宋心璐（武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北武漢430072）

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中國式財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長——基于全國省級面板數(shù)據(jù)的實證分析

宋心璐
（武漢大學(xué)社會保障研究中心，湖北武漢430072）

［摘要］文章通過分析我國1994－2013年的財政分權(quán)省級面板數(shù)據(jù)，并引入勞動力資源及人均投資量作為控制變量，構(gòu)建多元線性回歸模型，考察了我國財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的影響。分析結(jié)果表明，我國省級財政分權(quán)對于經(jīng)濟(jì)增長的作用并不一致，且影響較??；同時存在東中西部的地區(qū)分化現(xiàn)象，東部地區(qū)財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長影響存在負(fù)面影響，而中西部地區(qū)為正面影響。

［關(guān)鍵詞］財政分權(quán)；經(jīng)濟(jì)增長；省級面板數(shù)據(jù)

一、引言

財政分權(quán)是指給予地方政府一定的稅收權(quán)力和支出責(zé)任范圍［1］，并允許其自主決定預(yù)算支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)，使處于基層的地方政府能自由選擇其所需要的政策類型，并積極參與社會管理，其結(jié)果便是使地方政府能夠提供更多更好的服務(wù)。自20世紀(jì)80年代開始，世界范圍內(nèi)的財政分權(quán)改革浪潮便席卷各個國家，無論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，是聯(lián)邦制國家還是單一制國家，向地方政府轉(zhuǎn)移資金、責(zé)任和權(quán)利的趨勢越來越明顯［2］。

從某種意義上講，我國的財政分權(quán)與世界上其他國家的財政分權(quán)確實存在一些共通之處，但同時在原動力、法律基礎(chǔ)、制度環(huán)境以及分權(quán)的形式和內(nèi)容上都有自身獨特之處。我國自1949年新中國成立以來，稅收制度便經(jīng)歷了多次大刀闊斧的改革和細(xì)致微小的調(diào)整。其發(fā)展主要可分為三個時期：第一個時期是1949年至1957年，國民經(jīng)濟(jì)恢復(fù)和社會主義改造階段，新中國稅制在這一時期逐步建立；第二個時期是1958年至1978年黨的十一屆三中全會召開以前，這是我國稅制的曲折發(fā)展階段；第三個時期是1978年改革開放至今，這是我國稅制改革最深入，也是最為重要的時期［3］。在這三個時期中，我國進(jìn)行了五次較為重大的稅制改革，分別是：1950年新稅制建立、1958年簡化工商稅制改革、1973年“文化大革命”背景下的簡化稅制改革、1984年國營企業(yè)“利改稅”改革以及1994年的以“分稅制”為重點的全面稅制改革。

實際上，在1994年的稅制改革提出了“統(tǒng)一稅法、公平稅負(fù)、簡化稅制、合理分權(quán)”的指導(dǎo)思想以后，我國依然在不斷地對稅收制度進(jìn)行調(diào)整。1994年的改革主要著眼于對財政收入的規(guī)范，而1998年則開始了以“稅費改革”為主旨的財政支出政策調(diào)整，從而使我國公共財政體制框架更為完整；2003年，中共十六屆三中全會通過了《中共中央關(guān)于完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制若干問題的決定》，其中提出了進(jìn)一步完善公共財政體制的戰(zhàn)略目標(biāo)，以此為契機，我國的稅制改革又開始了完善公共財政體制的一系列調(diào)整［4］。

本文所關(guān)注的重點就在于第五次全面稅制改革以后，我國財政分稅制度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。與西方發(fā)達(dá)國家早早開始的分稅制改革不同，我國以及同處東亞地區(qū)的其他國家財政分權(quán)進(jìn)程起步較晚，但發(fā)展速度很快。許多東亞國家的財政分權(quán)水平已直逼美國等發(fā)達(dá)國家，在改革方式上，也趨于多樣化。

