林 春，孫英杰

(遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036)

財(cái)政分權(quán)背景下的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量地區(qū)差異
——基于系統(tǒng)GMM及門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)

林 春，孫英杰

(遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽(yáng) 110036)

財(cái)政分權(quán)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展階段扮演著重要的角色?；诖吮尘跋拢疚倪x擇我國(guó)29個(gè)省(市、自治區(qū))2000～2015年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板和門(mén)檻面板模型，對(duì)財(cái)政分權(quán)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：一是財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，并且會(huì)因地區(qū)發(fā)展的差異性而表現(xiàn)出不同的促進(jìn)效果；二是財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)。最后，針對(duì)上面結(jié)論，得出繼續(xù)強(qiáng)化地區(qū)財(cái)政分權(quán)力度是實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提升的重要啟示。

財(cái)政分權(quán)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量；地區(qū)差異；系統(tǒng)矩估計(jì)；門(mén)檻效應(yīng)

一、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

黨的十九大報(bào)告指出，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段向高質(zhì)量發(fā)展階段方向過(guò)渡，而作為發(fā)揮國(guó)家重要職能的財(cái)政分權(quán)體系必然會(huì)助推這種階段的過(guò)渡，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響便備受關(guān)注。國(guó)外有關(guān)財(cái)政分權(quán)理論較早可追溯到Tiebout(1956)的“以腳投票”理論，他通過(guò)用腳投票模型檢驗(yàn)了地方政府根據(jù)居民偏好提高供給公共產(chǎn)品的效率，從而提高社會(huì)福利水平[1]。這點(diǎn)與Musgrave(1959)認(rèn)為地方政府利用居民偏好進(jìn)行資源合理配置來(lái)穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論[2]和Oates(1972)在分權(quán)定理中提出地方政府比中央政府提供的公共產(chǎn)品更有效率的結(jié)論不謀而合[3]。同樣，Brennan & Buchanan(1980)論證了收入約束角度下不同級(jí)別政府的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)提高公共物品的生產(chǎn)效率，以此來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]。隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程的不斷演進(jìn)，催生以Weingast(1995)、Qian & Weingast(1997)為代表的第二代財(cái)政分權(quán)理論，他們認(rèn)為財(cái)政分權(quán)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)機(jī)制和地方政府競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的產(chǎn)生，并以此來(lái)推進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)[5][6]。為了進(jìn)一步驗(yàn)證這一結(jié)論的準(zhǔn)確性，學(xué)者們采用不同的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)的檢驗(yàn)：Iimi(2005)利用跨國(guó)數(shù)據(jù)(包括發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家)的實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)正向相關(guān)關(guān)系[7]；Akai & Sakata(2002)利用美國(guó)50個(gè)州立數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)美國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用[8]；Thiessen(2003)利用OECD高收入國(guó)家的實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正負(fù)兩種效應(yīng)，在某個(gè)臨界值以內(nèi)是正效應(yīng)，而超過(guò)這個(gè)臨界值便成了負(fù)效應(yīng)[9]。由此可見(jiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性是值得肯定的。

國(guó)內(nèi)有關(guān)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究頗為豐富，作為政府主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的中國(guó)，張晏和龔六堂(2005)認(rèn)為財(cái)政分權(quán)賦予地方政府的經(jīng)濟(jì)激勵(lì)會(huì)促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的能動(dòng)性，進(jìn)而提升經(jīng)濟(jì)實(shí)力[10]。林毅夫和劉志強(qiáng)(2000)、沈坤榮和付文林(2005)通過(guò)省級(jí)面板數(shù)據(jù)也驗(yàn)證了財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要性[11][12]。對(duì)此結(jié)論，張軍等(2007)從促進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的角度、張璟和沈坤榮(2008)從優(yōu)化資源配置的角度、范子英和張軍(2009)從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的角度、田超(2016)從城市經(jīng)濟(jì)的角度等都給予了一致的回應(yīng)[13][14][15][16]。而殷德生(2004)卻認(rèn)為該結(jié)論是在最優(yōu)分權(quán)結(jié)構(gòu)下才可以實(shí)現(xiàn)的，否則分權(quán)所帶來(lái)的高成本會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[17]。同時(shí)，周業(yè)安和章泉(2008)以1994年分稅制改革作為實(shí)證研究節(jié)點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)分稅制改革后財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用才是較為顯著的[18]。隨著研究的不斷深入，王永欽等(2007)注意到分權(quán)化改革對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)成功轉(zhuǎn)型的重要性[19]，并能夠提升地方政府的財(cái)政激勵(lì)強(qiáng)度[20]，相應(yīng)的地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r也會(huì)得到有效改善。但基于各地區(qū)(東部、中部和西部)包括地理位置、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等多方面的不同，導(dǎo)致促進(jìn)效果也呈現(xiàn)出較大的差異性，并得出促進(jìn)效果與地區(qū)的發(fā)達(dá)程度成正相關(guān)關(guān)系[21]。因此，實(shí)現(xiàn)有效的財(cái)政分權(quán)改革對(duì)提升當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)力是至關(guān)重要的。

