摘 要: 利用DEA 非参数技术和受限Tobit 模型， 核算财政分权改革后中国省级地方政府财政支出的相对效率， 结果显示， 中国大部分省级政府的支出都不是很有效率的， 但比较而言， 东中部地区的政府支出效率相对较高且相差不大， 西部地区与之相比则低很多。具体来看， 20 世纪80 年代地方财政包干时期， 东中部地区的支出效率呈现共同的下降趋势， 西部地区变化不大， 但在1994 年分税制改革之后， 地方政府的支出效率总体上得到了显著改善， 这主要是由东部和西部地区效率的较大提高所引起， 而中部地区支出效率相对于此前几乎没有改善。
关键词: 财政分权 财政支出效率 DEA 核算 Tobit 面板模型
本研究得到了教育部重点研究基地重大研究项目(批准号: 05JJD790076) 、上海市重点学科建设项目(项目编号: B101) 、上海市浦江人才计划和复旦大学985 国家哲学社会科学创新基地“中国经济国际竞争力研究”课题的资助， 作者表示感谢。
一、导言
中国财政体制的改革阶段大致可以描述为: 1978 —1993 年间实行的行政分权型财政包干体制取代了1978 年以前的中央集权型统收统支体制， 1994 年之后则进一步实行了中央与地方政府的分税体制。可以说， 中国的财政体制改革实际上经历的就是一个从集权到分权、从收权到放权的变化过程。在这个体制改革过程中， 中央和地方政府的收支比重发生了变化。在分税制之后， 虽然中央的财政收入比重从1993 年的22.0 %上升到1994 年的55. 7 % ， 但是地方的财政支出比重则在财政包干和分税制改革期间一直处于稳步上升的状态(从1981 年的45 %上升到2005 年的74.1 %) ， 这表明地方政府获得了不断增大的财政责任。
值得注意的是， 在地方财政权力大幅度提高的同时， 中国地区间财政支出差距却在不断扩大， 这典型地反映在各地区实际可支配预算内财政资源的人均财政支出指标上。表1 表明，1978 年各地区人均预算内财政支出的变异系数为67.9 % ， 1994 年为68.3 % ， 2005 年则上升到74.2 %， 这验证了分税制改革后地区间财政能力差距扩大的观察事实。有意思的是， 人均财力较高以及地区内财力差异程度也较高的省份主要分布在东部地区， 但是两个指标都最低的却是中部地区， 而非西部地区。对人均预算内外总支出数据进行分析， 也得出相同的结果。这种财政能力的差异不可避免地会导致地方政府之间在提供公共服务能力上的差异， 最终体现到它们的支出效率变化上。
表1中国地区间人均预算内财政支出的比较(元)
特征1978 年1994 年2005 年
东部均值108.2593.83523.7
变异系数( %)75.265.873.4
中部均值63.2268.91598.4
变异系数( %)36.534.028.4
西部均值89.2346.01977.1
变异系数( %)58.135.336.0
全国均值88.5414.92437.7
变异系数( %)67.968.374.2
资料来源: 根据《新中国55 年统计资料汇编》(北京: 中国统计出版社， 2005 年) 相关数据计算。
向地方财政的分权对中国经济的影响究竟是正面的还是负面的? 这个问题正在受到经济学家的关注。Tiebout 是第一个把竞争性市场概念引进地方政府行为分析的经济学家。他认为， 地方政府之间不断增加的竞争压力会导致公共服务趋向帕累托有效供给， 提高政府支出效率， 削减预算赤字， 防止滥用权力。Oates 认为， 地方政府具有信息优势， 能更好地代表本地区居民的偏好， 由中央向地方转移财政收入和支出权力将更有利于提高经济效率。Marlow 和Rowland 也认为， 地方政府在选择和运用公共资源方面积极参与，会在公共服务供给与不同居民的需求和偏好之间提供更好的匹配，这样的结果又会反过来使地方政府变得更加有效和民主。当然， 也有许多研究得出了相反的结论。Gordon 发现同级地方政府之间存在税收竞争和公共品竞争， 适当的集权能够发挥中央政府的规模经济优势， 避免同级财政竞争的外部性成本。