但是是不是采取了財政分權(quán)制度所帶來的經(jīng)濟(jì)結(jié)果都是積極有效的呢？很顯然，就現(xiàn)有的各國改革經(jīng)驗來看，并沒有一致的結(jié)論。印度尼西亞與菲律賓在財政分權(quán)政策上取得了初步成效，改革進(jìn)行得相對順利，但與此同時，有些國家在開展財政分權(quán)改革后則出現(xiàn)了政府巨額赤字、宏觀經(jīng)濟(jì)波動等負(fù)面影響。

毫無疑問，我國在改革開放以來，保持了幾十年的經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長，經(jīng)濟(jì)總量已躍居世界第二。但是財政分權(quán)改革在我國的經(jīng)濟(jì)增長中到底有無貢獻(xiàn)？各個省份和地區(qū)的財政分權(quán)水平對各自的經(jīng)濟(jì)增長又產(chǎn)生了多大的影響？本文就力圖對這些問題進(jìn)行研究。

二、文獻(xiàn)回顧

自Tiebout在1956年提出“用腳投票”模型，從而成為財政聯(lián)邦主義形成的重要標(biāo)志以來［5］，財政分權(quán)理論就得到了迅速發(fā)展。此后，其與Musgrave、Oates提出的財政分權(quán)思想一道，構(gòu)成了第一代財政分權(quán)理論的主要內(nèi)核。Tiebout認(rèn)為在公共產(chǎn)品供給滿足完全競爭的市場條件下，按照市場供需法則，居民會采用“用腳投票”的方式來影響公共產(chǎn)品的供給效率。Oates在Tiebout模型的基礎(chǔ)上，提出了奧茨分權(quán)定理，認(rèn)為財政分權(quán)可以硬化地方政府的財政約束，激勵地方政府提高行為效率，從而完善公共產(chǎn)品的供給［6］。Musgrave則從財政的三大職能出發(fā)，分析了中央和地方政府存在的合理性和必要性，他認(rèn)為雖然地方政府在宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和收入分配職能上也許不及中央政府，但是資源配置政策因為各地居民的偏好不同而有所差別而使得地方政府比中央政府更適合［7］。

第二代財政分權(quán)理論主要是由錢穎一、weingast等學(xué)者提出的，亦被稱為市場維護(hù)型的財政聯(lián)邦主義（market－preserving federalism，MPF）［8］。他們的理論認(rèn)為第一代分權(quán)理論只闡述了分權(quán)意義而沒有打開政府內(nèi)部“黑箱”，所以應(yīng)該進(jìn)一步研究政府財政分權(quán)的運行機制，即研究如何能夠進(jìn)行合理的制度設(shè)計，從而使得政府能夠提高分權(quán)效率的問題。國內(nèi)對于財政分權(quán)的理論研究亦追從上述觀點，認(rèn)為向地方政府放權(quán)能為今后各項改革提供更為廣闊的空間，對整體經(jīng)濟(jì)改革起到了“鋪路搭橋”的作用。但是也存在一些學(xué)者質(zhì)疑我國財政分權(quán)對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，如陳抗等人就認(rèn)為中央與地方政府之間分配財政資源的不同方式會引起地方政府的利益機制和行為的重大變化，中國在90年代中期伴隨分稅制而來的財政集權(quán)將加劇地方政府從“援助之手”到“攫取之手”的行為轉(zhuǎn)變［9］。

理論的假設(shè)往往需要實證的檢驗，國內(nèi)外對于中國財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實證研究較為豐富，在本文的文獻(xiàn)回顧中，我們主要關(guān)注國內(nèi)學(xué)者對于此問題的研究。國內(nèi)學(xué)者對于這個問題并沒有統(tǒng)一的觀點，其研究結(jié)果可大致劃分為三種觀點：一是我國財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長存在正面促進(jìn)作用；二是對經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面作用；三是對于經(jīng)濟(jì)增長的作用不可一概而論，其結(jié)果會隨時間以及條件的改變而不同［10］。

