经济理论与经济管理2014年第6期国民收入、价格水平与省级政府公共文化支出曲如晓l刘杨2(1.北京师范大学经济与工商管理学院，北京100875; 2.天水师范学院经济与社会管理学院，甘肃天水741000 ) [提要]国民收入的增加、价格水平的上升会促使省级地方政府加大公共文化支出占比吗?本文利用2004-2010年间30个省份的面板数据为基础进行了实证检验，研究结果表明:(1)国民收入与公共文化支出占比之间为显著的负相关关系，说明逐步"富裕"起来的地方政府并没有加大对公共文化事业的投入(2)价格水平的上涨是迫使地方政府增加文化支出的主要原因，即"成本病"是存在的。因此，政府层面的制度改革还需要进一步完善，这应当引起决策者的关注。[关键词]公共文化支出;国民收入;价格水平[中固分类号] [文献标识码]A [文章编号]1000-596X (2014) 06-0005-11 财政总支出的占比逐年下降，由%下降到了一、导言%;文化事业基建投资对国家基建总技资占比从%下降到了%，对于各个地方政府而一直以来，中国以一种"文化大国"的形象出言，这种情况也是普遍存在的。而与公共文化支出现，但现实却告诉我们这种"文化大国"并不等价占比逐年缩水形成鲜明反差的是中国经济持续多年于"文化强国"一个重要原因在于各级政府对于的高增长。一种传统的观点认为，地方政府的收公共文化资源匮乏的漠视一一就中央政府而言，从入、支出权利不对等，特别是在分税制改革以后收"六五"时期到"十一五"时期文化事业费对国家支缺口加大，使得地方政府对于公共文化等非生产[收稿时间]2014一03-20[基金项目]国家社科基金青年项目C12CJL034);国家社科基金重点项目C13AjL009);中央高校基本科研业务经费(2012YBXS31)[作者简介]曲如晓(1965一)，女，山东威海人，北京师范大学经济与工商管理学院教授，博士生导师;刘杨(1982一)，男，甘肃天水人，天水师范学院经济与社会管理学院讲师，北京师范大学经济与工商管理学院博士研究生。感谢匿名评审人提出的修改意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。5
经济理论与经济管理2014年第6期性支出感到难以为继。但实际的情况是从1994年释。众所周知，文化产品的供给具有准公共品属开始，除个别年份和省份外，各级政府的经常性财性，仅依靠市场化的私人供给必然会导致低效率和政收入的增速一直高于财政性文化支出的增速，因社会不公，因而政府在公共文化产品的供给、公共此"财力限制论"的说法并不足以解释中国的实文化事业的决策中具有举足轻重的地位。但就政府际情况。图1直观地描述了近20年来财政支出/本身而言，它对于公共文化事业的投入并不具有内GDP与文化事业支出/财政支出的变动趋势。生的驱动力，也没有受到强制性的约束。因此，探显然，公共文化支出比重偏低的事实并非经济讨政府，特别是省级地方政府公共文化支出的影响发展水平偏低或财力限制等传统理论能够完全解因素成为本文所关心的问题。% % 22 恻恻边句《A问V。Q。O也司以剖41A'运组斗争〈量3系且5045 U'A且陈HE咛言。4学12 卡〈 1990 1995 2000 2005 2010 1990 1995 2000 2005 2010 时间时间圈1199伽-2010年间财政支出占GDP比重(左};文化事业支出占财政支出比重(右)从已有的文献来看，关于公共文化支出的研究稳键。大都从以下两个视角出发:一是将公共文化支出看本文剩余部分的结构安排如下:第二部分为相做是政府财政支出的一部分，更具体则是看作科教关理论回顾和文献综述，揭示地方政府公共文化支文卫等"软性"公共品的一部分，如傅勇等人[IJ和出的内在逻辑和影响因素;第三部分构建一个简明丁菊等人阳从财政分权角度研究了对公共品支出的的实证模型，选取指标变量，说明数据来源，第四影响。二是关注公共文化支出效率，如涂斌等[3J和部分对理论结果进行实证检验;最后一部分为简要谭秀阁等[4J使用了数据包络方法，将公共文化支出结论。作为投入，研究了多个维度的产出效率。然而，公共文化支出只是政府总支出中的一部分，它的影响二、相关文献综述因素是否可以一概而论似乎并未引起关注;对于中国式财政联邦体制下公共服务提供的激励机制，我如前文所述，公共文化产品在一定程度上有着们也并不清楚;特别是在控制相关因素后"瓦格准公共品的性质，因此它有着非排他性、非竞争性纳(Wagner)法贝tl"和"鲍莫尔(Baumo!)成本的特征。