中國財(cái)政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究

摘 要：本文遵循新古典主義的經(jīng)濟(jì)增長模型，建立相應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯χ袊?cái)政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證分析。首先對模型中的各變量進(jìn)行了定義和介紹，然后采用中國30個省份從1978年到2004年的數(shù)據(jù)對其進(jìn)行估計(jì)，并得出了幾個重要的結(jié)果。上述對財(cái)政分權(quán)措施的分析只是從一個靜態(tài)的角度著眼，僅是一種變量之間的數(shù)量關(guān)系分析，但事實(shí)上，由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性，變量之間的數(shù)量關(guān)系可能是一種偶然的結(jié)果或者說存在某種中間傳導(dǎo)機(jī)制。因此，對變量之間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行分析必須要首先分析其因果關(guān)系，否則我們的分析結(jié)論可能會夸大政策變量的作用效果。基于上述分析的兩個缺陷，我們對財(cái)政分權(quán)措施又做出了進(jìn)一步的因果檢驗(yàn)與時滯效應(yīng)分析，結(jié)果不能拒絕財(cái)政分權(quán)外生性的假設(shè)。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán) 經(jīng)濟(jì)增長 實(shí)證檢驗(yàn) 外生性 時滯

縱觀財(cái)政分權(quán)理論和實(shí)踐的發(fā)展，不同學(xué)者之所以在財(cái)政分權(quán)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)這一問題上得出不同的結(jié)論，原因并不在這一問題本身，而在于不同學(xué)者在研究這一問題時進(jìn)行的模型設(shè)定、變量選擇、計(jì)量方法、數(shù)據(jù)來源以及所處的制度環(huán)境不同。

為此，本文將結(jié)合我國財(cái)政分權(quán)實(shí)踐進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以我國1978—2004年各省、自治區(qū)、直轄市的面板數(shù)據(jù)為樣本，分析財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。這里首先陳述經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ停缓笳f明數(shù)據(jù)及來源，最后報(bào)告估計(jì)的結(jié)果。在此基礎(chǔ)上，還對財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在某種因果關(guān)系、以及財(cái)政分權(quán)措施的時滯效應(yīng)進(jìn)行分析。

一、經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臉?gòu)建

這里我們遵循新古典主義的經(jīng)濟(jì)增長模型，首先來看一看方程中選擇的一些經(jīng)濟(jì)變量。

我們選擇支出方面來衡量財(cái)政分權(quán)，它被定義為人均省級財(cái)政支出占人均總財(cái)政支出的比例。其中LXit是i省在t年的財(cái)政支出，CXit是t年中央的財(cái)政支出， popit是i省在t年的人口，popt代表在t年的總?cè)丝凇闄z驗(yàn)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系，我們在模型的增長方程中引進(jìn)財(cái)政分權(quán)和財(cái)政分權(quán)的平方作為兩個不同的變量。

在回歸方程中引進(jìn)的另一個變量是財(cái)政資源分配的不平等程度，我們可以通過 來衡量財(cái)政資源分配不均等，其中PLXit是i省t年人均地方財(cái)政支出，PLXt是全國t年人均省級地方財(cái)政支出。

另外，增長方程中遵循新古典主義的傳統(tǒng)，使用資本增長（K）和勞動力增長（L）作為經(jīng)濟(jì)增長的解釋變量。方程中還包括實(shí)際稅率（TAX ）和實(shí)際稅率的平方（TAX2），用以反映資源在公共部門與非公共部門之間的分配，和其以合適程度對經(jīng)濟(jì)增長的影響。此外，我們還使用了控制變量通貨膨脹率P，可以用商品零售價格指數(shù)上漲率來表示。

根據(jù)上述討論，計(jì)量分析方程可以表述為：

其中i代表省份，t代表年度，Vit代表方程的統(tǒng)計(jì)誤差即隨機(jī)擾動項(xiàng)， 為不可觀測的地區(qū)效應(yīng)， 為不可觀測的時間效應(yīng)。考慮到分稅制改革的影響，我們引入虛擬變量Dum94。

二、數(shù)據(jù)處理及來源

我們的計(jì)量分析采用中國30個省份從1978年到2004年的數(shù)據(jù)。以上數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及相應(yīng)各年各省、自治區(qū)、直轄市《統(tǒng)計(jì)年鑒》（其中河北省為《河北經(jīng)濟(jì)年鑒》、甘肅為《甘肅年鑒》），《中國財(cái)政年鑒》相應(yīng)各年，《新中國50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，《全國各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計(jì)資料匯編：1949—1989》，中經(jīng)專網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫等。