通過(guò)對(duì)上述的文獻(xiàn)梳理與回顧，我們非常值得肯定的就是財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。但這里的“增長(zhǎng)”主要指增長(zhǎng)的速度而非增長(zhǎng)的質(zhì)量，質(zhì)量作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可持續(xù)性的內(nèi)生動(dòng)力，如果不能與其速度齊頭并進(jìn)，那么經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很快就會(huì)進(jìn)入到了“疲軟期”，新常態(tài)下中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速緩慢的表現(xiàn)也恰恰體現(xiàn)在這里，由此推斷，提升我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是至關(guān)重要的，只有這樣才能為“十三五”規(guī)劃下穩(wěn)步于中高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)提有效保障。

二、財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的動(dòng)態(tài)面板模型分析

(一)模型設(shè)定與方法估計(jì)

為了檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的關(guān)系，并考慮到被解釋變量滯后期對(duì)當(dāng)期的影響以及內(nèi)生性問(wèn)題，本文擬建立動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型如下：

lnTFPit=β0+β1lnTFPit-1+β2lnFDit+β3∑θjlnCVit+εit

(1)

其中，TFP代表以經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率來(lái)衡量的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量；FD代表財(cái)政分權(quán)水平；CV代表控制變量；ε代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；i代表省份；t代表年份；j代表控制變量種類(lèi)。

考慮到影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的控制變量因素有對(duì)外開(kāi)放程度(Open)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Economic)、政府干預(yù)程度(Government)以及市場(chǎng)化程度(Market)，本文將最終動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型確定如下：

lnTFPit=β0+β1lnTFPit-1+β2lnFDit+β3lnOpenit+

β4lnEconomicit+β5lnGovernmentit+β6lnMarketit+εit

(2)

對(duì)于方程(2)的估計(jì)，不可回避的就是存在內(nèi)生性問(wèn)題和短面板數(shù)據(jù)的局限性。財(cái)政分權(quán)相對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量可能是內(nèi)生的，即同當(dāng)期的誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)且與誤差項(xiàng)的一階滯后及更高階滯后相關(guān)。鑒于文中被解釋變量滯后項(xiàng)的存在會(huì)導(dǎo)致采用傳統(tǒng)OLS估計(jì)產(chǎn)生偏差，此時(shí)選擇的最佳方法就是廣義矩估計(jì)。廣義矩估計(jì)具體分為差分矩估計(jì)(DIF-GMM)和系統(tǒng)矩估計(jì)(SYS-GMM)兩種。Arellano & Bond(1991)提出一階差分矩估計(jì)的方法，將其變量的滯后項(xiàng)作為工具變量引入差分方程，并通過(guò)差分消除固定效應(yīng)，這樣就可以獲得對(duì)文中存在內(nèi)生性問(wèn)題的有效解決[22]。此時(shí)，一階差分矩估計(jì)的矩條件為：

E(εi,t-εi,t-1)Zi,t-j=0j=2,3,…;t=2000,…,2015

(3)

其中，Zi,t為方程中任一變量，變量的二階滯后項(xiàng)作為差分方程的工具變量。

Arellano & Bover(1995)和Blundell & Bond(1998)進(jìn)一步提出，引入差分變量的滯后項(xiàng)作為水平方程的工具變量[23][24]。此時(shí)，水平方程的矩條件為：

Eεi,tΔZi,t-j=0j=1,2,…;t=2000,…,2015

(4)

