我國地方財政縱向失衡的演變：1994—2019*

李言 胡文軒

一、引言及文獻評述

中央與地方財政收支安排是各國財稅體制建設的核心，合理的財政收支安排是提高政府自身管理能力的前提。我國的分稅制改革歷程就是在不斷調整中央與地方的財權和事權安排，1994 年的分稅制改革開啟了中央與地方財政收支新格局，其主要內容是財權上收和事權下放。分稅制改革內嵌于改革開放以來中國分權改革，對建設社會主義市場經濟體制，推動政府與市場機制有機結合具有重要作用。從調節經濟方面看，分稅制改革增強了中央政府調節經濟運行的能力，為經濟平穩運行提供了保障。從政府自身運行方面看，分稅制改革事權下放后，使地方政府傾向于增加財政支出，同時，財權上收減少了地方的財政收入比重，進而產生了地方財政收入和財政支出之間結構失衡的問題，即地方財政縱向失衡問題。為了減輕財政縱向失衡程度，中央和地方都采取了相應的措施。中央在分稅制改革后逐漸建立起轉移支付制度，但隨著轉移支付所存在的“公共池效應”和“財政幻覺”，影響了地方經濟增長，通過土地出讓獲取收入成為地方主要的財政收入來源。然而，土地財政可能成為房地產波動傳導至地方政府財政收入的渠道，且財政縱向失衡對土地出讓金規模具有顯著的正效應，晉升激勵又強化了財政縱向失衡對地方政府土地財政行為的影響（賈俊雪等，2016）。所以，地方依靠土地財政的方式減輕財政縱向失衡程度，可能會加劇其對土地出讓金的依賴度。由此可見，地方財政縱向失衡的演變與經濟發展和財政改革密切相關，在不同階段可能呈現不同的特點。

關于地區財政縱向失衡，無論在指標測算的統計分析研究方面，還是在經濟效應的實證分析研究方面，相關研究都進行了多角度分析。在測算方面，賈俊雪等（2016）對城市層面的財政縱向失衡進行了測算，發現地級市政府存在較嚴重的財政縱向失衡，但地區間存在明顯差異，且一些地級市在一些年份的上解收入遠超出得到的財政轉移支付，財政縱向失衡出現負值。在經濟效應方面，相關研究既關注了財政縱向失衡對政府行為的影響，也關注了其對經濟運行的影響，且研究得到的結論以負向影響為主。在對政府行為方面的影響，現有研究關注了財政縱向失衡對地方稅收努力（Jia et al. 2021）、地方財政可持續性（杜彤偉等，2019）、地方政府支出效率（劉樹鑫和楊森平，2021）等方面的影響。在對經濟運行方面的影響，現有研究關注了財政縱向失衡對經濟增長（儲德銀和邵嬌，2018）、經濟波動（林春和孫英杰，2019）、產業結構升級（朱德云和王鴻梓，2022）等方面的研究。

與現有測算研究相比，本文的創新點在于采用更加多樣的統計分析方法，考察分稅制改革以來，我國省級層面財政縱向失衡的演變軌跡，揭示財政縱向失衡的變動規律及其與經濟發展和財政改革之間的關系。本文利用泰爾指數對地區財政縱向失衡差異進行分析，并利用β收斂分析法和協調度指數對地區財政縱向失衡收斂性進行分析。與現有實證研究相比，本文的創新點在于不僅考察了財政縱向失衡對經濟增長的影響，也考察了經濟增長對財政縱向失衡的反作用。兼顧經濟增長對財政縱向失衡的影響，一方面可以分析經濟發展對政府財政行為的反作用，另一方面可以尋找兩者之間可能存在的累積循環關系。本文利用面板向量自回歸（Panel Vector Autoregressive，簡稱PVAR）模型對地區財政縱向失衡與經濟增長之間的互動效應進行分析。

二、研究設計

（一）指標構建

關于財政縱向失衡，本文基于數據可得性和指標代表性，借鑒儲德銀和邵嬌（2018）、林春和孫英杰（2019）的研究，構建財政縱向失衡指標：

其中，verfis表示財政縱向失衡，該指標越大表明財政縱向失衡程度越大，反之則越小。fqr表示財政收入分權，fqs表示財政支出分權，lbd表示地方政府財政自給率，上述三個指標的構建如下：