張濤、鄒恒甫在1997年發(fā)表了第一篇有關(guān)于中國財政分權(quán)體制有利于經(jīng)濟(jì)增長的實證分析論文［11］。喬寶云則以1985－1998年的數(shù)據(jù)得到了同樣的正向結(jié)論。此后，更多學(xué)者用更時效的數(shù)據(jù)以及方法得到了中國財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長確實起到正向作用的結(jié)論［12－15］。

但是，仍有不少學(xué)者認(rèn)為我國財政分權(quán)制度對于經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面效應(yīng)或沒有顯著影響。李文星、艾春榮、徐長生利用1979－2004年中國省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在分稅制實施前，財政分權(quán)阻礙了經(jīng)濟(jì)增長，但在全樣本期，財政分權(quán)對中國經(jīng)濟(jì)增長并沒有顯著的影響［16］。殷德生的實證研究發(fā)現(xiàn)中國財政分權(quán)水平既并未能有效地促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，又加劇了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異程度［17］。

另有一部分學(xué)者指出，我國財政分權(quán)制度對于經(jīng)濟(jì)增長的作用受到數(shù)據(jù)、檢驗方法以及地區(qū)差異的影響，因而不能一概而論。張晏、龔六堂實證檢驗了中國1986－2002年財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國的財政分權(quán)效應(yīng)存在顯著的跨時差異和地區(qū)差異［18］。李國璋、劉津汝運用1996－2007年我國分省面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，結(jié)果顯示由于各地區(qū)在資源稟賦、政策環(huán)境等方面的差異，在同一個激勵框架之下，財政分權(quán)對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用仍大于其對于中西部地區(qū)的促進(jìn)作用［19］。由于國內(nèi)學(xué)者對于這個問題存在不一致的看法，在這個基礎(chǔ)上，謝貞發(fā)、張瑋通過選取現(xiàn)有主要實證文獻(xiàn)進(jìn)行薈萃分析，檢驗了“中國財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系”的主要實證結(jié)果是否受到不同研究特征的影響，分析結(jié)果表明，國內(nèi)的研究往往受到研究特征的影響，尤其是“正向顯著效應(yīng)”的實證結(jié)果會受到“區(qū)域、勞資增長率、其他改制、預(yù)算內(nèi)資金”等研究特征的顯著影響［20］。

本文在考察我國財政分權(quán)制度對經(jīng)濟(jì)增長的作用之時，盡可能采用了最新數(shù)據(jù)，即以最新《國家統(tǒng)計年鑒》為準(zhǔn)，力求獲得更具時效性的信息；同時考慮到許多文獻(xiàn)常常以多種模型形式呈現(xiàn)計量結(jié)果，而忽略了模型真正的擬合度及適用性的問題，本文在對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗和協(xié)整檢驗后，利用協(xié)方差分析法，構(gòu)造F統(tǒng)計值，確認(rèn)最擬合模型，并給出實證結(jié)果。

三、模型構(gòu)建及指標(biāo)選擇

根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論以及財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)，我們構(gòu)建了以經(jīng)濟(jì)增長為因變量，以財政分權(quán)程度、勞動力資源以及投資力度為自變量的基本模型：