由于行政區(qū)劃的調(diào)整，1997年重慶從四川分離，成立直轄市。為了保持一致性，我們將重慶和四川合并。1997年前的數(shù)據(jù)取自《四川統(tǒng)計(jì)年鑒》，1997年后的數(shù)據(jù)由重慶市和四川省的相應(yīng)數(shù)據(jù)計(jì)算而得。我們的面板數(shù)據(jù)不包括港澳臺地區(qū)，這樣一共有30個地方的數(shù)據(jù)。

三、估計(jì)結(jié)果

經(jīng)過上述數(shù)據(jù)處理以后，我們按照雙向固定效應(yīng)模型并使用計(jì)量軟件Eviews5.0進(jìn)行了回歸，人均GDP增長率的估計(jì)結(jié)果和模型設(shè)定檢驗(yàn)如表所示：

我們將獲得的一個重要結(jié)果是財(cái)政分權(quán)顯著影響了經(jīng)濟(jì)增長，但是在給定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，存在財(cái)政分權(quán)的最優(yōu)程度，超過這個程度，財(cái)政分權(quán)可能不會有利于經(jīng)濟(jì)增長。增長方程中FD和FD2的系數(shù)分別是610.27和－426.76，t比分別是2.23和－2.54。這里和我們預(yù)期的一樣，財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長的影響是非線性的。通過對方程估計(jì)結(jié)果中對 （財(cái)政分權(quán)）作一次求導(dǎo)，我們可以發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對于經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)水平。一次倒數(shù)并等于0后，我們得到：610.27-2×426.76×FD=0

從上面的等式中我們發(fā)現(xiàn)，根據(jù)樣本期間數(shù)據(jù)的估計(jì)，對于經(jīng)濟(jì)增長，財(cái)政分權(quán)的最優(yōu)水平是71.5%。值得注意的是，這個最優(yōu)水平是根據(jù)數(shù)據(jù)所體現(xiàn)的歷史和現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)環(huán)境決定的。顯然，經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化會引起財(cái)政分權(quán)最優(yōu)水平的變化。比如，更有彈性的資本市場和更大的勞動力流動可能會產(chǎn)生更有效的經(jīng)濟(jì)資源的配置，同樣會影響財(cái)政資源在中央和地方配置的效率。

從上表中看到，另一個重要的估計(jì)結(jié)果是財(cái)政資源分配的不均等與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向相關(guān)關(guān)系。從增長方程中我們發(fā)現(xiàn)，不均等的系數(shù)是35.17，t比是3.86。因而，我國財(cái)政資源分配的不均等有助于經(jīng)濟(jì)增長，0.01的均等水平的提高，可能會損失0.3517%的經(jīng)濟(jì)增長。基于我們理論模型的分析，這個結(jié)果也說明，在樣本期間，中國富裕地區(qū)地方公共產(chǎn)品對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比貧困地區(qū)的大。當(dāng)財(cái)政資源從貧困地區(qū)向富裕地區(qū)轉(zhuǎn)移，整體經(jīng)濟(jì)增長會有所提高，但是會降低財(cái)政資源分配的均等水平。

第三，估計(jì)結(jié)果與關(guān)于實(shí)際稅率對經(jīng)濟(jì)增長影響的預(yù)期是一致的。實(shí)際稅率和財(cái)政分權(quán)之間的關(guān)系表明財(cái)政資源在公共部門與私人部門間的分配狀況，從模型的檢驗(yàn)結(jié)果來看，增長方程中TAX和TAX2的系數(shù)分別是－2.532和0.213，t比是－2.43和2.08。需要注意的是，過低的和過高的實(shí)際稅率對經(jīng)濟(jì)增長都是有害的。為允許實(shí)際稅率對經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系，我們分別考察實(shí)際稅率和實(shí)際稅率的平方，根據(jù)方程的估計(jì)結(jié)果對TAX（實(shí)際稅率）作一次導(dǎo)數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)實(shí)際稅率對于經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)水平。一次導(dǎo)數(shù)并等于0后，我們得到：

-2.532+2×0.213×TAX=0

從樣本期間的數(shù)據(jù)得到，最優(yōu)實(shí)際稅率大約在23.8%。應(yīng)該注意的是，關(guān)于對最優(yōu)財(cái)政分權(quán)水平的謹(jǐn)慎看法在這里也同樣適用。

增長方程的結(jié)果也支持新古典主義增長模型的結(jié)論。增長方程中，資本增長和勞動力增長的系數(shù)分別是0.124和0.469，t比分別是7.67和3.35。這說明資本增長和勞動力增長有助于經(jīng)濟(jì)增長。通貨膨脹率的系數(shù)為0.632，t比是9.98，顯著為正。

四、財(cái)政分權(quán)措施的內(nèi)生性檢驗(yàn)與時滯效應(yīng)

