財政分權與地區服務業增長的門檻效應分析
——基于地方政府政績觀的邏輯分析

郝宏杰，付文林

(1.上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海 200433；2.鄭州輕工業大學 社會發展研究中心，鄭州 450001)

內容提要：中國經濟增長的驅動因素中，政策性因素更明顯。針對我國服務業增長的階段性、地區異質性特征帶來的總量滯后問題，本文從理論上分析財政分權影響地區服務業增長的內在作用機理，并利用1980-2016年30省份的面板數據考察財政分權對服務業增長的影響。理論分析表明，中國特色財政分權體制直接影響地方政府的政績觀，因而在產業發展政策支持上，在不同的經濟發展水平的地區和階段，會區別性選擇更有利于體現經濟增長政績考核的產業，影響服務業增長地區的差異性和階段性。實證分析結果顯示，財政分權對服務業增長具有重要影響,并呈現非線性特征;進一步利用面板門檻模型的實證分析發現地區經濟發展對財政分權的服務業增長效應存在雙重門檻，在低收入階段，財政分權加強會阻礙服務業增長，在中等收入階段，財政分權對服務業增長的阻礙作用明顯弱化，在高收入階段，財政分權顯著促進服務業增長。本文解釋了長期以來我國服務業發展滯后問題及個別地區服務業快速增長的現象，同時認為，隨著我國大部分地區經濟發展水平接近或超過高收入門檻，擴大財政分權有利于服務業快速增長，因此，要進一步完善財政分權制度，改進地方官員考核機制，提升經濟發展質量。

一、引言

改革開放以來我國服務業雖然取得了較快發展，服務業占GDP比重從1978年的23.4%上升到2018年的52.2%，但長期滯后于經濟發展。人均GDP從3000美元增長到5000、8000和10000美元時，我國服務業增加值占比分別為42.8%、44.2%、50.2%和52.2%，而相同發展階段，高收入國家服務業占比分別為56.5%、58%、59%和62.2%，全球平均水平分別為59.5%、64.2%、68.5%和69.9%，如今歐美、日本等發達國家服務業增加值和就業占比都高達70%以上①。可見隨著經濟社會的發展，信息、知識和技能等要素在生產中的作用愈加重要，服務業在國民經濟中的比重也越來越高，根據國際經驗，我國服務業增加值占比應該高于同期全球平均水平，但事實上卻與同期發達國家和全球平均水平相差10%-20%左右，服務業增長嚴重滯后。

我國服務業發展的總體滯后主要體現在地區服務業增長的異質性和階段性。首先，我國服務業發展水平存在明顯的地區差異，截止2017年底，北京、上海、天津、浙江等東南沿海地區服務業發展水平相對比較高，但這些地區除了北京、上海外，其他發達省份服務業增加值占比均低于60%，服務業發展水平與發達國家還有不少差距，引領我國服務業增長的中心級太少；河南、安徽、江西、陜西等大部分中西部省份地方政府在產業發展中可能偏愛制造業，導致服務業發展嚴重滯后，服務業增加值比重大都低于50%②。其次，與國際經驗相比，我國服務業增長過程的波動性特征比較明顯。1970-2016年間，全球大部分國家服務業增加值占比的增長都呈現穩步上升趨勢，向下回落的年份很少。而改革開放以來，我國服務業增長趨勢則呈現明顯的波動性特征，改革開放初期服務業增長較快，分稅制改革后的一段時間服務業增長總體上減緩，一些年份甚至下滑，2013年以后服務業又呈現加快增長趨勢。地區層面，北京、上海等服務業發達地區與河南、江西等欠發達地區服務業增長趨勢在分稅制改革之前差異不大，但分稅制改革之后增長趨勢呈現很大差異(見圖1)，尤其是分稅制改革到2012年間的一段時期，欠發達地區服務業增加值占比的下降幅度明顯大于發達地區，且下滑的持續時間更長。受經濟發展階段差異性的影響，客觀上欠發達地區服務業增長要滯后于發達地區，然而地區服務業占比增長的波動性特征明顯與服務業發展規律不太一致③。