pgdp為省級人均GDP，用來體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長情況；fd為財政分權(quán)程度，在這里采用省級人均財政支出/（省級人均財政支出＋中央人均財政支出）的指標(biāo)進(jìn)行衡量①必須指出的是，在當(dāng)前的研究中，對于財政分權(quán)水平的衡量存在多種指標(biāo)。張光（2011）對國內(nèi)進(jìn)行財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實證研究文獻(xiàn)中所使用的財政分權(quán)水平衡量指標(biāo)進(jìn)行了歸納和分析，指出我國有相當(dāng)大一部分相關(guān)文獻(xiàn)都是以地方財政收支占全國或中央財政收支比重的變量以及其變形形式作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)，這種類型的指標(biāo)最早是由張濤、鄒恒甫開始使用，并在隨后得到了廣泛的追隨。另有一些經(jīng)常被國內(nèi)學(xué)者使用的財政分權(quán)指標(biāo)包括各省財政收入分成率或邊際分成率、各省地方支出對中央支出比例、各省財政凈收入占省財政總支出比重（省財政總支出＝省財政凈收入＋中央轉(zhuǎn)移支付收入）等。張光（2011）、陳碩（2012）都指出，當(dāng)前對于財政分權(quán)指標(biāo)的使用或有不合理以及隨意性之處。但正如張光在文中所言，構(gòu)建合理的分權(quán)指標(biāo)之所以難，原因之一是我們很難找到能夠覆蓋財政分權(quán)概念的方方面面的操作性定義，原因之二是我們只能在現(xiàn)有的有限數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)行操作。在本文中，我們并沒有太過于深究這一問題，僅采用了普遍使用的人均地方財政支出占中央與地方人均財政支出之和的比例作為分權(quán)指標(biāo)，當(dāng)然，這也許的確會造成一些偏誤。；labo為省級就業(yè)人口年末總數(shù)量，用以體現(xiàn)各省的勞動力資源狀況；pinv為省級人均投資狀況，以各省全社會固定投資金額與各年份省級人口數(shù)量計算而得；i表示每個省份，t表示每個年份；e為截距項，ε為隨機誤差項。

為保證數(shù)據(jù)穩(wěn)健性，對等式兩邊分別取對數(shù)，則模型變化為：

由于我國在1994年進(jìn)行了財稅制度改革，為確保數(shù)據(jù)的一致性，本文選擇了1994年至2013年的省級數(shù)據(jù)作為研究對象，通過建立多元線性回歸模型，考察財政分權(quán)與我國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。本文采用的數(shù)據(jù)均來源于1995－2014年《中國統(tǒng)計年鑒》、各省、自治區(qū)及直轄市的相關(guān)統(tǒng)計年鑒，并對所有變量進(jìn)行取對數(shù)變換。同時，為保證數(shù)據(jù)口徑的一致性及完整性，剔除了四川省、重慶市、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)以及海南省五個地區(qū)的數(shù)據(jù)，且并未包括港澳臺數(shù)據(jù)，因此一共有26個地區(qū)數(shù)據(jù)。

四、實證檢驗

利用統(tǒng)計軟件對1994－2013年我國財政分權(quán)水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了考察。本文的省級面板數(shù)據(jù)共包含了1994－2013年共494個觀測值，表1為上述變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果。

在回歸分析中，首先對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行了考察，為確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，采用了LLC、B－stat、IPS、ADF－Fisher以及PP－Fisher共五種單位根檢驗方式。同時，觀察因變量與各個自變量之間的時序圖發(fā)現(xiàn)序列隨時間變化有上升趨勢，故選擇包含常數(shù)項和趨勢項（individual intercept and trend）的選項進(jìn)行檢驗。

如表2所示，各變量原始數(shù)據(jù)存在單位根，在經(jīng)過一階差分后，所有變量得以平穩(wěn)。在確保了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性后，對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗。同時，為進(jìn)一步保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，采用了EG－Pedroni、EG－Kao以及Johansen三種檢驗方式。

從表3和表4的檢驗結(jié)果可以得知，我國26個省市的人均GDP和財政分權(quán)程度、勞動力資源以及資本投入程度的面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。

表1　　主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果（觀測值：494）

表2　　主要變量的單位根檢驗結(jié)果

表3　Pedroni檢驗和Kao檢驗結(jié)果（滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定）

在確保了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系后，進(jìn)而對我國財政分權(quán)程度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行估計，先采用橫截面上的單方程OLS法，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了總體回歸，以期給出一個我國財政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長之間最初的總體關(guān)系，表5是具體結(jié)果。

由此得到的具體回歸方程為：

從表5及回歸方程可見，財政分權(quán)度的經(jīng)濟(jì)增長彈性為0．462，說明我國總體財政分權(quán)度增長1%，人均GDP平均增長0．462%，R2及Adj－R2均大于0．9，說明模型擬合效果較好。