考虑到不同的公共品产生的溢出效应不病"一一即国民收入和价格水平的变动对省级政府同，所以中央政府和地方政府供给公共品的偏好就公共文化支出的影响缺乏完善的实证研究。基于存在明显的差异:楼堂会馆、高速公路等基本建设此，本文将利用中国2004-2010年省级面板数据，类公共品有着较强的正外部性，它在促进经济发展对我们所关心的问题进行验证，研究结果表明，在的同时也成为政绩象征，所以地方政府相对中央政去除不同省份本身的异质性影响后，国民收入的增府而言更加偏好;而公共文化、教育等外溢性较差加，变得"更富裕"的省级政府并没有主动增大公的公共品，对地方经济发展的效果不明显，地方政共文化支出，而是随着价格水平的上涨迫使其加大府的供给偏好并不强烈，大多是在中央政府的统筹了支出力度;在考虑内生性问题后，该结论依然干预下完成。因此，本文也将公共文化供给的主体6
经济理论与经济管理2014年第6期限定为省级地方政府①。异的。同时需要明晰的是，我国文化公共支出的经通常来讲，不同地区经济发展水平的差异也使费来源有很大一部分来自政府征收的文化事业附加得地方政府间对于公共品的供给偏好不同，较为落费，政府具有绝对的主导能力。因而我国政府的文后的地区公共品供给也较落后，这与传统的公共支化公共支出与国民收入间是否符合"瓦格纳法则"出增长理论相吻合-一"瓦格纳法则"指出随着地的经验，需要我们做出进一步的验证。区国民收入的增长，公共支出的相对规模会增长，公共文化支出的规模不同于生产性公共支出规政府部门支出占GDP的比重也会提高。一直以来，模，也会受到价格水平技动的影响，即"鲍莫尔成国民收入变量是研究政府公共支出的重要解释变量，本病"。在一个两部门模型中，进步部门生产率的众多文献在瓦格纳的框架下进行了理论扩展和经验快速增长将导致停滞部门出现相对戚本的不断上分析，大多认为政府支出、税收和转移支付占GDP升，当所有领域工资上涨后，进步部门产出的增加的比例都存在着显著的、正的收入弹性。马斯格雷补偿了工资的增长，而停滞部门任何工资的上涨都夫和米夏(Musgraveand Michas)[5J给出了计量模将导致成本的累积增加，从而增大该部门的相关支型ln(G)=α+卢ln(YR)十(1-卢)ln(þJρ)+μ，其出，基于名义价格水平，停滞部门的GDP将上升，中G反映政府支出占比水平，因为收入变量，当而基于实际价格水平，停捕部门的GDP基本保持卢'>1时则经验上支持了"瓦格纳法则"，即政府支稳定，但其劳动力成本将增加倍aumoland Bow 出jGDP的收人弹性大于1。部分研究验证了这一en) 0 [l2J一般而言，实际文化支出对实际GDP占比观点，威瑟斯(Withers)[6J针对澳大利亚各地区的保持在原有水平，但价格水平的持续上涨会导致更研究表明，公共支出需求对于中位数收入水平存在高的名义文化支出对名义GDP占比，因此，文化正的弹性系数;罗比尼和沙琪斯(Roubiniand sa 服务支出的价格水平上涨可能要高于普遍的价格水JChS)[7使用文化公共支出与GDP的占比作为被解释平上涨。价格水平的上升会降低私人部门对文化产变量，并控制政策披动和结构变动因素进行了实证品的需求，从而减少私人支出，进而将这部分需求分析;盖兹纳(Getzner)[町、盖兹纳等(Getzneret "转嫁"到政府提供的公共文化产品上来;同时，al)[9J使用平稳性检验和协整理论研究了文化公共支文化部门的成本上升也会要求更多的预算和资金扶出与政府债务之间的关系，均得出了类似的结论。持，最终导致政府部门不得不加大公共文化支出的J(Neckand Schneider)[lO但是，尼克和施耐德的研力度。但是，部分研究文献也指出文化服务的需求究表明公共文化支出和收入(GDP)之间并不存和支出水平与它们的价格水平成负相关关系，如威瑟斯[6J等。在统计上的显著关系，反而是政党的执政思想和政治周期成为核心变量;舒尔茨和罗斯(Schulzeand 在国内关于公共品供给的文献中，财政分权和Rose)[llJ对当地乐团政府补贴效果的研究发现，文政府间的财政竞争带来的影响也得到了广泛关注。化补贴支出与收入间回归系数显著为负。传统的财政分权理论认为，分权增加了地方政府提从已有文献可以看出，大多数国家的经验表供地方性公共品的激励，通过"用脚投票"和"用明，国民收入以及"投票人偏好"都对文化公共支于技票"两种机制，分权下的财政体制可以更好地出起到了显著的正向作用，尽管其短期收入弹性未响应地方选民的偏好，提高文化、教育、社会保障必大于1。但值得我们注意的是，我国作为传统的等福利水平。另一方面，政府间的财政竞争将激励民主集中制国家，在政治体制和民主体制上不同于政府采取有利于资本所有者的财政行为，增加生产他国，因而公众偏好对政府偏好的影响路径也是迥性支出的投入，挤占有利于当地居民福利的公共服① 通常中央政府以下的各级政府统称为地方政府，目前中国地方政府分为省、市、县、乡四级，本文中地方政府特指省级地方政府，下文同。7