圖1 1980-2016年我國不同地區服務業增加值占比變動趨勢

那么，是什么原因導致我國服務業增長的總體滯后性及地區增長差異？中國經濟增長的驅動因素中，政府的政策性因素更明顯。在中國式分權體制下，中央政府授予地方政府一定的財權，并通過官員考核制度激勵地方政府發展地方經濟，為了實現政績最大化，地方政府一方面與中央政府展開談判和博弈，另一方面地方政府之間展開橫向競爭，競相在土地、投資、財稅、對外開放等方面爭取更大的政策空間，一定程度上影響著地方政府的產業發展戰略和產業結構布局，影響服務業增長的市場化、城市化，所以財政分權應該是影響服務業增長的普遍適用性因素。

基于以上認識，本文從理論和實證層面研究財政分權對我國地區服務業增長的影響，梳理財政分權影響地區服務業增長的機理，利用1980-2016 年中國30 省份面板數據，實證檢驗財政分權對服務業增長的影響，并同時檢驗了財政分權影響服務業增長的門檻效應。

二、財政分權影響地區服務業增長的作用機理分析

(一)中國特色的財政分權制度

財政分權制度是處理我國中央和地方關系的根本制度，該制度的核心是中央和地方的財權和事權的劃分，以及中央對地方的垂直組織人事管理制度，即地方官員考核和晉升制度(周黎安，2007；楊龍，2015)。中央和地方財政關系方面，改革開放以來我國就確立了地方分權的改革主線，并在改革開放初期實施了“劃分收支，分級包干” 的財政包干制，地方財政不僅擁有了獨立的預算編制權，享有較高的財政自主性，不受干擾地決定預算支出和中央政府分享預算收入(陳碩和高琳，2012)，這有利于提高地方政府發展經濟的積極主動性，GDP和財政收入都大幅增加；然而該模式也激勵了地方政府隱藏稅源的動機，導致中央財力薄弱，且地區間財力差距大等問題。為此，1994年我國對分權制度進行了重塑，建立了根據稅種來劃分中央和地方財政收入的“分稅制”，全部稅收分為中央稅、地方稅和中央地方共享稅，形成了當前中央和地方分權分稅的基本格局。

分稅制有利于地方政府減少對企業的干預和對市場的封鎖，提高了市場配置資源的效率，總體上促進了地方經濟的發展，并增加了中央政府財力，但由于中央和地方財權與事權的不匹配性，帶來地方政府財政收支缺口(即財政縱向失衡)問題。由于地方經濟發展的不平衡性，分稅制給地方政府帶來的財政收支缺口存在很大的地區差異，經濟發展水平比較高的地方(北京、上海、浙江、江蘇、廣東、天津、山東、福建等地)，財政收支缺口比較小，地方財政的自主度高，地方政府就有更多的財力來干預地方經濟，相反財政收支缺口大的地區就更加依賴于中央的轉移政府(西藏、青海、甘肅、黑龍江、寧夏、新疆、吉林、廣西、云南、貴州等地)，地方政府在干預經濟方面就缺少自由度。

由于分權體制下，為了激勵地方政府發展經濟的積極性，建立了垂直的組織人事管理制度，即地方官員的評價和晉升取決于中央對地方官員的政績考核成績，而政績考核的關鍵就是考核指標，這成為地方官員制定發展目標的依據。由于中央和地方政府所掌握的信息不對稱問題，受地方經濟和財政資源的限制，作為“理性經濟人”的地方官員會集中財力來完成核心指標或關鍵指標，以便在政績考核中獲得更好的排名，通常經濟增長速度、財政收入等量化的硬約束指標就成為地方政府追求的關鍵指標，形成可能偏離中央政府意圖的“為增長而競爭”的地方官員政績觀(陳潭和劉興云，2011等；劉偉，2016)。