此時(shí)，差分方程和水平方程相結(jié)合的矩條件便構(gòu)成了系統(tǒng)矩估計(jì)(SYS-GMM)。限于系統(tǒng)矩估計(jì)對(duì)矩條件所要求的苛刻性，故其估計(jì)出來(lái)的結(jié)果也相對(duì)更為準(zhǔn)確。

采用系統(tǒng)矩估計(jì)方法必須要通過(guò)Hansen檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)，Hansen檢驗(yàn)值是用來(lái)判斷是否存在工具變量的過(guò)度識(shí)別，AR(2)檢驗(yàn)值是用來(lái)判斷殘差項(xiàng)是否自相關(guān)，這樣才能保證估計(jì)結(jié)果的科學(xué)性。因此，本文擬采用系統(tǒng)矩估計(jì)方法對(duì)其設(shè)定方程進(jìn)行有效估計(jì)。

(二)變量定義與數(shù)據(jù)來(lái)源

被解釋變量選取方面：鑒于對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的衡量，學(xué)者和專家們給出了不同的詮釋，但趨于一致被認(rèn)可的就是將經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)作為其代理變量[25][26]，這與提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量重在提升全要素生產(chǎn)率結(jié)論完全吻合。故此，本文這里也采用經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率作為對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的衡量。具體計(jì)算過(guò)程參照林春(2016)[27]。

解釋變量選取方面：通過(guò)對(duì)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)的查閱，有關(guān)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的衡量，大致分為三大類(lèi)，分別從收入角度、支出角度和自有收入角度進(jìn)行衡量。鑒于本文著眼于財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量影響的全面考察，其對(duì)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)衡量的準(zhǔn)確性是至關(guān)重要的，又考慮到所獲得實(shí)證結(jié)論的科學(xué)性，故本文也將從三個(gè)角度來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)指標(biāo)。具體指標(biāo)定義：一是用地方財(cái)政收入分成度來(lái)衡量收入角度下的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)(FD1)，即地方財(cái)政收入分成度=人均地方本級(jí)財(cái)政收入/(人均地方本級(jí)財(cái)政收入+中央本級(jí)人均財(cái)政收入)；二是用地方財(cái)政支出分成度來(lái)衡量支出角度下的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)(FD2)，即地方財(cái)政支出分成度=人均地方本級(jí)財(cái)政支出/(人均地方本級(jí)財(cái)政支出+中央本級(jí)人均財(cái)政支出)；三是用地方政府收入自給率來(lái)衡量自有收入角度下的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)(FD3)，即地方收入自給率=各地區(qū)本級(jí)自有財(cái)政收入/(該地區(qū)自有財(cái)政收入+中央轉(zhuǎn)移支付)。

控制變量選取方面：通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，筆者發(fā)現(xiàn)主要集中對(duì)外開(kāi)放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)等以下幾個(gè)方面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響。具體指標(biāo)定義如下：對(duì)外開(kāi)放程度(Open)，隨著對(duì)外開(kāi)放程度的不斷加深，導(dǎo)致各地區(qū)的融資環(huán)境呈現(xiàn)較大的差異，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升，故這里采用各地區(qū)進(jìn)出口總額與GDP的比值來(lái)衡量；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Economic)，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好，其經(jīng)濟(jì)效益水平越高，相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)質(zhì)量也就越高，故這里采用各地區(qū)人均可支配收入與全國(guó)人均可支配收入的比值來(lái)衡量；政府干預(yù)程度(Government)，政府的相關(guān)行為會(huì)對(duì)地區(qū)企業(yè)生產(chǎn)具有較大的影響，包括企業(yè)的年終產(chǎn)值和投資動(dòng)向等等，間接地波及到地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的發(fā)展活力，以此來(lái)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)質(zhì)量，故這里采用各地區(qū)財(cái)政支出與GDP的比值來(lái)衡量；市場(chǎng)化程度(Market)，隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展，市場(chǎng)化程度在不斷加深，對(duì)地區(qū)資源配置效率的要求也越來(lái)越高，進(jìn)而影響到地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，故這里采用樊綱等(2011)測(cè)算的市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)表示各地區(qū)市場(chǎng)的發(fā)展程度[28]。限于現(xiàn)有市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)只有2000～2009年的，筆者基于已有市場(chǎng)化指數(shù)得分?jǐn)?shù)據(jù)運(yùn)用回歸方法得到外插值2010～2015年的數(shù)據(jù)。