经济理论与经济管理2014年第6期务支出，财政竞争使得基础设施技资的边际区域价以2000年为基期通过人均GDP指数折算;丸为价值大于边际社会价值，从而基础设施支出份额增格水平指标，部分文献使用GDP平减指数来反映加，地方公共品支出减少。价格水平的波动，但考虑到本文关心的是公共文化部门的支出，使用GDP平减指数略显粗糙，因此三、实证变量及数据描述笔者利用名义财政支出/实际财政支出来得到各地区财政支出平减指数，用以考察公共支出的价格水伯格斯托姆和古德曼(Bergstromand Good 平波动，实际财政支出以2000年为基期利用各地man)[B]在关于个人对公共产品需求的研究中给出区商品零售价格指数折算得到。了一个基础性的研究框架。假设具有常弹性系数的地方居民的偏好也会导致政府财政支出结构的关于收入和价格水平的个人需求方程为:改变，无论是文献中涉及的流动人口加固定政府模cα(ptax)8 RYj’ 型还是固定人口加流动政府模型，都可以理解为居民通过"用脚投票"或"用于投票"来向地方政府其中户tax表示政府税收的价格水平，R巧为第1个施加压力，使其提供为居民所需要的公共产品。为体的实际收入，α，δ，E为参数。我们假定所有的了反映人口因素带来的影响，我们引入相关变量加公共产品均由政府供给，所有的财政收入均来源于以控制，首先是总人口aL巾。ρd和人口密度ρOPi!, 税收且价格水平变动方向相同①，则整体的公共产一般来讲人口基数大、人口密度高的地区，公共文品供给方程为:化供给带来的正外部性更强，政府会倾向于提供更c=α(ρexp)8 RYjε• pο，户ulωY多的公共品;其次是城镇化水平urü'城镇化水平Y式中，如xp为政府支出的价格水平，pο，ρula为人越高的地区有着更为活跃的商业和[业活动，因此口流动、人口结构等社会人口因素，若参数y=o，需要更多的公共文化服务来吸引和维持这些活动;则为完全的私人'性物品，若y=l则为完全的公共然后是65岁以上人口所占比例。ld;，，通常来讲，物品o根据上式可以得出用于计量验证的线性关系年轻人与老年人相比具有更强的文化消费倾向，随式为:着年龄的增长，对作为总需求一部分的公共文化产ιu二α十卢1Lnryu十卢~2Ln扣十品Pορulaü品的需求随之递减，可以推测出拥有相同收入和税十X;，十μt十已额的年轻人对公共文化产品的需求将比老年人更多，这也是我们经常观察到的结果。式中，Xit为控制变量，μ2反映了不随时间变化的异其他的控制变量包括了财政分权指标和政府财质性，在实证研究中将以固定效应模型的形式加以政竞争指标，很多文献认为，中国的财政分权以及控制。1，t分别为个体标识与时间标识。基于考核的政府财政竞争，加剧了地方政府公共支被解释变量ω为公共文化支出占比规模，反出结构的扭曲。财政分权的指标大多从财力划分的映省级地方政府在制定和执行相关公共文化政策时的力度和决心，即政府在公共文化供给上的结构偏角度衡量，有的使用地方财政收入占比，有的使用好，笔者利用地方文化事业费与地方财政支出的比地方支出占比，但都无法全面衡量中国财政分权的值作为该地区的公共文化支出占比。为了考察实证复杂性，笔者遵循国际上较成熟的方法，用地方人结果对变量构造的敏感性，笔者还利用地方文化事均财政支出与全国人均财政支出的比值来衡量地方业费与地区GDP的比值来得到另一个变量ι。财政分权程度fdu0对于政府竞争而言，其目的rYit代表的是收入水平指标，笔者利用实际人就是为地方经济招商引资，特别是吸引外商直接投均GDP来表示该地区经济发展和国民收入的变动，资，所以为了更好地吸引FDI，各地政府偏好于改① 威瑟斯给出了关于价格水平变动方IhJ的相关研究结论。[618