Schwab 和Oates 认为， 地方公共服务的供给还依赖于地方居民的构成等其他的因素， 地方分权并不必然导致地方政府行为的有效改善。⑦ Conyer s 强调， 如果地方政府被少数利益集团控制，可能导致漠视普通居民需求、高估地方公共品供给成本、滋生腐败等问题， 因此会削弱财政分权的积极作用。Hayes 等认为， 政府支出的无效率是利益集团私利优先的结果， 他基于Niskanen 的官僚机构无效率的模型， 预测出官僚无效行为的共同结果就是过度支出。Migué和Bélanger 也认为， 官僚行为将导致支出超过事实上生产必要公共服务所需要的成本， 这将引起无效和卸责。
在研究中国转轨经验的文献里， 认为财政分权化改革促进了市场化进程和效率改善的经济学家(例如Qian 和Weingast ; Qian 和Roland ; Cao 、Qian 和Weingast 等)在理论上把地方政府间为招商引资而竞争产生的一种纳什均衡理解为财政分权的结果。他们发现， 中央政府将更多的权力转移给地方政府， 产生了类似于联邦制的地区分权制度， 地方政府为了引进私人资本(包括外资) 发展地方经济而展开激烈的竞争， 这会提高资金使用的成本， 从而有助于预算约束的硬化。Lin 和Liu 的实证研究支持了财政分权有利于经济增长的结论。张军和金煜通过省际面板数据的研究得出， 在分权的财政体系下， 地方政府的财政支出显著地提高了生产率。而另外一些经济学家的研究则认为财政分权阻碍了中国的市场化进程。例如， Young 和Poncet 的实证研究认为财政分权实际上导致了不断的市场分割， 总体上说并不利于国内统一市场的形成和增长效率的改善。陈抗等的研究认为中国的财政分权， 尤其是1994 年的分税制，使地方政府从“援助之手”变成了“掠夺之手”。l平新乔和白洁的研究则发现中国预算外支出的增长导致资金的配置效率恶化。
基于上述文献中的不同观点， 本文尝试回答两个问题。一是中国1978 年开始的财政分权改革， 特别是1994 年实行的分税制改革， 有没有提高地方政府的支出效率? 不同地区间的政府支出效率变化模式有何不同? 地区间财政支出结构和财政能力的差异对政府支出效率有影响吗?
通过把政府公共部门的行为看作一种类似生产者的行为， 我们可以利用非参数“数据包络分析” (Data Envelopment Analysis ， DEA) 方法核算出中国各省级政府公共支出的相对效率， 为回答第一个问题提供有力的证据。二是什么因素可以解释中国地方政府支出效率的差异? 本文利用受限的Tobit 随机效应面板模型来进行回归分析， 这样的分析结果对地方政府修正和制定有效的公共政策有着重要的指导意义。
本文的结构安排如下: 第二节介绍本文使用的基本方法和技术; 第三节对利用DEA 方法核算政府支出效率的文献进行综述， 并从事我们自己对中国省级政府支出效率的核算; 第四节利用随机效应Tobit 模型来寻找可能影响中国地方政府支出效率差异和变化的因素; 最后为结论。
二、方法论
使用非参数“数据包络分析”方法对地方政府的支出效率进行量化核算是有意义的， 因为核算出来的相对效率可以用来评估地方政府的支出表现和政府行为， 并使不同地方政府之间的行为进行比较成为可能; 而且， 如果核算结果显示某些地方政府支出不是有效率的， 还可以进一步地分析其原因， 这不仅对于理解地方政府的公共决策过程是有益的， 而且有助于调整公共政策和提高政府的效率。
DEA 方法首先由Farrell 提出， 经Charnes 等的工作而得以推广。该方法利用线性规划构建有效率的凸性生产前沿边界， 与此前沿相比可以识别低效率的决策单位(Decision MakingUnit ， DMU) 及其效率值大小。由于利用线性规划的运算可以避免诸如联立方程组偏差和方程设定误差等计量问题， 因而受到研究者的青睐。一般而言， 用DEA 方法可以从投入的角度也可以从产出的角度来核算技术效率。基于前一角度衡量的技术效率， 用来评估为了得到相同的产出应使用何种比例的投入才能做到投入最小; 基于后一角度的核算则有助于发现如何使相同的投入得到最大的产出。在规模报酬不变(CRS) 的假设下， 这两种方法核算出的效率水平是完全相等的; 而在可变规模报酬(VRS) 假设下， 结果则可能不同。