我們的回歸分析結(jié)果表明，財(cái)政分權(quán)與人均GDP增長率之間具有較強(qiáng)的相關(guān)性。但事實(shí)上，由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性，變量之間的數(shù)量關(guān)系可能是一種偶然的結(jié)果或者說存在某種中間傳導(dǎo)機(jī)制，因此，對變量之間的數(shù)量關(guān)系進(jìn)行分析必須要首先分析其因果關(guān)系，否則我們的分析結(jié)論可能會夸大政策變量的作用效果。這里對財(cái)政分權(quán)措施作進(jìn)一步的分析分為兩個方面，首先分析財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在某種因果關(guān)系；其次利用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析財(cái)政分權(quán)措施的時滯效應(yīng)。

（一）財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系分析

我們首先對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，這里檢驗(yàn)的變量包括人均財(cái)政分權(quán)指標(biāo)、實(shí)際稅率、人均投資增長率及人均GDP增長率，變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用ADF檢驗(yàn)方法，同時為保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時使用了PP檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 除人均投資增長率K變量以外，其余變量均不能拒絕有單位根，且對它們差分后都拒絕有單位根，其置信水平大多數(shù)是5%，因此可以認(rèn)為這些變量都是I（1）的，即一階差分過程，也就是說這些變量都具有隨機(jī)趨勢。從計(jì)算的結(jié)果看，我們不能接受人均投資增長率是I（1）的，而可以認(rèn)為序列本身是平穩(wěn)的，即是I（0）的。依據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以對變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)，從檢驗(yàn)結(jié)果可以得出，財(cái)政分權(quán)不能Granger引起GDP的增長，其P值達(dá)到0.76，因此不能拒絕財(cái)政分權(quán)的外生性假設(shè)。林毅夫等（2000）、喬寶云（2002）和張晏（2005）也得出了與此相同的結(jié)論。這可能是因?yàn)樨?cái)政分權(quán)措施由國家制定并受國家宏觀調(diào)控，在一定程度上受財(cái)政政策所左右，分權(quán)具有外生性；但是財(cái)政分權(quán)還會受到經(jīng)濟(jì)體系中其他經(jīng)濟(jì)主體行為的影響，投資、收入、儲蓄、消費(fèi)這些經(jīng)濟(jì)因素使政府難以絕對控制分權(quán)。因此，財(cái)政分權(quán)具有內(nèi)生性和外生性雙重性質(zhì)。同時，在第四行中，實(shí)際稅率外生于GDP的概率為0.51，這與我國稅率受政府政策所左右是相關(guān)的，即稅率不是通過市場來調(diào)節(jié)的，這可以用上述討論財(cái)政分權(quán)變量的方法來解釋。此外，我們還可以看出，投資不能Granger引起GDP增長的概率為0.09，因此投資對于經(jīng)濟(jì)增長來說是一個重要的內(nèi)生要素。

（二）財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長的相互影響程度和時滯

根據(jù)VAR模型，我們可以得出財(cái)政分權(quán)制度的變化與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互脈沖響應(yīng)。從脈沖響應(yīng)圖中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長與財(cái)政分權(quán)制度的變化對對方的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的脈沖響應(yīng)基本上呈現(xiàn)一種穩(wěn)定上升的特征。一方面，面對財(cái)政當(dāng)局分權(quán)措施的一個正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，實(shí)際GDP對一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊做出較小的反應(yīng)并先呈現(xiàn)出緩慢下降態(tài)勢，大約在第三年又回升到0，并開始出現(xiàn)穩(wěn)定增長的態(tài)勢，大約在第6年達(dá)到最大值。這充分說明從改革措施的啟動到其對經(jīng)濟(jì)增長影響之間會有相當(dāng)長的一段間隔期，即經(jīng)濟(jì)增長率對財(cái)政分權(quán)改革措施的變化需要一定的反映時間。另一方面，GDP增長率每增加一個百分點(diǎn)，從第1期開始對分權(quán)就有一個正的影響，并穩(wěn)定增加，于第3期達(dá)到最優(yōu)點(diǎn)，然后緩慢降低，但結(jié)果仍然為正。這說明市場效率的提高有利于促進(jìn)政府間的分權(quán)，下一級政府的財(cái)政自由度會更大。

上述分析表明，我國財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著相互影響的關(guān)系，這與前面的因果檢驗(yàn)結(jié)論是一致的。而面對財(cái)政分權(quán)措施的變化，實(shí)際GDP的脈沖響應(yīng)強(qiáng)度是正向的而且比較穩(wěn)定。這進(jìn)一步印證了前述第二節(jié)的分析結(jié)論。另外，脈沖響應(yīng)軌跡也表明，我國財(cái)政分權(quán)措施的變化對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生作用具有一定的時滯期，大約在第3年產(chǎn)生正的影響。這一點(diǎn)主要是因?yàn)檎畬?shí)施財(cái)政分權(quán)的措施需要通過經(jīng)濟(jì)主體的行為決策作用于市場，從而帶來經(jīng)濟(jì)效率的提高和經(jīng)濟(jì)增長。

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