经济理论与经济管理2014年第6期善基础设施、完善园区建设等，从而扭曲公共支出的全局稳定，样本包括我国除港、澳、台、西藏以结构，因此笔者用各地区实际利用FDI与全国实外的30个省、市、自治区。数据来源于相应年份际利用FDI的比值来衡量政府竞争gCit0 的《中国统计年鉴》、《中国文化文物统计年鉴》、本文的实证研究主要针对2004-2010年这一《中国财政年鉴》及部分年份的人口普查统计资料时期，目的在于确保一届政府中的主要执政力量处(见表1)。于在位期，不会受到换届影响，保证公共文化政策表1数据描述项目均值标准差观测数项目均值标准差观测数allρop c 2 210 5 6 210 C 210 pop 3 0 210 w俨Lnc 8 210 9 O. 136 1 210 Lne 6 3 210 old 4 210 Lnry 9. 549 4 3 210 fd 1. 434 7 1. 136 6 210 Lnp gc 1. 272 8 9 210 9 6 210 上述变量可能同时影响到公共文化支出和国民收四、实证结果和分析入，忽略这些变量会导致"遗漏变量"问题而得到不一致估计;同时这些控制变量本身对公共文化支{一)基本回归结果出的影响也值得关注。可以看到，与回归1相比，表2报告了基本的回归结果。除了国民收入国民收入和价格水平的系数并无显著差异。(Lnry)和价格水平变量(Lnρ)外，笔者还在回第4列进-步控制了所有变量，它们的系数与归中逐步放入一系列的控制变量。希望截距项能反之前各列中对应的系数相差不大。第5列在第4列映一定的个体固定效应，允许无法观测的异质性和的基础上进一步引入时间效应，时间效应的引入是各解释变量之间存在一定的相关性，从定性的角度为了控制随时间变化的、无法观测的影响，此时2讲，固定效应会更适合模型的估计，从各列报告的R提高到，无法观测的时间效应进一步解释Hausman检验结果来看，也支持固定效应模型优了19%(二)的公共文化支出变动，于随机效应模型。为了克服可能存在的条件异方对于加人的时间趋势变量进行显著性检定，其差，所有回归均对估计参数的标准误进行了Whiteτmld统计量值为，伴随ρ值为，可见异方差修正。无法观测的时间因素对于模型的解释能力是显著第1列没有考虑其他控制变量，国民收入的系的。我们可以借助这列结果分析各个变量对于公共数为一且统计显著，表明国民收入每增加文化支出占比的解释力，具体而言，国民收入和价1%公共文化支出占比会下降约%(卢'l/C格水平变量的估计系数值和显著性水平与之前各列= 并无较大差异;在其他条件不变的情况下，人口密 6)，这与笔者的理论预期不相符;价格水平的系数显著为正，其每增加1%公共文化度和财政分权增加一个标准差分别使公共文化支出占比上升(=. 102).和(=1. 137X 支出占比会上升约%，符合前文的理论探讨。那么在控制了其他相关变量后上述结果是否稳健)个百分点，与前文的理论预期相一致;城了?第2列~3列分别控制了居民层面因素(总人镇化水平和政府竞争增加一个标准差使得公共文化口、人口密度、城镇化率、老年人口比)和政府层支出占比分别下降和个百分点。值得注意面因素(财政分权、政府竞争)的影响。一方面，的是，城镇化水平的估计系数为负，表明在城镇化
经济理论与经济管理2014年第6期建设的进程中，政府公共支出会偏向于配套性的生为了考察估计结果对变量构造是否敏感，表3产性支出或基础设施支出，支出结构的扭曲使得公的第1列中使用文化事业费/GDP作为因变量，在共文化支出减少;同时，在控制了人口密度和城镇控制了所有要素后，国民收入和价格水平的系数符化水平后，总人口数和老年人占比并不具备统计显号和显著性水平与表2中结果相一致。表3的第著性，这可能与我国省级政府公共支出决策行为大2，第3列对两种方法得到的公共文化支出占比都多数情形下由政府单方面制定完成，而较少受到取对数，结果表明因变量的构造方式并不会对笔者"技票人"机制的约束有关。的实证结果产生实质性的影响。表Z基本回归结果因变量C项目(2) (3) (4) (5) (1) 一叫叩O. 081 一叫Lnry () () () () () 铮铮幡 ..僻 ..樨*** "骨Lnρ ( ) () () () () ** 一幡一 。llpoρ(0. 106) () (0. 106) O. 103"骨O. 102 户户() () () ’" 一川一 ur () () () O. 160 old () () () ** fd () () () 一 一备O. 145" gc () () () 时间效应m m m m 〉毫~S28. 71叩10. 41 ** 21. 90"传25. 29"幡Hausman [ [ [ [ [ 2 Within O. 377 O. 629 αs 210 210 210 210 210 注:白'制'骨分别表示1%，5%, 10%的显著性水平:小括号内报告了稳健标准误;方括号内为Hausrr四l检定的伴随p值。(二)内生性问题及工具变量法估计结果出的无法观测因素也可能会导致内生性。严重的内本文研究所关注的国民收入水平与政府公共文生性将导致估计的偏误或非一致，因此，笔者对估化支出间很可能存在着双向因果关系，这种联动性计模型存在的内生性问题采用工具变量法进行将会导致内生性问题的存在;此外，遗漏的某些时处理。变的而又共同影响国民收入水平与政府公共文化支首先，选用样本期内的各省高速公路里程数作10