本文主要基于产出角度和规模报酬可变的假定来核算DEA 的效率得分。① 假设对于n 个决策单位有p 种投入和q 种产出， 对于第i 个决策单位， xi 和yi 分别为投入和产出的列向量， 则X和Y分别为(p ×n) 阶的投入矩阵和(q ×n) 阶的产出矩阵， 则第i 个决策单位的技术效率可以从如下的线性规划中获得:
Maxλδi
s. t .- δi yi + Yλ ≥0 ;xi - Xλ ≥0 ;n1′λ = 1 ;λ ≥0 (1)
在该规划中， δi 为标量， 满足δi ≥1 ， 这就是我们要核算的第i 个决策单位的技术效率。如果δi > 1 ， 决策单位没有达到效率前沿边界， 意味着该决策单位是低效率的; 而δi = 1 说明该决策单位处于前沿之上， 其生产是有效率的。λ是(n ×1) 阶常数向量， 是计算低效率决策单位位置的权重，利用该权重将低效率的决策单位映射到该生产前沿之上。n1 是n 维的单位向量， n1′λ= 1给生产前沿施加了凸性限制， 代表了可变的规模报酬假定， 去除该限制会导致可行域扩大， 这将降低有效率的决策单位的数目， 剩下的有效率的决策单位将处在规模报酬不变的产出前沿上。假定有四个决策单位A、B、C、D ， 各自使用一个投入X 生产一个产出Y。在不变规模报酬下， 最有效的单位是B ， 其与原点夹角的正切值达到最大， 为YB / XB ， 效率前沿就是直线OO ; 这时点A 、C、D 是低效率的， 例如， 相对于点B ，点D 使用了更多的投入XD ， 但是却生产出更少的产出YD 。事实上， 为了达到有效的生产， 使用XD 的投入应该生产出YI 来。因此， 我们可以用YD / YI 来衡量D 决策单位基于产出角度的效率得分。而在可变规模报酬下， 效率前沿则穿过A、B、C 三点， 这时D 点基于产出角度的技术效率则为YD / YH ， 该比值越接近于1 ， 说明技术效率越高。
在测度技术效率时， 上述标准的DEA 模型使用的只是地方政府可以随意控制其数量的可控投入， 而没有考虑地理环境等其他方面的不可控投入。而事实上， 这种地理条件和其他经济社会等不可控因素的差异在决定各地区政府产出表现和效率差异中也起着很大的作用。这些外生的因素包括经济发展水平、人口的受教育水平、开放政策、地理区位和人口统计特征，等等。
由于可控投入和不可控投入会共同对技术效率产生影响， 现有文献中通常使用两阶段分析框架来处理这个问题。第一阶段利用可控投入估计出效率得分δ^i ， 第二阶段则主要根据不可控投入变量来解释这个效率得分δ^i的分布情况。由于δ^i ≥1 ， ④ 而且有不少决策单位效率得分等于1 ， 从而使其不服从正态分布，有违最小二乘(OL S) 估计的古典假定。为了避免OL S 估计带来的偏误， 通常采用受限因变量模型(Limited Dependent Variable Model) ， 也就是Tobit 模型来对第二阶段进行估计和分析。
三、对中国省级政府支出效率的核算
(一) 数据
在现有文献里， 核算地方政府效率的研究大概可以分为两类。一是从地方政府提供的全部服务或至少若干主要服务品的角度出发， 从总体上估算地方政府的效率。在这类核算方法中，一般使用总货币性支出作为地方政府投入指标，政府产出指标包括总人口、65岁以上居民占总人口比例、领取生活补助者的数目、当地居民的平均住房面积、小学在校学生数、选民投票率、饮用水供给量、废物回收量、乡村和城市的道路长度、路灯数目、文化和体育设施、公园个数和犯罪率等等，主要采用的方法为非参数FDH和DEA方法以及随机参数方法，核算的样本包括地区和城市的截面或面板数据( 如Eeckaut 等， De Borger 等， At hanassopoulos 和Triantis ， Worthington ， Prieto和Zofio ， Balaguer2Coll等， Loikkanen和Susiluoto 以及Afonso和Fernandes ) 。另一类是评估特定公共服务部门的效率， 如固体废物回收(Burgat 和J eanrenaud lu ) 、防火(Bouckaert ) 、地方警察机构(Davis 和Hayes ) 以及公共管理( Kal seth 和Rat t so ) 等。
