周久俊

(中央財經大學 中國公共財政與政策研究院， 北京　100081)

一、引　言

中華人民共和國成立以來我國財政體制的演變可概括為三個階段：第一階段為1950—1979年的“統(tǒng)收統(tǒng)支”時期，在此期間，財政體制由“中央高度集中，統(tǒng)收統(tǒng)支”、“劃分收支，分級管理”和“以收定支，五年不變”，過渡到“收支下放，計劃報告，地區(qū)調劑，總額分成，一年一變”和“定支定收，收支包干，保證上交，結余留用，一年一定”，再到最后的“收入按固定比例留成，超過另定分成比例，支出按指標包干”和“定收定支，收支掛鉤，總額分成，一年一變”，但無論如何變化，核心依舊是由中央政府進行統(tǒng)一管理。第二階段為1980—1993年的“包干”階段，主要特征是1980—1985年的“劃分收支，分級包干”、1985—1988年的“劃分稅種，核定收支，分級包干”和1988—1993年的“財政包干”。第三階段是1994年分稅制財政體制和稅制改革至今的“分稅制”階段。值得說明的是，財政體制的每一次調整都是伴隨著政治和經濟環(huán)境的綜合變化應運而生的。

其中，1994年分稅制財政體制改革對我國經濟近20多年的飛速穩(wěn)定增長起到了至關重要的作用。這一體制有效地釋放了中國經濟快速增長的活力，在此期間國內的價格水平也發(fā)生了一定程度的上浮。需要說明的是，分稅制財政體制改革的主要思想是正確理清中央政府和地方政府收入分配之間的關系，調動中央政府和地方政府兩者的積極性，在不損害地方政府利益的同時，提升中央政府的財政收入，加強中央政府的宏觀調控能力。因此，雖然從字面上來看，“分稅制”財政體制改革的核心在“分”上面，但更為全面、嚴謹的理解應該是“先合后分”?！昂稀敝傅氖请S著中央財政收入的增加，全國財政收入的相當一部分將集中歸中央所有；“分”則意味著地方政府將根據新的分配比例獲得各項稅收屬于地方的部分。因此，“分稅制”的各項改革內容可以概括為：在提升中央政府宏觀調控能力下的財政分權。雖然改革初期地方政府會存在“陣痛”，但隨著中央政府宏觀調控能力提升帶來的經濟收益，將會遠遠超過這段“陣痛”期的成本；何況當年的分稅制財政體制改革在細節(jié)處理上也考慮到了對地方政府的沖擊，因而施行的是“增量改革”，有效降低了各地方政府可能因改革而需承受的成本。隨著改革的逐漸深入，中國的經濟發(fā)展已經取得了舉世矚目的成績，價格水平也處于相對穩(wěn)定的狀態(tài)、穩(wěn)中有升。

然而值得注意的是，近五年我國經濟增長已經出現(xiàn)了不同程度的下滑，期間的價格水平也存在一定程度的波動。其原因，一方面隨著我國經濟體量的增加，勢必會導致經濟增速下降、價格指數增速放緩；另一方面也說明現(xiàn)有的模式或體制在某種程度上需要進行調整，以適應新的環(huán)境，為穩(wěn)定中國經濟增速和價格指數提供保障。恰逢2013年中央發(fā)布《國務院機構改革和職能轉變方案》，新一輪政府職能轉變的帷幕拉開，以“簡政放權”為代表的行政分權被推到最前端?！昂喺艡唷本褪侵醒雽⒖梢韵路沤o地方政府的審批權、事權等權利毫無保留地下放給地方政府，減少行政審批層級、縮短行政審批周期、提高行政辦事效率，為發(fā)展經濟和穩(wěn)定價格水平提供良好的環(huán)境和制度基礎。

本文考慮到結合價格水平、行政分權和財政分權進行研究的文獻較少的現(xiàn)狀，將嘗試以建立“簡政放權”虛擬變量的方式，對行政分權與價格水平之間的關系進行分析；同時，文章還將結合分稅制財政體制改革以來的財政分權對價格水平的影響，探究財政分權對我國價格水平的綜合影響，并根據回歸結果提出一些建議和意見。