(二)財政分權影響服務業增長的非線性特征

在“為增長而競爭”的政績觀驅使下，地方官員為了經濟的快速增長，最直接的辦法就是優化財稅政策工具的設計，通過招商引資等方式來增加投資，短期內形成生產能力，引導社會資本和人口、勞動力流動，調節產業結構，實現GDP、稅收等指標的快速增長，以最小的成本獲取最大政績。然而，分稅體制下，地方政府之間存在著橫向競爭關系，在各種資源有限的情況下，地方政府就展開了招商引資等方面的競爭(周光亮，2012)。

地方政府招商引資的對象都是有所選擇的，所引進的企業要符合其政績觀要求，即投資額大、能夠在短期形成生產能力、能夠帶動相關產業的發展、GDP和稅收的貢獻高等。理論上講招商引資的對象包括制造業和服務業兩類行業，但兩類行業在產品性質、要素投入、生產過程、需求對象、跨區流動性等方面存在本質差異，制造業是勞動和資本密集型，而服務業是勞動和知識、技術密集型，所以從投資角度，制造業投資額更大一些；從稅收角度，由于分稅制初期，企業利潤和人均GDP水平還比較低，所得稅等直接稅來源渠道少，稅制結構以間接稅為主，而制造業稅收中間接稅比重更高；從生產規模和流動性角度，制造品方便儲存和運輸，可以面向全球出口，而服務業通常依賴于本地制造業水平及居民需求，且交易具有即時性，不能儲存，生產規模有限，跨區流動性比較難；從產業的帶動效應來看，制造業的前向和后向連鎖效應都比較大，而服務業中生產性服務業具有一定的后向連鎖效應，消費性服務業的前向和后向連鎖效應都不明顯；從對地區環境的適應性來講，制造業對投資環境要求低，主要條件是需要大量用地和勞動力條件，而服務業則對人均GDP水平、交通通信條件、高技能勞動者、城市消費環境等都有要求。

與產品同質化程度高、市場范圍大的制造業相比，服務企業規模較小、形成生產能力較慢、產業關聯效應較小、跨區流動存在較大困難，地方政府在招商引資等競爭中無疑更加偏好制造業，服務業獲得的優惠條件會比較少。也就是說，受“為增長而競爭”政績觀驅使，地方政府可能把土地 、財政等有限的資源向制造業傾斜，財政分權可能不利于服務業增長。

然而，財政分權的制度安排并不是一成不變的，伴隨經濟社會環境的變化，國際產業分工和競爭加劇，服務業對制造業產業鏈、競爭力的提升作用，及滿足居民精神文化等消費需求的作用充分顯現，工業化和城市化進程也為服務業發展創造了良好的要素條件和空間環境；與此同時，產業升級壓力下官員晉升考核的機制也在不斷調整，政府官員的考核指標也日趨科學化和多元化，“加快服務業發展，增加服務業就業比重”等被設定為納入政府官員績效考核體系的約束性“硬指標”(崔濱，2011)，地方官員正在形成“增長和質量并舉的”政績觀，多種因素共同作用下，地方政府的產業發展偏好正在逐步轉向服務業。也有一些學者發現財政分權對產業升級也可能是正向促進作用。張少軍和劉志彪(2010)研究表明，市場環境的變化會促使地方政府改變博弈策略，有效激勵了地方政府促進產業升級活動。黃顯林(2013)基于 1997-2010 年省級面板數據的實證分析表明財政分權度越高，地方獲得的財稅政策空間越大，越能促進地區產業結構升級。王立勇、高玉胭(2018)以2002-2015 年山西省“省直管縣”縣級面板數據為樣本，采用雙重差分法的實證分析結果表明直管縣有更多財政自主權，激活了地方政府發展經濟的活力，對縣域產業結構升級產生了正向推動作用。

在分權體制對地方政府發展服務業的激勵下，經濟發展水平相對較高的發達地區服務業也取得了快速發展。如圖2所示，2001到2004年在“為增長而競爭”的政績觀引導下，各地大力發展第二產業，服務業增加值占比呈下降趨勢，2005年之前我國發達省份服務業占比除了北京外普遍都不高；2005年之后北京、上海率先開始了經濟結構調整，服務業增長值占比持續上升；隨后2008-2012年期間天津、廣東、浙江、江蘇等發達省份也順應產業結構升級的趨勢，加大了服務業發展，服務業增加值占比呈增長趨勢，尤其是2012年之后這些地區服務業占比的增長明顯加快④。