本文采用的面板數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、各省(市、自治區(qū))統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。

(三)動(dòng)態(tài)面板模型實(shí)證分析

1.收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的結(jié)果分析

從收入角度下的估計(jì)結(jié)果表1來(lái)看，控制了其它變量以后，財(cái)政分權(quán)(全國(guó))的系數(shù)為0.4351，并在1%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(全國(guó))對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(東部)的系數(shù)為1.1302，并在1%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(東部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(中部)的系數(shù)為3.0923；并且在5%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(中部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(西部)的系數(shù)為0.3930，并且在5%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(西部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用。由此可見(jiàn)，收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用，這點(diǎn)同徐國(guó)祥等(2016)[29]結(jié)論保持了高度的一致性。并因地區(qū)發(fā)展的差異性而表現(xiàn)出促進(jìn)效果的不同，其中，東部促進(jìn)效果最強(qiáng)，西部次之，中部較差。收入即財(cái)權(quán)，地方政府應(yīng)該逐步下放財(cái)權(quán)，并通過(guò)財(cái)政激勵(lì)政策來(lái)驅(qū)動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)活力，以此來(lái)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量?？刂谱兞糠矫妫褐挥薪?jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量表現(xiàn)出較好的促進(jìn)作用，這與經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論也是非常吻合的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提升越快；而對(duì)外開(kāi)放、政府干預(yù)和市場(chǎng)化等都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量起到了抑制作用，這個(gè)主要?dú)w因于我國(guó)作為發(fā)展中國(guó)家的現(xiàn)實(shí)國(guó)情，外加地區(qū)資源稟賦的差異，造成很多方面出現(xiàn)了較大的失衡，包括地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放、貿(mào)易往來(lái)、政府行為和市場(chǎng)制度等等都給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)了不同程度的負(fù)面影響。

表1 收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果

注：*、*** 、*** 分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號(hào)內(nèi)數(shù)字為Z統(tǒng)計(jì)量。下同。

2.支出角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的結(jié)果分析

從支出角度下的估計(jì)結(jié)果表2來(lái)看，控制了其它變量以后，財(cái)政分權(quán)(全國(guó))的系數(shù)為2.9434，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(全國(guó))對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(東部)的系數(shù)為2.2732，并且在5%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(東部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(中部)的系數(shù)為4.8634，并且在5%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(中部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(西部)的系數(shù)為1.9588，并且在5%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(西部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用。由此可見(jiàn)，支出角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用，這點(diǎn)同鄧明和王勁波(2014)等研究結(jié)論保持一致[30]。并因地區(qū)發(fā)展的差異性而表現(xiàn)出促進(jìn)效果的不同，其中，中部促進(jìn)效果最強(qiáng)，東部次之，西部較差。支出即事權(quán)，通過(guò)地方政府事權(quán)不但可以提高投資規(guī)模，還能夠創(chuàng)造更多的投資機(jī)會(huì)，進(jìn)而推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。故此，中部地區(qū)更應(yīng)該加強(qiáng)政府事權(quán)力度，激發(fā)新的投資活力，以獲得快速的經(jīng)濟(jì)崛起?？刂谱兞糠矫妫航?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府干預(yù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量都具有促進(jìn)作用，并且政府所發(fā)揮的主導(dǎo)作用比較明顯，這點(diǎn)也是符合當(dāng)下市場(chǎng)發(fā)展環(huán)境需要；而對(duì)外開(kāi)放和市場(chǎng)化因其地區(qū)差異所導(dǎo)致的失衡仍然對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。