经济理论与经济管理2014年第6期表3基本回归结果{敏感性检验)C Lnc Lne 因变量=(2) (3) (1) 一叫一 -1. 830 叫Lnry () (0. 196) (0. 554) ..幡O. 658"警**赞Lnρ () () () 2 Within Cbs 210 210 210 注铃m铮曾\，量以及时问因素。为国民收入水平的一个工具变量。高速公路里程①检定的sargan统计量值为，其伴随ρ值为一定程度上反映了经济发展的水平，同时它本身对，不能拒绝过度识别是有效的零假设，因此公共文化支出并无直接的影响路径，保证了IV的笔者选定的IV是外生的。外生条件;由于在大样本下增加工具变量会得到更(三)稳健性检定有效的估计结果，本文还选取了样本期内各省市区为了保证以上估计结果的可靠性，本文从以下城镇登记失业率②作为第二个工具变量，失业率显三个方面进行稳健性分析。然是与国民收入水平高度相关的，但其本身相对于1.剔除异常样本点。通常，省级政府的公共公共文化支出而言却是外生的，满足了IV选择的文化支出可能因为某些突发的政治任务或民生要求理论要求。后文的相关检验也告诉我们，选取高速而产生较大波动，进而影响模型的估计结果。为了公路里程与城镇失业率是较为理想的工具变量。剔除公共文化支出异常值的影响，笔者将样本中公表4中第1列给出了使用工具变量法进行的面共文化支出低于5%分位点和高于95%分位点的数板固定效应估计结果。国民收入的系数估计值依旧值予以剔除，重新进行面板固定效应的IV估计，为负且统计显著，在考虑内生性问题存在的情况结果报告于表4中(2)列。笔者关注的国民收人下，国民收入水平的提高使得公共文化支出占比下变量、价格水平变量的估计值和显著性水平没有发降;价格水平估计值为正且显著，与前文得到的结生明显变化，控制变量的估计结果也基本相同，总果并无较大差异。考虑到工具变量的有效性会直接体来看异常样本点并未对笔者的基本估计带来实质影响到统计推断的一致性，因此有必要对笔者选取性的影响。的IV进行评判(1)为了检验IV与内生变量的2.剔除"特殊地区效应"。所选样本的30个相关性，对估计模型进行了识别不足的Anderson省份中存在着像北京、天津、上海这样高经济发展检验，统计量在1%的水平上拒绝了原假设，即工水平、高文化发展水平的地区，这些"特殊地区"具变量与内生性变量是高度相关的(2)考虑到即会不会影响模型估计的稳健性了?本文将上述三个使不存在W的识别不足，但仍可能存在弱工具变量地区从样本中予以剔除并重新进行估计，见表4中问题，笔者给出斯托克和雨果(Stockand YOgO)[14] (3)列。结果显示，除了个别控制变量的显著性发的最小特征根统计量，其F值大于经验判定数值生波动外，回归结果总体上是稳健的。10，拒绝"弱工具变量"的零假设(3)过度识别3.动态面板估计。本文也考虑到政府公共文化① 数据来源于国研网统计数据库。② 数据来源于《中国统计年鉴))，其中2005年上海数据来源于《上海统计年鉴》。11
经济理论与经济管理2014年第6期政策的实施是一个连续动态的过程，上期政策作用的使用所有可能的滞后变量作为工具变量，对差分后的积累可能会对当期政策效果产生一定的影响，为了使方程进行了GMM估计，也被称为差分GMM。不过实证研究告诉我们的结论更有说服力，本文对动态化这种方法容易受到小样本偏误和弱工具变量的影响，过程进行了计量分析，将被解释变量的一阶滞后G-l为此阿雷拉诺和伯维尔(Arellanoand fuver) [川重新作为解释变量加入到模型中，此时不可避免地出现内回到了差分之前的水平方程，进一步使用了水平方程生性问题，从而导致估计的有偏，因此需要寻找合适的矩条件，将滞后变量的一阶差分作为水平变量的工J 的工具变量。阿雷拉诺和伯德CArellanoand fund)[l5具变量进行水平G阳估计。表4面极IV估计和稳健性检定结果IV 估i十稳健性检定项目(2) (3) (1) (4) 一…** 一****幡Lnry () () () () **祷 **骨 *.蕃 *.铅Ln户() () () () 山aLLρ。ρ() () () () O. 104普普普叫 候fxJ () () () () 一川" 叩Z矿() () () () 一 O. 124钟old () () () () ..