圖2 2000-2017年我國發達省份服務業增加值占比的變動趨勢

為了刻畫財政分權與服務業增長的關系，本文選取了財政自主度作為財政分權的替代變量(陳碩和高琳，2012)，財政自主度=省本級預算內財政收入/省本級預算內財政支出，用服務業增加值占比和服務業就業占比來衡量服務業增長指標⑤。根據上述分析，不同經濟發展階段，財政分權與服務業增長的關系可能存在較大差異，所以本文參考北京、上海等發達地區2005-2007年左右的人均GDP均值，分別描述了人均實際GDP(即每年的名義GDP用1980年為基期的消費者物價指數平減)小于8100元及人均GDP大于8100元兩個階段，財政自主度與服務業增加值、就業占比的散點圖⑥，從中可以看出：財政分權與服務業增長的關系很大程度上受到地區發展水平的影響，當人均實際GDP低于8100元時，財政自主度與服務業增加值占比、就業占比總體上都呈現負向關系，地方政府更多的財政資源投入制造業等領域，不利于服務業增長；而當人均實際GDP高于8100元時，財政自主度與服務業增加值占比、就業占比總體上都呈現正向關系，隨著收入水平的提高，地方政府越來越重視服務業增長，財政資源也逐步向服務業傾斜，促進了服務業增長。

圖3 財政自主度與服務業增加值占比的散點圖

圖4 財政自主度與服務業就業占比的散點圖

綜上所述，本文提出假說：在中國特色財政分權體制下，財政分權對服務業增長的影響呈現非線性特征，經濟發展水平比較低時，受“為增長而競爭”的政績觀驅使，發展制造業比服務業更契合地方政府的利益，服務業獲得的優惠條件較少，財政分權可能會不利于服務業增長；經濟發展水平上升到一定階段，服務業成為產業結構升級的方向，地方政府更加重視服務業，經濟發展水平較高的地區逐步形成“增長和質量并舉的”政績觀，財政分權可能有利于服務業增長。

三、模型與變量

服務業發展是一個漸進的過程，往往伴隨著各地區的城市化進程、居民收入的增長、對外開放的演變而不斷演進，因而分析財稅體制對服務業增長的影響，必須要控制地區經濟發展水平、城市化水平、對外開放度等因素，本文綜合Hyun-Jeong Kim(2006)、Buera and Kaboski(2012)等相關研究的理論模型，得到下列基準回歸計量模型：

Seviceit=β0+β1Fit+β2Zit+εit

(1)

其中，i和t分別表示地區和年份，Seviceit是被解釋變量；Fit表示主要解釋變量，即財政分權變量，Zit代表控制變量，εit表示誤差項。

1.被解釋變量

衡量經濟增長的兩個重要指標是增加值和就業量，服務業屬于勞動和知識密集型，而且服務是無形產品、不能儲存，其供給和消費具有即時性特征，所以勞動是服務生產中最重要的要素，服務業就業變動與增加值變動趨勢也高度相關，為此本文選取了服務業增加值占比和服務業就業占比兩個變量作為本文的被解釋變量，選取服務業從業人數占地區總就業人數的比重作為服務業就業比重的替代指標。

2.主要解釋變量

財政分權(Fit)是本文主要考察的解釋變量。根據本文之前的分析，財稅分權是影響我國服務業增長的重要制度性因素，財政分權制度設計帶來地方財政收支的差異，從地方財政收支缺口和地方干預經濟發展的能力角度，本文財政分權指標選擇財政自主度指標，財政自主度變量=省本級預算內財政收入/省本級預算內財政支出，用Decent表示，刻畫中央政府下放給地方政府的財權、決策權及財政自主權。根據陳碩和高琳(2012)的研究，“財政自主度”指標能夠同時反映跨時序和跨地區的差異。2009年之前的數據來源于陳碩和高琳(2012)，2010-2016年的數據來源于各省份年度財政決算報告⑦。根據之前分析，財政分權度越高，在政治考核和晉升激勵下，地方政府就有更多的資源來干預經濟，從而實現其政績需要，當財政自主度比較低的時候，地方政府只能滿足其基本的政績需要(如經濟增長、稅收增長等)，而當財政自主度比較高時，地方政府可能才有更多的資源用于產業結構升級和服務業增長方面的財力支出。