本文只考虑了一种投入和一种产出的情形。为了利用DEA 方法估算相对效率， 需要中国各省投入和产出的统计数据。在核算1978 —2005 年效率得分时， 选择各省的人均预算内财政支出(元/ 人) 代表各省为了提供公共服务所消费的资源， 以此作为投入变量。由于中国的财政支出中还包括了相当比例的预算外部分， 我们仍然使用相同的产出指数， 但是使用了人均预算内和预算外总支出作为投入， 以进一步进行效率核算， 由于分省的预算外收支数据从1993 年才能获得， 因此这部分核算的时间跨度为1993 —2005 年。总之， 使用人均财政支出作为投入变量， 至少保证了所有的可控投入都被包括进了本文的分析之中。而对于产出， 我们集中在各省主要公共服务引致的产出表现上。
由于直接测量地方政府的生产结果是有困难的， 我们主要利用体现政府支出功能且各省都具有的三类政府基本支出指标来代替， 即教育、医疗卫生和基础设施指标， 并给出各自的子指标。这些变量的选择基于两种假定: 一是认为对相同的公共服务具有相似需求的省份应该具有相似的产出表现( Eeckaut 等1993 年曾经做过这样的假设) ; 二是认为地方政府的表现是可以根据这些可观察的变量的变化来核算的(例如， Lovell 在1993 年做过类似的假设) 。
具体而言， 第一类政府产出指标教育( Y1 ) 分别用四个子指标来表示， 即各省高等学校、中专、普通中学和小学的教职工人数占总人口的比例。第二类医疗卫生( Y2 ) 指标用各省人均拥有的医疗床位数和医生数两个子指标来表示。第三类基础设施复合产出指标( Y3 ) 也是用四个子指标来表示， 即各省农村有效灌溉面积占总面积的比例、人均农村用电量、人均铁路公路里程和人均邮电业务量。④ 根据De Borger 等以及Afonso 等人的研究， 为了构建一个地方政府产出的综合指标， 上述所有的子指标都要消除不同单位的影响， 即除以各自的平均值， 这样正规化后的子指标的均值就为1 ; 三类产出指标则由各自正规化后的子指标简单平均而得; 而各省的政府总产出指标又由三类指标简单加权平均而得(即赋予相等的权重012) 。各省在产出表现上存在很大的差异。在教育产出表现上， 北京最好， 天津和上海紧随其后。在医疗卫生指标上仍然是北京最好， 排在第二位和第三位的则是上海和天津。
在基础设施的指标上， 排在前十位的全部是东部的省市， 其中上海高居第一位。根据前面三类代表主要公共服务产出的指标所构建的地方政府综合产出指标， 上海、北京和天津位列前三，高达116 —118 左右， 前十位中有8 个省份属于东部省市， 而后三位则都是西部省份， 其中贵州最低， 综合产出指标值只有01582 。
(二) DEA 方法的地方政府支出效率核算结果
利用人均财政支出投入和我们构建的地方政府综合产出指标， 基于产出角度和可变规模报酬假定， 本文系统核算了1978 —2005 年度以及与分税制相关的1993 —2005 年中国各省政府支出效率的相对得分。2005 年各省的支出效率得分从排名最低的贵州省的0.5962 和0.6348 开始。以预算内支出作为投入的核算中， 有7 个省市处在理论上的生产前沿上， 分别为北京、天津、河北、上海、江苏、安徽和河南， 得分都是1 。排名前十位的有6 个是东部省市， 9 个西部省份除了陕西省外正好位于后八位。以预算内和预算外总支出作为投入核算的效率得分的排名变化不大， 主要是处于效率前沿边界上有效率的省份与前面相比少了一个江苏省， 不过江苏省的DEA 效率得分也十分接近于1 ， 仅排在6 个有效率省份之后。全年平均相对效率分别为0.8496和0.8584 ， 意味着相对于政府最佳产出前沿， 各省平均有15 %左右的支出资源被浪费掉了。也就是说， 在现有资源下， 政府的产出还应该更高。