幡 ..幡 fd () () () () O. 130势，价警惕一’ gc () () () () O. 784"铃LnC,., (0. 036) 时间效应飞越?S3是~s3是~s)eS 15. 526 Anderson LM统计量[ [ [ stoc是&yogo11. 93 11. 60 1. 854 5argan统计量[0. 635J [0. 173J [0. 839J [] AR(l)检定ρ值 AR(2)检定ρ值 ()bs 210 168 189 180 注篝H…H眷怪\，工具变量与内生变量不相关;sar咯gα础n检定原假设为过度识别是有效的;动态面板的序列相关检定原假设为不存在自相关。12
经济理论与经济管理2014年第6期对于动态面板的检验主要是关于残差项是否存2.地方政府的目标是-个复杂的问题，但目在二阶自相关和工具变量是否有效，表中列出的前国内文献研究的一个共识是中国省级政府主要面AR(2)为二阶序列相关检验统计量，原假设为不对的是经济增长激励和政治上升激励，促使其将更存在序列相关性sargan检验为过度识别检验，多的财力物力投入投资周期短、对GDP贡献大的原假设为工具变量是有效的。本文采用二阶段纠偏有形准公共产品，而忽视医疗、教育、文化、卫生稳健估计量计算标准误。动态面板的检验主要是关等"软性"产品供给。同时，地方政府间的竞争形于残差项是否存在二阶自相关和工具变量是否有成了偏向生产性支出的支出结构，地方虽然重视中效，表中列出的AR(2)为二阶序列相关检验统计央意图发展文化的长远战略思想，但受部门利益和量，原假设为不存在序列相关性sargan检验为政治博弈的影响，地方更倾向于短期生产性投资，过度识别检验，原假设为工具变量是有效的。本文文化支出虽然总量在上升，但结构上仍不受地方政采用二阶段纠偏稳健估计量计算标准误。从动态回府重视，受到抑制故而所占比重持续下降。政府间归结果来看，笔者关心的主要解释变量基本保持了的竞争只会导致更多的商业中心和机场出现，而居一致性。上期的公共文化政策对当期具有一个正向民所需要的公园和图书馆却始终是紧缺的。的累积效应，并且在统计上是显著的;国民收入的3.就中国实际而言，公众偏好并不是地方政府支出的首要选择[叮(18)[19)目前缺乏真正发挥作系数依旧显著为负;价格水平对公共文化支出占比依然具有显著的正相关关系。Sargan检验表明估用的"用手投票"机制;限制了人口自由流动，现计使用的工具变量是有效的;同时，Arellαno行户籍制度也使得"用脚投票"机制受到很大约Bond序列相关ARO)检验拒绝零假设，而AR束，无法通过家户的搬迁与流动来体现对地区公共(2)检验接受零假设，表明模型的残差序列不相设施建设的选择偏好。但随着经济社会的发展，公关，工具变量是有效的。众偏好发生了变化，公众对包括文化产品在内的公(四)实证结果的评价共品需求逐步上升，一些地区的公众偏好通过民意财政支出中公共文化支出占多大的比例，体现表达等各种形式传递到中央以及地方政府(比如普了政府举办文化的努力程度。笔者的实证结果告诉遍存在的"上访"现象和网络平台呼吁机制等), 我们，政府消费价格水平的上涨是近年来地方政府也在逐步改变着地方政府的偏好。提高公共文化支出占比的主要因素，也就是说"成4.我们同时发现"富裕"的省份并没有比落本病"迫使政府加大了支出力度，但这种文化支出后省份有更强的公共文化支出动力，这可能是由于的增长是被动的，并非政府主动增加支出的内因。富裕省份政治透明度、民众监督、行政决策效率较而反观最可能促使政府扩大文化支出水平的国民收高，进而文化财政转化为文化公共资本的效率较入因素，并没有像我们预想的那样，而是形成一种高，用于非文化资本投入的活动较少，元形中也相"地方政府越富裕，越舍不得为文化花钱"的怪象。对减少了文化财政支出的占比水平;再有，富裕省原因可能有以下几点:份预算外财政收入较多，也相对降低了文化支出1.省级地方政府在制定文化政策和开展公共占比。文化事业中扮演着举足轻重的角色，财政分权以来，省级政府在支配经济资源上拥有了更大的自主五、简要的结论性。公共文化投资在短时间内无法为经济增长做贡献，且具有区域外溢性，而政府官员任期有限，所本文在伯格斯托姆和古德曼口3J提出的基础框以地方官员没有动力将更多的财政收入转化为文化架下，考察了公共文化支出占比与国民收入、价格投资支出，避免去为他人做"嫁衣飞此时的政府水平之间的关系。本文以2004一2010年30个省份供给结构和社会需求的政府供给结构之间并不存在的面板数据为基础，进行了实证检验，结果表明国内生的一致性。民收人的增长并没有使政府在更大程度上加大对公