3.其他控制變量(Zit)

服務業生產過程除了勞動的作用外，資本投入對提高提升服務業技術水平和勞動生產率也具有重要作用，為此本文選取服務業資本占比作為重要控制變量，用Capital表示，等于服務業資本存量占全社會資本存量的比重。當前，制造業和服務業呈現融合發展態勢，資本在服務生產中的作用愈加重要，所以預計服務業資本存量占比對服務業增長的效應為正⑧。

根據已有關于經濟增長和服務業增長的文獻研究結果，本文還引入地區發展水平、對外開放度和城市化水平三個重要控制變量。

地區發展水平變量用來考察地區經濟發展和居民收入水平等客觀因素對服務業增長的影響，用人均GDP即Rgdp表示。根據Clark(1941)、Schettkat(2006)等研究，隨著人均收入水平的增長，人們會更傾向于購買需求彈性較高的服務品，消費結構會從制造品轉向服務品，預計地區發展水平對服務業增長產生正向影響，但這一影響可能會存在地區和階段性差異，為了消除異方差和自相關的影響，本文估計過程中選取了人均實際GDP的對數(即運用物價指數對名義GDP進行了平減)。此外，財政分權對服務業增長的影響可能受到地區經濟水平的制約，所以本文構建財政自主度與地方發展水平的交互項變量，即Rgdp*Decent。

城市化率用Urban表示，用來考察城市化的快速發展通過人口流動和生活方式的變化對服務業供給及需求的影響。根據相關理論，城市化促使農村人口向城鎮流動，為服務業增長提供了廉價的勞動力資源，尤其是成為批發零售、住宿餐飲、交通運輸等基礎性服務業的主力軍；同時城鎮外來人口的收入水平會不斷提高，其生活方式趨向于城鎮居民的生活方式，同時城市文明也會向周邊地區傳播，最終服務消費的總人口增加，邊際消費傾向提高，消費結構不斷優化；另外，人口和地理的城市化還帶來服務生產的空間集聚效應，增加了服務業引致需求，預計城市化水平與服務業增長應該呈正相關關系。具體計算指標采用城鎮常住人口與總人口的比重來表示。

對外開放度，用Open表示，反映我國對外開放政策對服務業增長的影響。參考陳金保等(2011)的做法，對外開放度具體指標采用外貿依存度，即地區進出口總額與地區生產總值的比重。改革開放以來我國對外開放度不斷提高，尤其是加入世貿組織以后，對外貿易增長迅速，不過受美國次貸危機的影響，2008年以后對外開放度的增長減緩；此外，我國的貿易結構以勞動密集型和加工貿易為主，貿易結構低端化，尤其是服務貿易比重低，所以對外開放度對服務業增長的促進作用可能會不太明顯。

本文的數據如果沒有特別說明，都主要來自《中國統計年鑒》《中國人口和就業統計年鑒》及相關省份的統計年鑒。

四、實證結果分析

(一)財政分權與服務業增長的基準分析結果

本文首先利用1980-2016年的省級面板數據對財政分權的服務業增長效應進行了估計，采用逐步增加變量的方式來判定變量的顯著性：模型(1)到(3)是對服務業增加值占比的估計，模型(4)到(6)是對服務業就業占比的估計，模型(1)和(4)估計了人均GDP、服務業資本存量占比，及對外開放度、城市化率等控制變量的影響；模型(2)和(5)加入財政分權變量；模型(3)和(6)加入人均GDP與財政分權變量的交互項。由于本文采用的變量都屬于宏觀層面變量，經相關檢驗，變量間存在一定程度的異方差問題，為了減少估計的偏誤，本文采用了聚類穩健標準差的個體固定效應面板數據估計方法。由于西藏的數據殘缺率較高，本文的分省數據不包括西藏，估計結果見表1。