以人均预算内财政支出作投入， 财政支出有效率的7 个省份处在产出前沿边界上， 总体上东部省市更靠近生产前沿， 意味着其效率得分偏高， 政府的支出更有效， 而西部地区离生产前沿最远， 效率最低， 中部地区则居于中间水平， 东中西三大地区在支出效率得分上具有明显的聚类效应。我们还进一步按设定的支出水平将全部省份划分为不同的支出地区， 然后来观察地区间省份的平均支出效率， 发现一个有趣的特征， 即具有较高人均财政支出水平的地区不一定有相对高的支出效率， 而人均支出水平低的地区支出效率也不一定就低。比如， 人均预算内支出以及人均预算内外总支出分别超过3342.3 元和3797.5 元的地区， 其平均效率固然高， 但是分别低于1533 元和1845.5 元的地区的平均支出效率却高于人均支出水平分别处于1533 元到33421.3 元和1845.5 元到3797.5 元之间的省份。这与我们前面的发现是一致的， 我们已经知道西部地区的人均财政支出水平高于中部地区， 但是西部地区的政府支出效率绝对水平却低于中部地区。
从中国各省和东中西三大地区1978 —2005 年以及1993 —2005 年两段时期内政府支出效率的变化可以看出， 纳入预算外支出核算的效率与只用预算内支出核算的效率基本重叠， 因此， 预算外支出的引入基本上没有改变效率核算结果。该图清楚地显示出改革开放后中国财政分权和1994 年分税制改革以来， 东中西三大地区的政府支出效率的变化特征。在本文研究的28 个年度区间内，西部地区地方政府的平均支出效率远低于东中部地区， 但是一直显示上升的趋势， 特别是1994 年分税制改革之后上升幅度更大; 而东中部地区的支出效率水平相对较高且相差不大， 在1993 年以前， 东部地区的支出效率略低于或等于中部地区， 但是两个地区呈现相同模式的下降趋势， 而1994 年之后， 东部地区的平均支出效率止跌并且一路上升， 在1996 年超过了中部地区， 而中部地区的平均支出效率在1995 年后有所下降， 以后基本上是原地踏步， 两者的效率差距逐渐扩大。可见， 分税制改革之后， 东部和西部地区的地方政府支出效率得到了显著的改善， 而中部地区却几乎没有提高，也许这是中部地区财政支出水平一直较低所致。由此就清楚回答了本文开头提出的第一个问题。下一节我们将对这个发现是否在统计上显著进行计量检验。
四、政府支出效率的决定因素
在第一阶段， 我们运用可控投入和非参数方法核算得到了各地区政府的支出效率得分， 在第二阶段， 我们需要把这些得分作为被解释变量， 利用受限Tobit 模型对各种可能影响政府支出效率的不可控变量进行回归。这也是文献里通常采用的二阶段分析框架。计量回归的目的， 就是假定哪些政府支出以外的不可控的变量可以用来描述地方经济、社会和地理的特征， 并解释所估计的效率得分的差异， 该回归可以估计这些地区特征变量对地方政府支出效率表现的影响。在相关的文献中， 经济学家对那些所谓不可控投入变量的实证分析结果并不一致。例如，在人口统计特征方面， Grossman 等认为管理和监督成本与地区的人口密度呈负相关关系， 这就出现了规模经济的问题。这意味着， 给不断增加的居民规模提供公共服务会出现规模经济效应， 会导致支出效率的提高。At hanassopoulos 和Triantis 以及Loikkanen 和Susiluoto 则发现人口密度和总人口对政府效率有负的影响。
通常认为较高的人均收入或财富水平对支出效率有正面的影响， 因为较富裕的居民更能够给当地政府施加更大的压力， 以满足他们所需要的有效率的公共服务的需求水平。但是Eeckaut等以及De Borger 等的研究认为， 收入高的地区会导致政府养闲人， 以至于失去进一步控制成本的动力，效率反而恶化。而Migué和Bélanger 则发现， 如果引进那些能够解释居民对政府的监督能力的变量， 就能改善政府的支出效率。