经济理论与经济管理2014年第6期共文化的支出，反而是价格水平的上升一一一"成本在激励，因此，二定的"自下而上"的有效考核病"使政府被动地增大了投入力度。笔者发现地方是必需的，没有人比辖区居民对当地执政者的表政府和中央政府在公共文化事业建设上的偏好可能现更为关心和更有发言权了。当然，本文提到的并不相同，一个普遍共识的理由是，地方政府在分这些改进必然也是一个渐进的过程。权体制下不愿意提供需要较多资金而政绩效应很差需要说明的是，本文实证部分的变量选取中的软公共品(王永钦等)[叫。针对这个现象，笔可能存在测度误差、变量缺失和控制变量有效性者认为有两种较为可行的解决路径:一是将公共差等问题，如何更好地修正这些缺陷将是本文进文化支出"刚性化"处理，从政策上规定文化事一步的工作。在数据可得的情况下，可以通过当业经费支出比例与经济增长相匹配的增长波动区地居民分位点的税收数据来考察居民对公共文化间，减小生产性公共支出的"挤出效应"二是产品的需求和政府供给之间的匹配问题，这样可从一定程度上改善政绩考核机制，现行考核机制以更好地反映国民收入变动对政府公共文化支出总是存在着促使地方政府减少公共文化支出的潜的影响。参考文献[lJ傅勇，张晏.中国式分权与财政支出结构偏向:为增长而竞争的代价[J].管理世界，2007, (3). [2J丁菊，邓可斌.政府偏好、公共品供给与转型中的财政分权[J].经济研究，20饨，(7). [3J涂斌.公共文化服务体系财政投入:规模、结构与效率[J].当代经济，2011, (2). [4J谭秀阂，王峰虎.基于DEA的我国公共文化投入效率研究[J].科技管理研究，2011, (7). [5J A. Musgrave , B. Michas. Public Finance in Theory and Practice [M]. McGraw-Hill, 1976. [6J G. A. Withers. Private Demand for Public Subsidies: An Econometric Study of Cultural Support in Austrialia [JJ. Journal of Cultural Economics, 1979, 3 (1). [7J N. Roubini, J. D. Sachs. Political and Economic Determinants of Budget Deficits in the Industrial Democracies [J]. European Economic Review, 1989, 33 (6). [8J M. Getzner. Determinants of Public Cultural Expenditures: An Exploratory Time Series Analysis for Austria [J]. Journal of Cultural Economics , 2002 , 26 (1). [9J M. Getzner, E. Glatzer, R. Neck. On the Sustainability of Austrian Budgetary Policies [J]. Empirica, 2001, 28 (1). [10J R. Neck, F. Schneider. The Growth of the Public Sector in Austria: An Exploratory Analysis [A]. In J. A. Ly›beck and M. Henrekson (eds. ). Explaining the Growth of Government [C]. Elsevier Science Publishers (North Holland), Amsterdam, 1988. [l1J G. Schulze, A. Rose. Public Orchestra Funding in Germany-an Empirical Investigation [J]. Journal of Cultural Economics, 1998, 22 (3). [l2J W.]