表1 分權體制與服務業增長的基準回歸結果

首先看財政分權對服務業增長的影響，模型(2)和(5)中，代表財政分權指標的財政自主度(Decent)的系數顯著為負，而模型(3)和(6)中加入了人均GDP與財政分權的交互項(Rgdp*Decent)后，財政自主度的系數及人均GDP與財政分權的交互項的系數都顯著，且Decent的系數為負，Decent*Rgdp的系數為正，這符合之前理論部分的假設，財政分權對服務業增加值占比的作用受到經濟發展水平(即人均GDP)的影響，當人均GDP水平較低時，服務業發展的客觀條件還不太具備，財政自主度的提高不利于服務業占比的增長。財政分權與服務業增長的負向關系也與本文理論部分的判斷相一致，說明分權體制下地方政府受“為增長而競爭”的政績觀影響，政府首要的任務是加快GDP、稅收收入等規模性指標的增長，而工業等“投資大、形成生產能力快、間接稅比重高”的產業就受到地方政府的青睞，省級政府偏向于把比較緊缺的財政資源用于支持這些產業的發展，而對服務業的優惠和支持比較少，不利于服務業發展。周飛舟(2006)、李江帆和楊振宇(2012)、鄭培(2014)、張芬(2016)等學者也認為發展服務業耗費執政資源更多、見效更慢，同時回報更低，因而服務業對大多數地方政府缺乏吸引力。

當人均GDP水平超過一定臨界值，客觀上具備了服務業發展的相關條件，財政自主度的提高促進了服務業增長。財政分權對服務業增長的正向作用與賀文慧等(2016)、王立勇和高玉胭(2018)等結論基本一致。可能的原因一是財政分權減少了中央政府對地方政府的直接干預，促進了地區市場化發展，提高了地方資源配置的效率，促使地方經濟發展能夠更好地遵循產業結構升級的規律發展，當地方人均GDP不斷增加后，來自供給和需求的因素都會推動地方服務業增長。二是雖然地方政府主觀上可能偏向發展工業，但工業是服務業的基礎，工業發展到了一定的階段，需要服務業的支撐作用，工業勢必與服務業共生發展，為了增強工業競爭力，服務業的作用也會更加重要，所以工業的服務化發展間接帶動了服務業增長(劉振中，2018)。三是在產業結構升級背景下，中央政府通過“黨代會”、“兩會”、“五年發展規劃”等渠道不斷傳導推進產業結構升級和服務業增長的信號，同時中央和地方政府的考核指標體系也更加多元化、科學化，這推動地方政府政績觀從“為增長而競爭”向“增長和質量并舉”轉變，地方政府主動優化財稅政策，促進了服務業增長。

其他控制變量方面，資本作為服務業的主要投入要素對服務業增長具有顯著的正向作用。模型(1)到(6)中，資本投入(Capital)變量的系數顯著為正，而在服務業勞動力不斷增多，勞動者所掌握的技能的熟練程度不斷提升的情況下，增加服務業資本投入，對于提高服務業技術進步水平和勞動生產率具有重要作用。

地區發展水平對服務業增長具有正向促進作用。人均GDP(Rgdp)在模型(1)、(2)、(4)、(5)中系數均顯著為正，說明伴隨人均GDP的增長，服務業發展的客觀條件不斷完善，制造業產業鏈、價值鏈提升也帶來服務業引致需求的增加，制造業資本有機構成的提高，推動勞動者向服務業流入，更多的勞動者參與服務業的生產，同時人均收入水平的提高，使得消費者對收入彈性更高的服務的需求增多，從供給和消費兩個層面直接促進了服務業增長。此外，模型(3)和(6)中加入財政分權與人均GDP的交互項(Decenet*Rgdp)后，Rgdp和Decenet*Rgdp的系數也都顯著為正，說明財政分權比較高的地區，人均GDP與財政分權的同向增長可能還會強化人均GDP的服務業增長效應。