Hamilton 以及Hayes 等的研究的确证明， 地方政府的支出效率依赖于当地居民给政府施加压力的能力， 而当地居民的受教育水平就是该能力的很好的代理变量。Milligan 等分析了教育所能达到的有益结果， 其中教育的一个潜在的正外部性就是增加受教育者的政治行动力。他们认为， 教育能够提高当地居民选择能干官员的能力以及识别官员腐败的能力。Eeckaut 等、DeBorger 等以及Loikkanen 和Susiluoto 的经验研究先后都证实， 政府支出效率与当地居民的平均受教育水平正相关。Afonso 和Aubyn 在跨国研究中对政府效率的分析也得出相同的结论。
为了更好地解释我们核算的中国各省政府支出的相对效率， 接下来我们利用Tobit 模型的随机效应面板数据来进行回归分析。我们首先要检验上节所发现的东中西三大地区之间的效率差异在统计上是否显著， 同时也检验一下1994 年分税制改革以后全国和东中西三大地区出现的不同效率的变化模式是否显著。为此， 我们首先引入三大地区虚拟变量D1 、D2 和D3 (分别代表东中西部地区) ， 同时引入代表1994 年分税制改革的时期虚拟变量T (1994 年以后取值1 ， 其他年份为0) 以及三个地区虚拟变量与时期虚拟变量T 的交互项。这些地区和时期的虚拟变量可以被理解为地理区位特征和政策环境变化等不可观察的解释变量。
我们按上述文献的处理方法设定了模型的不可控解释变量， 使用各省的人口密度(人/ 平方公里， pd) 来代表这个外生的人口统计特征; 使用实际人均GDP (元/ 人， gdp) 代表地区收入水平; 使用各省高校(含中专) 、普通中学和小学在校学生数占当地总人口的比例(人/ 万人，分别用edu1 、edu2 和edu3 表示) 来代表各省人口的受教育水平， 期望该变量的系数为正; 用各省的贸易依存度( % ， open) 来代表各省的对外开放程度， 而用外商直接投资(万美元， f di)代表各省政府招商引资的努力程度。虽然后两者的作用机制不完全相同， 但考虑到外资增长与贸易扩张之间的高度相关性， 在回归中我们将其分别加入。
为了正确识别省级特有的特征事实对东中西部地区政府支出效率的影响， 我们也加入了一些所谓的可控变量， 主要用来代表政府的财政特征或政府行为。它们包括各省人均预算内财政收入(元/ 人， rev1) 、人均预算外财政收入(元/ 人， rev2) 、政府规模( %， govsize) 、人均行政管理费支出(元/ 人， govfee) 和人均基本建设支出(元/ 人， inf ra) 。Tobit 随机效应面板数据回归方程如下:
δ^it = a +αT xit +βTzit + ui + eit (2)
其中， 效率得分δ^ 为被解释变量; x 为不可控解释变量， z 为可控解释变量; u 为随个体变化而变化、但不随时间变化且与解释变量不相关的随机变量; e 为随时间和个体而独立变化的随机变量; a 为截距项， α和β则为参数向量。
三个回归模型的计量结果，显示中部地区的平均效率得分在0.79 左右， 东部地区与中部的差异不显著， 西部地区的效率平均值比中部低0.12 —0.26 ， 且这三个系数在统计上都十分显著。1994 年分税制改革以后， 从全国水平来讲， 地方政府平均支出效率提高了0.048 左右， 且统计上十分显著; 就各地区而言， 东部地区的平均效率相对于此前显著地提高了0.036 ， 西部地区的效率平均值相对于原有水平更是显著地提高了0.098 ， 但是中部地区1994 年后的效率值提高幅度很小， 而且很不显著(显著性水平只有86.8 %) ， 可见分税制改革后中部地区的支出效率几乎没有什么变化。该回归结果不但进一步验证了我们上一节的发现， 而且说明了该发现在统计上是显著的。