. Baumol, W. G. Bowen. Performing Arts: The Economic Dilemma [J]. Twentieth Century Fund, New York, 1966. [13J Theodore C. Bergstrom, Robert P. Goodman. Private Dernand for Public Goods [J]. American Economic Review, 1973, 63 (3). [14J J. Stock, M Yogo. Testing for Weak Instruments in Linear IV Regression [M]. Cambridge University Pres日，2005. [15J M. Arellano, S. Bond. Some Tests of Specification for Panel Data: Monte Carlo Evidence and an Application to Em ployment Equations [J]. Review of Economic Studies, (991) , 58 (2). [16J M. Arellano, O. Bover. Another Look at the Instrumental Variable Estimation of Error-components Models [J]. Journal of Econometrics, 1995, 68 (1). [l7J王永钦，张晏，章元，陈钊，陆铭.中国的大国发展道路一-论分权式改革的得失[J].经济研究，2007, (1). [18J严成垛，龚六堂.财政支出、税收与长期经济增长[JJ.经济研究，2009, (6). 14
经济理论与经济管理2014年第6期[19J李婉.财政分权与地方政府支出结构偏向口].上海财经大学学报，2007, (10). (责任编辑:杨万东}NATIONAL INCOME, PRICE LEVEL AND THE EXPENDITURE OF PROVINCIAL GOVERNMENT OF PUBLIC CULTURE 1 2 QU Ru-xiaoLIU Yang(1. Business School, Beijing Normal University, Beijing 100875, China; 2. Economic and Government School. Tianshui Normal College, Tianshui, Gansu 741000, China) Abstract: Could the growth of national income and rise in the price level promote the proportion of provincial governments’ expenditure on public culture? This paper applied the panel data of 31 provinces to test the above relationships over the period 2004一 empirical results showed that the proportion of provincial expenditure on public culture had a significant negative correlation with national income. which implied the "rich" provincial government failed to increase investment in public culture. The "cost disease" did exist. which meant the rising price level was the main cause to force the provincial govern›ment to increase expenditure on culture. Therefore, the system reform from provincial government level required a further improvement and more concerns among policy makers. Key words: expenditure on public culture; national income; price level 15