二、文獻綜述

在眾多研究分權與宏觀經濟指標之間關系的文獻中，研究財政分權、行政分權與經濟增長之間關系的文獻占據了主體部分，而其中關于財政分權與經濟增長之間關系的文獻則更為密集；研究分權與價格水平之間關系的文獻相對較少，且主要側重于財政分權與通貨膨脹之間的關系，涉及行政分權與價格水平之間關系的研究較為罕見。

張濤和鄒恒甫(1998)根據中國28個省15年經濟增長的面板數據分析了財政分權與中國經濟之間的關系，發(fā)現(xiàn)在1978—1992年財政分權對我國各省經濟增長存在一定程度上的阻礙作用[1]。陳抗等(2002)認為分稅制財政體制改革導致地方政府財力下降，進而向當地伸出了攫取之手，間接導致地方百姓生活福祉的下降[2]。龔鋒和雷欣(2010)總結出我國分權的特點，政治集權統(tǒng)領財政分權、地方政府負擔的支出責任較大、財政收入較大份額歸屬于中央、出現(xiàn)的財政缺口則需通過政府間轉移支付以及預算外收入進行彌補[3]。馬穎等(2015)則根據我國28個地區(qū)29年間的省際層面的面板數據，研究分析了各省在財政分權、金融發(fā)展、工業(yè)化和經濟增長之間的區(qū)別[4]。

本文著重關注財政分權、行政分權與宏觀價格水平之間的關系。Brandt和Zhu(2000)的研究發(fā)現(xiàn)，盡管中國經濟的增長速度幾乎保持在9%，但中國經濟展現(xiàn)出明顯的周期特征：一段時間的經濟快速增長，總是伴隨著通貨膨脹率的加速上升，而緊接著的又是經濟增速放緩和通脹率的下降；他們認為，展現(xiàn)這一周期性特征的主要原因，是經濟分權、政府對國有企業(yè)的扶持以及央行的信貸計劃和管制這三因素綜合作用的結果[5]。Blanchard和Shleifer(2001)則得出中國政治分權程度低，經濟分權程度高的結論[6]。Feltenstein和Iwata(2005)的研究認為，以經濟分權為代表的分權指標與經濟增長之間呈現(xiàn)正相關關系，而以財政分權為代表的分權指標與價格指數之間同樣正相關，因此，文章得出進一步經濟分權有助于經濟增長，而進一步財政分權則不利于價格穩(wěn)定、反而會助推價格指數上升的結論。

尚長風等(2008)通過協(xié)整檢驗的方法分析了1980—2005年我國財政分權度與通貨膨脹之間的關系，認為隨著財政分權度的增加，我國的貨幣供給增長率和投資增長率都隨之上升，進而導致通貨膨脹；同時，他們的研究還發(fā)現(xiàn)，自改革開放以來，我國財政分權度呈現(xiàn)不斷上升的趨勢，而這也促使了通貨膨脹率的快速上漲[8]。余長林和王瑞芳(2008)則認為已有文獻對于導致我國通貨膨脹的原因分析存在一定的片面性，文章從制度變革的角度，研究并分析了財政分權與通貨膨脹之間的聯(lián)系，得出了財政分權與通貨膨脹正相關的結論[9]。才國偉和黃亮雄(2010)的研究顯示，政府權力的下放，有效地提高了政府財政支出和地方經濟發(fā)展的速率，并且得出相比于行政分權，財政分權對地方財政支出和經濟增長的正向作用更為顯著和明顯[10]。程貴(2012)基于1994—2010年中國各省和直轄市的面板數據，對財政分權、地方政府投資沖動和通貨膨脹之間的關系進行了研究，結果發(fā)現(xiàn)，隨著財政分權度的增加，地方政府擁有的財力也隨之上升，進而導致地方政府加大投資，最終在商業(yè)銀行信貸資金的“協(xié)助”下引發(fā)了通貨膨脹[11]。劉沖等(2014)則使用“強縣擴權”代表行政分權、“省直管縣”代表財政分權的方式，分析了行政分權和財政分權對經濟的不同影響，其結論是：在縣級層面，行政分權通過引入新企業(yè)和提高企業(yè)利潤率的方式促進經濟增長，而財政分權則是由于提高財政收入而促進經濟增長，但兩種方式都沒有提升企業(yè)的生產力和資源配置效率，仍然是通過投資來帶動經濟的增長[12]。孫力軍和盛文軍(2015)利用2001—2007年我國30個省、自治區(qū)和直轄市的面板數據，對財政分權、對外貿易和通貨膨脹三者之間的作用機理進行了分析研究，其部分研究結果認為，隨著地方政府財政分權度的增加，將促使地方政府為了經濟增長而展開競爭，加劇了通貨膨脹[13]。