其中，lgr表示地方政府公共預算收入，cgr表示中央公共預算收入，lpop表示地方總人口數，pop表示全國總人口數。公式（3）中，lgs表示地方政府公共預算支出，cgs表示中央公共預算支出。考慮到相關數據的完整性，本文考察的對象主要包括全國30 個省份（不含西藏自治區和港澳臺地區），時間跨度為1994—2019 年，數據來自國家統計局網站。表1 對測算過程中使用的變量統計特征進行了匯總，相關數據利用GDP 平減指數處理為實際值。

表1 變量統計特征

（二）研究方法

本文借鑒聶長飛和簡新華（2020）的研究，利用泰爾指數分析財政縱向失衡的地區差異，并將總體差異指數分解為地區內和地區間差異指數。關于總體差異的分解，具體公式為：

其中，T表示財政縱向失衡的總體差異指數，其大小介于[0，1]之間，該值越小，表明財政縱向失衡總體差異越小。公式（6）中，Tj分別表示三大地區（j=1，2，3）的財政縱向失衡的總體差異指數，i表示省份，n表示全國省份總數，nj分別表示東部、中部和西部地區省份數量，vfii表示省份i的財政縱向失衡，vfiij表示地區j內省份i的財政縱向失衡，vfia和vfiaj分別表示全國財政縱向失衡的平均值和地區j財政縱向失衡的平均值。公式（7）將財政縱向失衡的總體差異進一步分解為地區內差異指數Tw和地區間差異指數Tb。

Barro and Sala-I-Martin（1992）提出的β收斂分析最早被用于經濟增長收斂分析，本文參考劉明和王思文（2018）的研究，將具體回歸方程設定如下：

其中，verfisiT表示第T期的財政縱向失衡，verfisit表示第t期的財政縱向失衡，且T＞t，ε滿足經典假定。反映收斂速度的β系數和B的關系是：

其中，B＞1 時，β＜0，意味著財政縱向失衡處于發散狀態；B＜1 時，β＞0，意味著財政縱向失衡處于收斂狀態；B=1 時，β=0，意味著財政縱向失衡處于相對均衡狀態。

本文借鑒李言和毛豐付（2019）的研究，構建財政縱向失衡協調度指數，以此來考察相鄰省份財政縱向失衡的收斂性。財政縱向失衡協調度指數指標如下：

其中，verfis-i表示省份i的相鄰省份財政縱向失衡協調度指數均值，verfisci表示省份i財政縱向失衡協調度指數，滿足verfisci∈[0,1]，verfisci越大表明省份i財政縱向失衡與周邊省份的同步性越高，反之越低。

本文利用PVAR 模型進行分析財政縱向失衡與經濟增長之間的互動效應，由于PVAR 模型具有聯立方程組處理思路，可以減輕內生性問題的影響，已經成為分析具有較強內生性關系變量之間互動效應的主要分析工具（李學文和盧新海，2012；廖楚暉和段吟穎，2014）。VAR 模型由Sims（1980）提出，被廣泛應用于時間序列數據分析，為了將其應用于面板數據，相關學者將其拓展成PAVR 模型（Chamberlain，1983；Holtz-Eakin et al.，1988），本文使用的PVAR 模型的數學表達式為：

其中，dverfis和dgdp分別表示財政縱向失衡和經濟增長的變化率，本文利用數據變化率衡量財政縱向失衡和經濟增長以保證兩個數據都是同階平穩的。假設每一個截面的基本結構相同，采用固定效應模型，引入反映個體異質性的變量α，μ是隨機擾動項，假設服從正態分布。經濟增長率利用國內生產總值增長率衡量，數據來自國家統計局數據庫。