模型的结果显示， 每平方公里每增加1 人， 平均效率得分就会增加0.00005 —0.00006 左右， 存在显著为正的影响， 这说明一个地区的人口越多， 政府支出的规模经济效应越显著， 越方便地方政府组织和提供公共消费服务网络。三个模型中人均收入(人均GDP) 变量对地方政府支出效率的影响都是显著为负， 这验证了收入高的地区会导致政府膨胀、成本增加、效率恶化的说法， 该检验也似乎说明地方经济的快速增长不一定对政府支出效率有促进作用。所有教育变量的回归系数都显示为正， 而且大部分统计上都显著， 比如， 普通高校(含中专)在校学生数占总人口的比例每增加1 个百分点， 相对效率就会增加0.3 ， 这验证了居民教育水平越高， 给地方政府施加的监督压力也越大、越有效， 因此政府支出效率也就越高的判断。在三个模型中， 对外开放程度对政府支出效率的作用都为正， 虽然显著程度不是很高，但是基本显示了市场开放是有利于政府改善支出效率的。外商直接投资对支出效率的影响却为负，但是十分不显著， 这说明地方政府招商引资的努力在改善地方政府效率中所起的作用还不确定。三个模型中， 人均预算内财政收入对政府支出效率的影响有正有负， 统计上都不显著， 不支持平新乔和白洁关于正规的预算内收支可以增进资金配置效率的结论。模型3 显示人均预算外收入与效率显著正相关， 这说明预算外的财政更能够灵活配置财政资源， 有利于政府支出效率的提高， 从这里看不出政府“掠夺之手”的存在。
用政府消费来衡量的政府规模变量对支出效率的影响在模型2 和模型3 中都显著为负， 虽然模型1 显示系数为正， 但是统计上不显著， 这进一步说明了“小政府”是更有效的。由于政府规模变量是根据政府支出中消费性支出来计算的， 所以也可以认为具有消费性质的非生产性财政支出对政府支出的效率有显著的负面影响。比如人均行政管理费支出属于消费性质的支出，本文的检验表明其确实与政府支出效率负相关， 模型3 显示， 人均行政管理费支出每增加1 个百分点， 政府效率就会下降0.0057 左右， 该降幅统计上十分显著。一般认为， 财政支出中基本建设的部分(特别是基础设施) 具有生产性的投资性质， 对地方政府的支出效率有促进作用， 这在我们的模型1 和模型3 中也得到了验证， 其结论至少在6.5 %的水平上显著。
表3 还给出了随机效应回归模型中随机项方差的两个组成部分， 即个体效应和随机干扰项的标准差估计值， 而rho 值则代表了个体效应的方差(即组间方差) 占总方差的比例， 三个模型的该比例都达到了0.59 以上， 说明个体效应的变化主要解释了政府支出效率的变化。似然比检验的零假设为个体效应的方差等于0 ， 这显然被拒绝。对数似然值是基于最大似然法得到的统计量， 从其值可以看出， 模型2 的拟合优度要高于模型1 。
五、结论
本文利用两个阶段的研究框架分别核算和解释了中国各省级政府1978 —2005 年以及分税制改革以后1994 —2005 年的政府财政支出的效率变化。在第一阶段， 运用非参数DEA 方法(在可变规模报酬的假设下) 核算了27 个省份的政府支出效率的得分。在第二阶段， 利用受限随机效应Tobit 模型回归和解释了各省支出效率的差异。基于本文的研究， 我们可以尝试给出以下几个初步的结论。
1. 中国地方政府的支出效率在考察期始终存在显著的地区差异， 特别是西部地区的政府支出效率远低于东中部地区的情形没有得到太大改变。这说明了20 世纪80 年代的财政包干和1994 年实行的分税制改革在调节地区差异方面并没有显著效应。
2. 在实行财政包干的80 年代， 东中部地区的政府支出效率呈现共同的下降趋势， 但是1994 年实行分税制改革以后， 就全国总体水平而言， 地方政府的平均支出效率得到了显著改善。这主要是东部和西部地区的政府支出效率得到了明显的提高。中部地区的支出效率没有进步，这也许与长期以来中部地区人均财政支出水平一直比较低有关。
3. 由初始条件造成的各地区不同的地理环境和人口禀赋等地方政府不可控制因素， 在东中西部地区政府支出效率差异形成中起着很大的作用。比如， 人口密度较大、居民受教育水平较高的地区， 其政府支出效率的初始评估得分也相对较高， 而地区收入水平则起着相反的作用，开放程度和外商直接投资对支出效率的影响则不确定。
4. 地方政府的财政行为变量也对支出效率有着很大的影响， 比如预算外收入能够灵活配置财政资源， 影响显著为正， 但是预算内收入对支出效率的影响并不确定。另外， 政府的消费性支出或说政府规模对效率有显著的负面影响， 投资性的政府支出， 包括基本建设的支出则对支出效率有促进作用等。因此， 从制度上加强规范地方政府的收支行为， 提高政府治理的水平，有助于改善政府支出效率和地区之间的平衡。