但是面板數(shù)據(jù)具有其獨特的性質(zhì)，存在固定效應(yīng)、隨機效應(yīng)、不變系數(shù)、變截距以及變系數(shù)等多種模型形式。為探求我國財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間更實際的關(guān)系，需要進(jìn)一步確定符合數(shù)據(jù)特征的模型形式。利用協(xié)方差分析來確定解釋變量的參數(shù)（在本文中即為模型（1）和（2）中的α、β以及γ）是否對于所有截面都一樣。即為以下兩種假設(shè)如何選擇的問題：

表4　Johansen面板協(xié)整檢驗結(jié)果

表5　橫截面單方程OLS法下各變量系數(shù)及t統(tǒng)計值

如若接受H2，則可認(rèn)為數(shù)據(jù)屬于不變系數(shù)模型；如若拒絕H2，需檢驗H1，接受H1，表明數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之則認(rèn)為數(shù)據(jù)屬于變系數(shù)模型。

在本文的模型系數(shù)估計中，先利用Hausman檢驗確定模型適用于固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，利用協(xié)方差分析法構(gòu)造F1、F2統(tǒng)計量，從而確定數(shù)據(jù)模型，進(jìn)行系數(shù)估計。

表6　Hausman檢驗結(jié)果

在固定影響變系數(shù)模型的情況下，本文模型改寫為：

利用統(tǒng)計軟件，可得出在固定影響變系數(shù)模型下，每個省市的人均GDP與省級財政分權(quán)水平、人均投資量以及勞動力資源之間的關(guān)系。在本文中，主要利用GLS法考察省級人均GDP與省級財政分權(quán)水平之間的關(guān)系，即考察參數(shù)αi的情況。

五、結(jié)論

本文利用1994－2013年省級面板數(shù)據(jù)，檢驗了中國財政分權(quán)制度對于經(jīng)濟(jì)增長的作用。從回歸結(jié)果看，可歸納出下述幾個結(jié)論。

1．我國財政分權(quán)對于經(jīng)濟(jì)增長的總體作用并不明朗。面板數(shù)據(jù)最終檢驗結(jié)果適用于固定效應(yīng)變系數(shù)模型，說明解釋變量的參數(shù)并不是對于所有截面都一樣或相近的。且變系數(shù)模型的檢驗結(jié)果顯示（見表7），在26個省級數(shù)據(jù)中，包括天津、山西等14個省份財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長作用的系數(shù)為正，其余包括北京、上海等12個省市為負(fù)。

表7　固定影響變系數(shù)模型下省級財政分權(quán)水平（fd）的系數(shù)（αi）估計結(jié)果

2．省級財政分權(quán)對于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用并不大。從上述αi值的絕對值大小來看，財政分權(quán)水平每增長1%，對于人均GDP的影響較小。北京地區(qū)的α絕對值最大，但也只有5．46，即財政分權(quán)水平每增長1個單位，北京地區(qū)的人均GDP下降5．46個單位；而江蘇、湖南等地的α絕對值均不足0．1。絕大部分地區(qū)α的絕對值在0．5 至2．0間波動。由此可見，省級財政分權(quán)對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用并不明顯。

3．不同省市的財政分權(quán)水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系呈現(xiàn)不同的狀態(tài)，地區(qū)分化現(xiàn)象較為明顯，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)普遍呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，中西部地區(qū)多為正相關(guān)關(guān)系。在東部地區(qū)②指黑龍江、吉林、遼寧、河北、北京、天津、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、廣西、海南及港澳臺地區(qū)。，除了天津、廣西及山東呈正相關(guān)關(guān)系以外，其余省份均為負(fù)相關(guān)關(guān)系；而在中西部地區(qū)，除了河北、內(nèi)蒙古、安徽以外，其余地區(qū)都呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。由此說明，我國的財政分權(quán)制度對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、發(fā)展水平較落后地區(qū)有更大的促進(jìn)作用。

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（責(zé)任編輯：李亞利）

［作者簡介］宋心璐（1992－），女，浙江杭州人，碩士研究生，研究方向：公共經(jīng)濟(jì)及社會保障理論與政策。