三、財政縱向失衡測算結果分析

本文對財政縱向失衡從三個維度展開分析：首先，對測算結果的均值進行基本分析；其次，對測算結果的地區差異性進行分析；最后，對測算結果的地區收斂性進行分析。在具體分析過程中，主要從省級層面和東、中、西部地區①本文考察的東部地區包括遼寧、北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南等11 個省份；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南等8 個省份；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆等11 個省份。層面展開。根據財政體制改革和宏觀經濟發展階段性特征，將考察時間劃分為三個階段，分別以2001 年加入WTO 和2008 年全球金融危機作為分界點，前者通過加速市場化改革，后者通過刺激地方經濟發展，都促使政府對財稅體制進行改革。在省級層面分析中，引入時間層面變異系數，考察各省財政縱向失衡在時間層面的波動情況。

（一）基本分析

如表2 所示，從整個時間段各省均值的大小看，青海的均值最大，上海的均值最小。在分稅制改革之后到加入WTO 之前，青海的均值最大，福建的均值最小；在加入WTO 之后到金融危機之前，青海的均值最大，上海的均值最小；在金融危機之后，青海的均值最大，上海的均值最小。從均值的變動趨勢來看，第二個時間段相較于第一個時間段，多數省份的均值都呈上升趨勢，財政縱向失衡程度改善的省份較少；第三個時間段相較于第二個時間段，多數省份的均值呈下降趨勢，財政縱向失衡程度改善的省份增多。根據表2，從整個時間段各省時間層面變異系數的大小看，福建的變異系數最大，青海的變異系數最小。在分稅制改革后到加入WTO 之前，福建的變異系數最大，青海的變異系數最小；在加入WTO 之后到金融危機之前，上海的變異系數最大，青海的變異系數最小；在金融危機之后，北京的變異系數最大，青海的變異系數最小。從變動趨勢看，第二個時間段相較于第一個時間段，多數省份的變異系數呈下降趨勢，財政縱向失衡隨時間波動程度下降的省份更多；第三個時間段相較于第二個時間段，多數省份的變異系數呈上升趨勢，財政縱向失衡隨時間波動程度上升的省份增多。結合前面對均值的分析結果，總體而言，在加入WTO之后，多數省份的財政縱向失衡程度有所增大，但隨時間波動程度有所減小，而在金融危機之后，多數省份的財政縱向失衡程度有所減小，但隨時間波動程度有所增大。

表2 財政縱向失衡省級層面測算結果

如圖1 所示，東部地區始終是均值最小的地區，西部地區則始終是均值最大的地區。東部、中部和西部地區的期初值分別為0.4017、0.6064 和0.7594，期末值分別為0.4908、0.7731 和0.8156，所有地區的期末值都要大于期初值。在變動態勢方面，中部和西部地區相似，都大致經歷了三個先降后升的過程，東部地區則大致經歷了四個先降后升過程。相較于中部和西部地區，東部地區失衡程度最小主要是因為該地區經濟發展水平較高，本來就是主要的要素流入地區，市場與政府之間的融合程度更高，地方政府對經濟的調節效果也更好，財政支出能夠更好地帶來財政收入，財政收支更加平衡。

圖1 ：分地區財政縱向失衡測算結果

以上基本分析結果表明，分稅制改革以來，盡管財政縱向失衡出現了降低的過程，但并未得到明顯改善，地方財政失衡問題依然是財稅體制改革的重點。從經濟發展和財政改革階段性特征看，分稅制改革對重塑中央和地方之間的財權和事權關系產生了重要影響，隨著地方政府對分稅制改革之后新發展環境的適應，尤其是事權的擴大，其開始增加財政支出，避免自身在地方政府競爭格局中失去比較優勢，而從財政縱向失衡的結果看，便是財政縱向失衡程度逐漸加劇。加入WTO 之后，為了爭取外資流入，地方政府一方面加快基礎設施建設，財政支出規模隨之增加，另一方面為外資企業提供稅費優惠政策，使財政收入規模隨之減少，加之2002 年開始的所得稅收入分享改革的推進，地方政府的財權進一步縮小，進而導致財政縱向失衡呈現加劇態勢。與此同時，轉移支付制度也在逐漸完善，比如從2005 年起，中央財政積極創新緩解縣鄉財政困難的機制，實施“三獎一補”的激勵約束政策，中央對地方轉移支付占地方本級支出的比重由2003年的28.1%提高到2007 年的36.7%①http://www.gov.cn/test/2008-11/11/content_1145552.htm。正是由于轉移支付制度的不斷完善，在這一時期，財政縱向失衡并沒有出現明顯的上升態勢。2008 年，為應對金融危機沖擊，中央制定了相應的經濟刺激政策，對地方政府財政支出行為構成了一定的約束機制，比如在推進基礎設施建設過程中，規定地方政府相應的資金配套比例。加之城投債的快速發展，減少了地方政府為了推進基礎設施建設的財政支出規模。因此，在這一時期，財政縱向失衡逐漸減輕。另外，進入新常態以來，財政縱向失衡加劇有兩方面原因：一是經濟增速放緩使得財政收入增速放緩甚至下降，二是地方政府為了穩定經濟增速而增加財政支出。

