验不能拒绝原假设，所选工具变量是有效 的。因 此，系统 G MM估计也是有效 的。行政部分万人财政供养人 口的一阶滞后项系数为 0 1 0 4，在 1 的水平显著；而人均 G D P每增加 1万元，会引起每万人行政部分万人财政供养人 口增 加 8 5 0 9人；规模经济也显著为负，为 一 0 7 2 1，即县均人 口每增加 1万人，会 引起每万人行 政财 政供养人 口减少 0 7 2 1 人。中国的转移支付包括税 收返还、财力性转移支付 和专项转移支付三个部分。但 由于细分数据获取 的困难，本文 只考 虑了转移支付整体对财政供养人 口规模的影响。公 共经济 陈字峰 等：中国财政供养人 口规模膨胀 的影 响因素 与结构偏 向 3 1 表 3：行政与事业部分财政供养人 口的回归结果 被解释变量：行政 部分 万人 财政 供养人 口 被解 释变量：事业部分万人财政供养人 口 解释变量 模 型(4)模 型(5)模 型(6)模 型(7)模 型(8)模 型(9)L|行政 部分 万 0 0 9 4 0 1 0 0 0 1 0 4 人财政供养 人 口 (0。0 1 2)(0，叭3)(0 叭5)L 事业部分 万 0 4 2 4 0 4 0 1 0 3 5 7 人 财政 供养 人 口 (0 0 2 4)(0 0 2 1)(0 0 2 6)1 5 9 5 1 1 7 1 8 5 0 9 8 7，2 8 8 5 8 4 5 4 7 8 人均 G D P (1 5 6 0)(2 0 5 9)(2 2 3 9)(4 3 4 3)(5 2 4 8)(1 0 4 6)一lD 8 4 2 一 0 7 4 4 一 0 7 2 1 一 2 0 4 4 一1 9 5 6 一 2 2 1 7 规模经济(0 0 3 0)(0 0 7 0)(0 0 3 0 5)(0 1 8 5)(0 1 9 3)(0 2 1 2)本级人均 0 0 0 5 0 0 0 5 0 0 0 5 0 0 0 4 0 0 0 4 0 0 0 3 财政收入(0 0 0 0)(0 0 0 0)(0 0 0 0)(0 0 0 1)(0 0 0 1)(0 0 0 1)0 0 1 7 0 0 1 7 0 0 1 7 一 0 0 1 2 一 0 0 1 2 一 0 O 1 5 人均转移支付(0 0 0 1)(0 0 0 1)(0 O 0 1)(0 0 0 1)(0 0 0 2)(0 0 0 2)一0 0 9 l 一 0 0 6 8 一 0 0 5 7 一 0 2 5 3 一 0 2 5 7 一 0 3 9 4 贸易开放 度(0 0 0 7)(0 0 0 9)(0 0 0 9)(0 0 3 1)(0 0 2 0)(0 0 3 1)0 3 6 0 0 2 8 8 0 31 4 一0 8 63 一1 061 一0 61 8 民营化(00 6 6)(0 0 8 8)(0 0 7 2)(0 1 8 4)(0 2 01)(0 2 8 1)一0 2 6 4 一 0 1 9 2 一 0 6 6 6 0 1 9 5 总抚养 比(0 0 5 1)(0 0 6 6)(0 1 5 0)(0 1 6 5)0 0 9 4 1 2 0 7 2 城市化率(0 0 8 5)(0 4 7 4)7 4 5 4 8 5 5 1 7 9 5 5 2 4 0 2 2 7 8 2 2 1 5 2 常数项(2 8 3 0)(3 41 5)(3 6 8 4)(8 4 0 3)(1 1 5 2)(1 4，5 6)A R(1)检验 一3 2 2 5 一 3 2 4 7 一 3 1 7 5 一 2 9 8 1 一3 2 1 8 一 3 2 4 3 A R(2)检验 一1 3 7 0 1 1 3 2 1 1 8 9 2 0 8 5 一 2 4 5 9 一1 4 3 5 S a