3.自有收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的結(jié)果分析

從自有收入角度下的估計(jì)結(jié)果表3來(lái)看，控制了其它變量以后，財(cái)政分權(quán)(全國(guó))的系數(shù)為1.7021，并且在5%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(全國(guó))對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(東部)的系數(shù)為5.5601，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(東部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(中部)的系數(shù)為1.3710，并且在5%水平顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(中部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用；財(cái)政分權(quán)(西部)系數(shù)為3.3690，并且在1%水平上顯著，說(shuō)明財(cái)政分權(quán)(西部)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用。由此可見(jiàn)，自有收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的正向促進(jìn)作用，這點(diǎn)同陳碩和高琳(2012)等研究結(jié)論不謀而合[31]。并因地區(qū)發(fā)展的差異性而表現(xiàn)出促進(jìn)效果的不同，其中，東部促進(jìn)效果最強(qiáng)，西部次之，中部較差。同時(shí)，彰顯了地方財(cái)政自主度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著性促進(jìn)作用。對(duì)此，陳碩和高琳(2012)[31]提出了側(cè)重于財(cái)權(quán)方面的改革，即從大規(guī)模的轉(zhuǎn)移支付轉(zhuǎn)向給予與地方政府支出相匹配的自有收入?？刂谱兞糠矫妫航?jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府干預(yù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量都具有促進(jìn)作用，這點(diǎn)同上面的結(jié)論保持了高度一致性，原因不在解釋；而對(duì)外開(kāi)放和市場(chǎng)化的抑制作用依然表現(xiàn)較強(qiáng)，警示了政策制定者一定要考慮地區(qū)發(fā)展的協(xié)調(diào)性和均衡性，避免產(chǎn)生“馬太效應(yīng)”的悲劇，以此來(lái)全面提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。

表3 自有收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證實(shí)證結(jié)果的準(zhǔn)確性和科學(xué)性，筆者從以下兩個(gè)方面對(duì)前文的結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是替換市場(chǎng)化指數(shù)變量進(jìn)行結(jié)果估計(jì)，二是分時(shí)間段進(jìn)行結(jié)果估計(jì)。

1.考慮替換變量

筆者采用王小魯?shù)?2016)最新公布的市場(chǎng)化指數(shù)對(duì)前文采用外插值法計(jì)算的市場(chǎng)化指數(shù)進(jìn)行變量替換[32]，結(jié)果發(fā)現(xiàn)替換市場(chǎng)化指數(shù)變量并沒(méi)有改變財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的促進(jìn)作用，同前文結(jié)論保持高度一致性。

2.分時(shí)間段進(jìn)行回歸

考慮到我國(guó)不同時(shí)期的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響存在差異性，筆者選取具有代表性的2008年金融危機(jī)爆發(fā)作為穩(wěn)健檢驗(yàn)節(jié)點(diǎn)，分別對(duì)2000～2008年和2009～2015年兩個(gè)時(shí)間段進(jìn)行有效估計(jì)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，分區(qū)間段并沒(méi)有改變財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的促進(jìn)作用，同前文結(jié)論保持高度一致性。

三、財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的門(mén)檻效應(yīng)分析

(一)模型設(shè)定

上述動(dòng)態(tài)面板模型回歸結(jié)果表明，不同角度衡量的財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量均具有顯著的影響。那么我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量受財(cái)政分權(quán)的影響是否存在門(mén)檻特征呢？為此，筆者繼續(xù)對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，主要參照Wang(2015)的研究方法構(gòu)建門(mén)檻效應(yīng)模型[33]，由于具體門(mén)檻數(shù)不知，筆者先將模型設(shè)定為單一門(mén)檻模型，模型設(shè)定如下：

lnTFPit=a01+a11lnFD1it(qi≤r)+a12lnFD1it(qi>r)+

(5)

lnTFPit=a02+a21lnFD2it(qi≤r)+a22lnFD2it(qi>r)+

(6)

lnTFPit=a03+a31lnFD3it(qi≤r)+a32lnFD3it(qi>r)+

(7)

其中，qi為門(mén)檻變量，上述方程分別選擇收入角度、支出角度和自有收入角度的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)作為門(mén)檻變量，r為未知門(mén)檻值。

(二)門(mén)檻回歸結(jié)果分析

1.門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)

為了保證門(mén)檻估計(jì)的精度，分析收入角度、支出角度和自有收入角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的門(mén)檻特征，本文依次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷拈T(mén)檻數(shù)，得到F統(tǒng)計(jì)量和P值，具體數(shù)值見(jiàn)表4。結(jié)果表明，收入角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻的P值分別為0.00、0.00和0.76，其單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻非常顯著；支出角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻的P值分別為0.00、0.24和0.97，其單一門(mén)檻非常顯著；自有收入角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的單一門(mén)檻、雙重門(mén)檻和三重門(mén)檻的P值分別為0.00、0.00和0.72，其單一門(mén)檻和雙重門(mén)檻非常顯著。