（二）區域差異性分析

如圖2 所示，從全國層面的分解結果看，分稅制改革以來，除了1994 年，財政縱向失衡地區間差異都是導致總體差異的主要因素。在期初，財政縱向失衡的總體差異指數、地區內差異指數和地區間差異指數分別為0.0098、0.0051 和0.0047，地區內差異占比為51.88%，地區間差異占比為48.12%，在期末，三種差異指數分別下降至0.0062、0.0022 和0.0040，地區內差異占比下降至36.41%，影響程度有所減小，而地區間差異占比上升至63.59%，影響程度有所增大。從變動趨勢看，財政縱向失衡的總體差異和地區間差異都大致在經歷了兩輪先降后升的過程中進入下降過程，而地區內差異大致經歷了先降后升再降的過程。

圖2：財政縱向失衡全國層面和分地區層面泰爾指數測算結果

從分地區層面看，如圖2 所示，東部地區的地區內差異始終是最大的地區，西部地區在大多數年份都是地區內差異最小的地區。在期初，東部、中部和西部地區財政縱向失衡的地區內差異指數分別為0.0036、0.0012 和0.0003，到了期末，三大地區的地區內差異指數分別為0.0019、0.0001 和0.0003，東部和中部地區的地區內差異指數有所減小。從變動趨勢看，三大地區大致經歷了先降后升再升的過程。

以上地區差異性分析結果表明，三大地區之間的財政縱向失衡差異是導致地區總體差異的主因，且三種差異在期末均有所縮小。地區間差異的主導地位意味著在三大地區內部各省之間的差異較小，即相鄰省份之間的財政支出行為更加具有趨同性，導致相鄰省份在財政縱向失衡方面的差異較小，這也表明地方政府競爭在財政支出行為方面主要體現在相鄰層面的同質化競爭。具體從地區內差異看，東部地區的地區內差異是導致全國地區內差異的主因，結合前面的均值分析可知，東部地區財政縱向失衡程度較小但地區內各省之間的差異較大，該結果表明東部地區內部各省之間在財政支出行為方面的競爭更加偏向于差異化競爭，而非同質化競爭，由于東部地區市場化程度較高，財政支出行為差異化競爭可以與市場競爭更好地融合，財政支出政策能夠更好地帶來財政收入。

（三）收斂性分析

1.β收斂分析

圖3 從相鄰年份的角度，對財政縱向失衡的B值和β值進行了測算，從測算結果看，B值在14 個相鄰年份小于1，收斂速度β值在14 個年份大于0。從階段性特征看，在1995—1998 年、2003—2004 年、2010—2015 年、2017—2018年期間，財政縱向失衡出現了連續的收斂態勢；在1999—2002 年和2005—2009年期間，財政縱向失衡出現了連續的發散態勢。以上β收斂分析結果表明，盡管在多數年份財政縱向失衡是收斂的，但收斂的狀態并不十分穩定。