城市化率(Urban)的系數方向為正，但僅僅在模型(2)和(5)中顯著，說明表明我國城市化偏向于“用地的城市化”，“人口城市化”不足導致快速的城市化進程對服務業增長的作用有限。

對外開放度(Open)即貿易依存度都不太顯著，并在模型(3)和(6)中方向為負，說明對外開放度對我國服務業增長的作用還有待進一步檢驗，我國長期以來外貿結構以勞動密集型產品和加工貿易為主，產品的附加值比較低，可能不利于服務業增長(陳金保等，2011)。

(二)財政分權影響服務業增長的門檻效應

表1的結果說明財政分權對服務業的增長具有非線性特征，本文在 Hansen( 1999)的面板數據門檻模型基礎上，選取人均GDP作為財政自主度的門檻變量，建立門檻面板數據模型，來進一步估計財政分權影響服務業增長的門檻效應。

1.門檻值的識別

表2是分別選擇服務業增加值占比和服務業就業占比兩種被解釋變量對不同門檻檢驗得到的 F 統計量和采用自抽樣方法得到的P值。

表2 門檻識別結果

表2說明，服務業增加值占比和服務業就業占比兩種被解釋變量下人均GDP都顯著通過了單門檻和雙門檻檢驗，但都沒通過三門檻的顯著性檢驗，所以人均GDP對財政分權存在兩個門檻值，分為三個階段，低收入(Rgdp≤q1)，中等收入(q1

表3 門檻值估計結果

在基準模型的基礎上，本文根據門檻識別和門檻值的估計結果，設定了人均GDP對財政分權的雙門檻效應模型，見式(2)：

Seviceit=β0+β1DecentitI(Rgdp≤q1)+β2DecentitI(q1

(2)

2.面板門檻模型的估計結果

本部分在確定人均GDP的兩個門檻、三個階段后，采用個體固定效應面板數據模型估計了式(2)，分析在低收入、中等收入、高收入三階段內財政分權的服務業增長效應。估計結果見表4，第(1)、(2) 列是服務業增加值占比的估計結果，(3) 、(4) 列是服務業就業占比的估計結果。

表4 面板門檻模型的估計結果

由表4中模型(1)到(4)的估計結果來看，主要結論比較穩健，即財政分權對服務業增長的影響的確體現出非線性效應。在低收入階段， 即rgdp≤7.7870時(人均實際GDP為 2410元左右)，財政自主度變量的估計系數一致為負，都通過 1%的顯著性檢驗，說明低收入階段(從時間階段來看，北京、上海為1990年之前，天津、江蘇等大部分發達地區為1995-1998年之前，大部分中西部省份為2000-2005年之前)，客觀條件不利于服務業發展，當地方政府財力非常有限時，有限的財政資源更偏向于“投資大、形成生產能力快、間接稅比重高”的第二產業，不僅服務業享受到的優惠政策比較少，服務業市場化改革中政府還通過提高服務價格等方式來減少相關財政支出，各種因素的綜合作用下，財政分權對服務業增長產生明顯的負面效應。

在中等收入階段，7.7870

在高收入階段，q2

五、結論與建議

在理論分析的基礎上，本文利用中國30 省份1980-2016年的樣本數據，選取服務業增加值占比和服務業就業占比兩個被解釋變量，運用聚類穩健標準差的個體固定效應面板數據模型實證檢驗了財政分權對服務業增長的影響：財政自主度的估計系數為負，而財政自主度和人均GDP交互項的估計系數為正，說明財政分權的服務業增長效應受到地區經濟增長的影響，經濟發展水平比較低時，服務業增長的客觀條件薄弱，地方政府“為增長而競爭”的政績觀下，更加偏好制造業而不利于服務業增長；當經濟發展到一定水平，服務業發展的客觀條件日益成熟，在產業升級壓力下，地方政府開始重視服務業增長。同時，通過建立門檻面板數據模型，選取人均GDP作為財政自主度的門檻變量，進一步檢驗了財政分權影響服務業增長的非線性特征，實證結果顯示財政分權對服務業增長的影響存在雙門檻效應，當人均GDP處于低收入階段，財政自主度的估計系數顯著為負；處于中等收入階段時，財政自主度的估計系數仍然為負，但絕對值大大下降；處于高收入階段時，財政自主度的估計系數變為正。