表4 門(mén)檻效果檢驗(yàn)

注：** 和*** 分別表示在5%和1%的顯著水平上顯著，P值為采用Bootstrap方法反復(fù)抽樣300次得到的結(jié)果。下同。

收入角度、支出角度和自有收入角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的門(mén)檻估計(jì)值和相應(yīng)的95%置信區(qū)間列示于表5。

表5 門(mén)檻估計(jì)結(jié)果

2.門(mén)檻回歸結(jié)果

從表6可以看出，收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響通過(guò)了雙重門(mén)檻模型檢驗(yàn)。當(dāng)FD1≤0.6960時(shí)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量在1%的顯著水平上呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明地方財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量下降0.5169，此時(shí)降低財(cái)政分權(quán)水平有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。當(dāng)0.6901.0750時(shí)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量在5%的顯著水平上呈正相關(guān)，這說(shuō)明地方財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量上升0.2071，此時(shí)提高財(cái)政分權(quán)水平有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。從擬合的結(jié)果來(lái)看，收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響存在明顯的門(mén)檻效應(yīng)，在FD1≤1.0750，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的抑制作用存在縮小趨勢(shì)，即從0.5169縮小為0.1331；而當(dāng)FD1>1.0750時(shí)，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用由抑制轉(zhuǎn)為促進(jìn)，也就是說(shuō)，在達(dá)到一定的財(cái)政分權(quán)程度后，分權(quán)水平越高，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升作用就越大，這與發(fā)達(dá)國(guó)家以及發(fā)展中國(guó)家財(cái)政分權(quán)化趨勢(shì)越來(lái)越明顯的現(xiàn)象相吻合。同時(shí)，也說(shuō)明了要想提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，不僅要增加地方財(cái)政收入，還要增加地方財(cái)政收入在總財(cái)政收入中的比重。

表6 收入角度下財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量雙門(mén)檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

表7 支出角度下財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量雙門(mén)檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從表7可以看出，支出角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響通過(guò)了單一門(mén)檻模型檢驗(yàn)。當(dāng)FD2≤0.7057時(shí)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量在1%的顯著水平上呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明地方財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量下降0.6954，此時(shí)降低財(cái)政分權(quán)水平有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，提高地方財(cái)政支出在總支出的占比會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，降低地方財(cái)政支出是有利的。當(dāng)FD2>0.7057時(shí)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量不存在顯著影響，此時(shí)每提高1%的財(cái)政分權(quán)水平會(huì)引起經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量提高0.0039，也就是說(shuō)提高地方財(cái)政支出在總支出中的占比有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，即增加地方財(cái)政支出是有利好效應(yīng)的。

從表8可以看出，自有收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響通過(guò)了雙重門(mén)檻模型檢驗(yàn)。當(dāng)FD3≤0.4830時(shí)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量在1%的顯著水平上呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明地方財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量下降0.6191，此時(shí)降低財(cái)政分權(quán)水平有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。當(dāng)0.48301.8776時(shí)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量在1%的顯著水平上呈正相關(guān)，這說(shuō)明地方財(cái)政分權(quán)水平每提高1%，會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量上升0.9814，此時(shí)提高財(cái)政分權(quán)水平有利于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。從擬合的結(jié)果來(lái)看，自有收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響存在明顯的門(mén)檻效應(yīng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響由抑制逐漸變?yōu)榇龠M(jìn)，這與收入角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用效果相一致。因此，在提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量過(guò)程中，還需要考慮各地區(qū)單純依靠自身能力滿足收入需求的能力。

表8 自有收入角度下財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量雙門(mén)檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

綜上可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)。在財(cái)政分權(quán)水平較低時(shí)，降低財(cái)政分權(quán)水平有利于提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量；在財(cái)政分權(quán)水平較高時(shí)，提高財(cái)政分權(quán)水平有利于提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。從我國(guó)財(cái)政分權(quán)體制的發(fā)展演化歷程來(lái)看，我國(guó)的財(cái)政分權(quán)體制是從集權(quán)到分權(quán)的過(guò)程，將中央主導(dǎo)與地方輔助相結(jié)合，并通過(guò)規(guī)范稅制、優(yōu)化稅制結(jié)構(gòu)、擴(kuò)大財(cái)政補(bǔ)貼以及降低稅負(fù)等手段擴(kuò)大消費(fèi)和投資需求，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，優(yōu)化資源配置效率，最終實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高。因此，要想提高我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，就要綜合考慮我國(guó)財(cái)政分權(quán)所處的階段以及現(xiàn)實(shí)的客觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境，不能單純盲目的僅提高或者降低財(cái)政分權(quán)水平。