圖3 ：財政縱向失衡β 收斂系數和收斂速度

2.協調度指數分析

如圖4 所示，西部地區一直都是協調度指數最大的地區，東部地區則一直都是協調度指數最小的地區。從期初值和期末值大小來看，1994 年，東部、中部和西部地區財政縱向失衡協調度指數的均值分別為0.8442、0.9775 和0.9971，2019年，三大地區均值都有所上升，分別為0.9614、0.9957 和0.9980。從均值的變動趨勢看，東部地區大致經歷了兩輪先降后升的過程，中部和西部地區則大致經歷了先升后降再升的過程。以上分析協調度指數分析結果表明，從相鄰省份的角度看，財政縱向失衡也未呈現出穩定的收斂態勢，但總體而言，協調度指數在期末都有所上升，意味著相鄰省份在財政收支行為方面更加趨同。

圖4 ：三大地區財政縱向失衡協調度指數

以上對財政縱向失衡的區域收斂性分析結果表明，分稅制改革以來，無論是從全國層面看，還是從相鄰省份層面看，地區之間在財政縱向失衡方面并未呈現穩定的收斂態勢，而是在收斂和發散態勢之間轉換，但總體而言，收斂態勢占據主導地位，尤其是在相鄰省份層面。從分地區層面看，西部地區在相鄰省份層面具有更好的同步性，東部地區的同步性差一些。上述收斂性分析得到的結論進一步肯定了前面區域差異性分析得到的結論，即由于三大地區之間的財政縱向失衡差異較大，全國層面財政縱向失衡收斂性較弱。

四、實證分析

現有關于財政縱向失衡與經濟增長的研究主要關注財政縱向失衡對經濟增長的影響，而忽視了經濟增長對財政縱向失衡的影響。探討財政縱向失衡與經濟增長之間的互動關系不僅有助于全面理解兩者之間的作用關系，還能夠從循環的角度尋找降低財政縱向失衡的具有內生性的新路徑。在進行PVAR 模型分析之前需要進行一系列相應的檢驗。

首先，需要對數據的穩定性進行檢驗，本文采用HT、Breitung、LLC 和ADF Fisher 等四種面板數據單位根檢驗方法。檢驗之前對內生變量數據先進行對數化處理，再進行差分處理，從而獲得對應數據的變動率。根據表3，數據均通過了單位根檢驗。

表3 變量單位根檢驗結果

其次，進行最優滯后階數檢驗，以確定PVAR 模型中內生變量的具體階數設定。根據表4，財政縱向失衡與經濟增長對應的PVAR 模型的最優滯后階數為3階，表明模型中財政縱向失衡和經濟增長都包含3 階滯后項，所以兩者之間的相互影響存在滯后性。

表4 最優滯后階數檢驗結果

最后，進行Granger 因果關系檢驗，從因果關系的角度對內生變量之間的關系進行初步檢驗。表5 的檢驗結果表明，在10%的水平上，財政縱向失衡與經濟增長之間互為Granger 因果原因。以上Granger 因果關系檢驗初步肯定了財政縱向失衡與經濟增長之間存在相互作用的關系。

表5 Granger 因果關系檢驗

如圖5 所示，經濟增長沖擊將導致財政縱向失衡始終保持向下波動，且影響是顯著的，與之相似，財政縱向失衡沖擊將導致經濟增長始終向下波動，且影響同樣是顯著的。通過對比影響幅度可知，財政縱向失衡沖擊對經濟增長的影響幅度大于經濟增長沖擊對財政縱向失衡的影響幅度。

圖5 ：財政縱向失衡與經濟增長

上述分析結果表明，從相互影響的角度看，本文肯定了已有研究得到的結論，即財政縱向失衡加劇不利于經濟增長（儲德銀和邵嬌，2018）。同時，本文還進一步發現，經濟增長同樣將會降低財政縱向失衡程度，有利于推動財政縱向層面變均衡。將上述影響整合起來看，便可以得到兩個變量之間的一個循環鏈條，該循環從良性累積循環過程看是“財政縱向失衡減輕→經濟增長加速→財政縱向失衡進一步減輕→經濟增長進一步加速”。所以，單獨考察財政縱向失衡對經濟增長的影響就會忽略經濟增長的反作用，進而不能從一個循環的角度思考財政縱向失衡與經濟增長之間的關系，也就忽視了其中可能存在的良性累積循環。正是因為存在良性累積循環，無論是中央政府還是地方政府，采取降低財政縱向失衡的政策可以實現內生改良的局面。