本文的研究既解釋了長期以來我國服務業發展滯后問題，又解釋了近年來北京、上海等發達地區服務業快速增長的現象；同時隨著我國經濟發展水平的不斷提高，大部分地區將接近或超過高收入門檻，擴大財政分權將有利于我國服務業的快速增長，這一方面需要根據客觀經濟形勢的變化，不斷改進分稅制制度設計，優化調整中央和地方的財政關系，合理劃分地方政府的事權，弱化地方政府對產業結構調整、企業經營發展的負面激勵，確保地方政府有足夠的財力推動產業結構升級，推動服務業優質高效發展；另一方面要進一步改進地方官員的考核機制，完善地方官員評價指標體系，比如服務業發展的考核指標不能僅僅局限于增加值占比這一指標，還要制定有關服務業發展質量、內部結構方面的指標，提升服務業發展質量，力促服務業的結構升級。

注釋：

① 人均GDP達到3000、5000、8000和10000美元的時間，我國分別是，高收入國家分別為1971年、1975年、1979年和1985年，全球平均的時間分別為1986年、1995年、2007年和2010年，我國分別是2008年、2011年、2015年和2018年(2018年我國服務業GDP接近10000美元)，根據世界銀行統計數據庫相關數據計算獲得，https://data.worldbank.org.cn。

② 數據來源于《中國統計年鑒》。

③ 本文綜合服務業增加值占比和人均服務業增加值指標，劃分了服務業發達地區和欠發達地區，服務業發達地區包括北京、上海、廣東、天津、浙江、江蘇、福建、山東、海南、重慶、遼寧、黑龍江、內蒙古、山西、湖北15個地區，服務業欠發達地區包括河北、湖南、江西、河南、安徽、吉林、陜西、四川、云南、廣西、貴州、青海、寧夏、甘肅、新疆15個地區。

④ 2004年大部分省份的服務業增加值占比都有較大下降，其中一方面是因為服務業統計口徑發生變化，農林牧漁服務業不再統計到第三產業中；另一方面是因為服務業增長速度低于第二產業所致；總體而言，2004年之前和2004年之后的數據所反映的各地區服務業變動的趨勢是符合實際情況的。

⑤ 財政自主度2009年之前的數據來源于陳碩和高琳(2012)，2010-2016年的數據來源于各省份年度財政決算報告；服務業增加值和就業占比的數據來源于《中國統計年鑒》和各省統計年鑒。

⑥ 人均GDP以1980年為基期，用消費者物價指數進行了平減，計算了人均實際GDP，本文均采用了人均實際GDP，數據來源于《中國統計年鑒》。圖3、圖4i橫軸為財政自主度，縱軸分別表示服務業增加值和服務業就業占比。

⑦ 財政部網站，http://yss.mof.gov.cn。

⑧ 資本存量的計算綜合參考了徐現祥(2007)、宗振利和廖直東(2014)的有關方法構建得出，先通過徐現祥的縮減指數構造方法計算得出本文三次產業投資數據的價格平減指數，然后借鑒宗振利方法計算的分省折舊率和基期資本存量數據，根據永續盤存法得出本文的分省三次產業資本存量數據，1980-1995年分省分三次產業固定資本形成總額數據來自于《中國國內生產總值核算歷史資料1952-1995》，1996-2002年三次產業的固定資本形成總額數據來自于《中國國內生產總值核算歷史資料1996-2002》，2003-2016的固定資產投資數據來自于《中國固定資產投資統計年鑒(2004-2017)》，其中2013年數據缺失來自于《中國統計年鑒2014》。