四、結(jié)論與政策啟示

本文選擇我國(guó)29個(gè)省(市、自治區(qū))2000～2015年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板和門(mén)檻面板模型，采用系統(tǒng)GMM方法與門(mén)檻面板估計(jì)方法對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，以此來(lái)探討財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：一是財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，支出角度和自有收入角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)其促進(jìn)效果更為明顯，并且各地區(qū)的促進(jìn)效果會(huì)因其地區(qū)發(fā)展的不同也表現(xiàn)出較大的差異性。二是財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量存在顯著的門(mén)檻效應(yīng)，收入角度和自有收入角度下的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響通過(guò)了雙重門(mén)檻模型檢驗(yàn)，而支出角度下財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響通過(guò)了單一門(mén)檻模型檢驗(yàn)。在財(cái)政分權(quán)水平較低時(shí)，降低財(cái)政分權(quán)水平有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高；而在財(cái)政分權(quán)水平較高時(shí)，提高財(cái)政分權(quán)水平有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高。

通過(guò)實(shí)證結(jié)論得出如下政策啟示：第一，為了提高新常態(tài)下我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，應(yīng)該進(jìn)一步完善財(cái)政分權(quán)體制改革。從財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量關(guān)系來(lái)分析，應(yīng)適當(dāng)提高地方的財(cái)政分權(quán)強(qiáng)度，給予地方政府擁有的信息優(yōu)勢(shì)，實(shí)現(xiàn)最為優(yōu)化的區(qū)域資源配置。第二，應(yīng)加強(qiáng)地方政府的激勵(lì)制度設(shè)計(jì)，摒棄“唯GDP論”的傳統(tǒng)舊觀念，必須將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量納入到重點(diǎn)考核體系當(dāng)中，著力解決地區(qū)發(fā)展不平衡不充分的問(wèn)題，全面提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)動(dòng)能，加速實(shí)現(xiàn)新時(shí)代下小康社會(huì)的步伐。第三，鑒于財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響會(huì)受到對(duì)外開(kāi)放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展等諸多因素的束縛，故各地區(qū)(東部、中部和西部)必須依據(jù)自身的發(fā)展特征來(lái)設(shè)計(jì)相應(yīng)的財(cái)政分權(quán)政策，這樣才能保證財(cái)政激勵(lì)相容制度的有效發(fā)揮，促進(jìn)財(cái)政分權(quán)與地區(qū)資源配置的良性互動(dòng)，實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的本質(zhì)提升。

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RegionalDifferenceofEconomicGrowthQualityUndertheBackgroundofFiscalDecentralization—TestbasedonSystemGMMandtheThresholdEffect

LIN Chun SUN Yingjie

(School of Economics,Liaoning University,Shenyang 110036,China)

Fiscal decentralization plays an important role in the development of China’s economy into a high-quality stage. This article makes use of the dynamic panel model and panel threshold model to study the relationship between fiscal decentralization and the quality of economic growth based on 29 provinces’ (municipalities and autonomous regions) panel data from 2000 to 2015 in China. The results are as follows:For one thing, fiscal decentralization has a significant effect on promoting the quality of economic growth and the promotion effect varies in different regions;for another, fiscal decentralization has a significant threshold effect on the quality of China’s economic growth. Finally, based on the above findings, it is concluded that it is important to strengthen the regional fiscal decentralization for the improvement of the quality of China’s economic growth.

Fiscal Decentralization System; Economic Growth Quality; Regional Difference; SYS-GMM; Threshold Effect.

2017-01-28

國(guó)家社科基金青年項(xiàng)目 (17FJY008)；遼寧省社科規(guī)劃基金重點(diǎn)項(xiàng)目(L17AJY008)

林春(1985-)，男，遼寧黑山人，遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師，博士；孫英杰(1987-)，遼寧瓦房店人，遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生。

F810.4

A

1004-4892(2017)12-0033-10

(責(zé)任編輯:風(fēng)云)