五、結論與相關建議

1994 年的分稅制改革開啟了中央與地方財政收支新格局，也相應產生了財政縱向失衡問題。現有研究對財政縱向失衡問題展開了多方面分析，但在指標測算的統計分析研究方面，并未兼顧區域差異性和區域收斂性分析。在經濟效應的實證分析研究方面，現有研究主要關注財政縱向失衡對經濟增長的影響，忽視了后者對前者的反作用，進而不能從循環的角度尋找降低財政縱向失衡的新路徑。本文從統計分析角度切入，對地區財政縱向失衡的差異性和收斂性進行了分析，并進一步從實證分析角度切入，探討財政縱向失衡與經濟增長之間的互動效應。得到的主要結論如下：

第一，基本分析結果表明，分稅制改革以來，各省財政縱向失衡并未得到明顯改善，多數省份財政縱向失衡程度的期末值都要大于期初值，降低財政縱向失衡依然是財稅體制改革的重點。分時間段看，在加入WTO 之后，各省財政縱向失衡程度呈擴大態勢，直到2008 年金融危機后，多數省份的財政縱向失衡逐漸下降，失衡程度的差異有所縮小。從三大地區的層面看，東部地區財政縱向失衡程度最小，西部地區失衡程度最大，且中部地區更加接近西部地區。

第二，地區差異性分析結果表明，財政縱向失衡的期末地區差異小于期初地區差異，且三大地區之間的財政縱向失衡差異是導致地區總體差異的主因。就地區內差異而言，東部地區的地區內差異是導致全國地區內差異的主因。地區收斂性分析結果表明，分稅制改革以來，無論是從全國層面看，還是從相鄰省份層面看，地區之間在財政縱向失衡方面并未呈現穩定的收斂態勢。分地區看，西部地區在相鄰省份層面具有更好的同步性。

第三，從財政縱向失衡和經濟增長的互動關系看，財政縱向失衡沖擊將導致經濟增長始終保持向下波動，經濟增長沖擊也將導致財政縱向失衡始終向下波動，且前者的影響幅度更大一些。從互動關系的自我維持來看，降低財政縱向失衡對經濟增長的推動作用具有較強的自我維持傾向，會形成良性累積循環過程，即“財政縱向失衡減輕→經濟增長加速→財政縱向失衡進一步減輕→經濟增長進一步加速”。

根據以上結論，為了盡可能減輕財政縱向失衡問題，本文認為需要注意以下幾點：

首先，從區域平衡角度，重點關注中西部地區。相對于東部地區，中西部地區財政縱向失衡程度更高，一方面與這些地區經濟發展有關，另一方面與轉移支付利用效率有關。地方經濟發展直接影響地方政府財政收入來源，是地區影響因素。完善轉移支付制度，提高轉移支付利用效率，具體設計可以參照一般轉移支付占比擴大和專項轉移支付針對性提高齊頭推進原則，前者側重效率，后者側重公平。另外，降低中西部地區財政縱向失衡，將有助于進一步推動中西部地區經濟增長，縮小地區間經濟發展差異。

其次，從財政合作角度，推動區域經濟一體化發展。區域經濟一體化發展是未來中國區域經濟發展的主要方向，而推進地區財政合作則有助于加速一體化進程。地區間可以聯合建設工業園區，根據各自的貢獻分享財政收入，借助區域經濟一體化發展戰略，相應推進地區間轉移支付，更好配置要素資源，實現正和博弈結果。

最后，從地方債角度，推動地方政府多渠道融資。2008 年金融危機后，地方債逐漸放開，地方政府可以通過發行地方債的形式進行融資，以建設更加完善的基礎設施。從國際經驗看，地方政府通過發行地方債是其融資的主要形式，既能夠充分發揮地方政府的能動性，也有助于盤活資本市場，為國內資金開辟更多的投資渠道。在推進地方債發行制度的同時，也要警惕地方債務問題，保證債務規模處于合理區間，并充分考慮地區差異和發展階段差異。