綜合已有文獻可以發(fā)現(xiàn)：首先，研究分權與價格水平之間聯(lián)系的文獻中，主要集中于財政分權與通貨膨脹之間的關系和作用機理的研究；其次，研究使用的數據普遍存在所處年份較早、研究期間跨度較短等情況；最后，關于行政分權對價格水平影響的研究較為罕見，且已有的相關文獻理論偏多、實證研究偏少。

本文的主要創(chuàng)新點在于：一方面，嘗試對行政分權與價格水平之間的關系進行實證研究，主要通過建立“簡政放權”虛擬變量來刻畫行政分權的方式、并結合財政分權，利用我國28個省、自治區(qū)和直轄市1991—2015年的面板數據，研究分析了行政分權和財政分權度與各省和直轄市價格水平之間的關系；另一方面，本文所用數據涵蓋的期間較之前相關文獻更長，且所處年份時效性更好，覆蓋了分稅制財稅體制改革前后及簡政放權改革前后。

三、理論和研究假設

財政分權的核心思想是指財政收入的取得權、財政支出的支配權由中央政府分給地方政府。當然，伴隨財政支出權下放的還有支出責任由中央向地方的轉移。世界銀行指出行政分權，主要指中央將提供公共物品的職權、責任以及資源的控制權等行政權力與職責，分一部分給地方政府。不難發(fā)現(xiàn)，行政分權和財政分權的區(qū)別主要在于：行政分權涉及的權力轉移范圍較廣，包括中央將規(guī)劃、管理、對公共項目融資等權力下放到地方政府，屬于不同級制政府間職權、支出責任和金融資源的再分配；而財政分權涉及的權力轉移范圍，則主要側重于財政資金在不同級別政府之間的轉移。

改革開放之前，我國的經濟政策具備一定的周期性特征，政策的重心一般都在集權與分權之間進行移轉。分權政策在當時主要是用來解決集權式經濟導致經濟增長出現(xiàn)停滯的問題，而隨著分權政策導致中國經濟出現(xiàn)過熱現(xiàn)象時，則集權政策又會占據主導地位，以此循環(huán)往復。值得注意的是，因為當時的價格水平是由政府統(tǒng)一控制的，所以價格水平較為穩(wěn)定。

改革開放以來中央決定建立符合中國特色的市場經濟體制，取消價格控制便是其中的一項改革要求；同時，分權式的經濟政策再一次占據主導地位，尤其是1994年的分稅制改革之后，財政分權的狀態(tài)一直延續(xù)至今，2013年的“簡政放權”也對行政放權提出了較高的要求。

圖1　行政分權與財政分權與價格水平的關系資料來源：Feltenstein和Iwata(2005)。

需要進行詳細說明的是，分權之所以會導致價格水平的上漲，主要的原因是：一方面，財政分權將使得地方政府獲得更多財政資金，改善地方基礎設施和公共服務，為地方的經濟增長創(chuàng)造良好的環(huán)境和基礎；而行政分權企業(yè)減少了過去冗長的審批程序、提升了企業(yè)的辦事效率，有效助推了經濟增長。而隨著整體經濟的增長，居民收入的上漲，有效地拉升了內需，進而助推了價格水平的上漲。另一方面，分權式的經濟模式，如國有企業(yè)改制等，使得非國有企業(yè)的數量如雨后春筍般增加，隨著投資的迅速上升，進一步推動了經濟的快速增長。而回望過去幾十年的企業(yè)表現(xiàn)，由于種種因素，相當一部分非國有企業(yè)在一定程度上是優(yōu)于國有企業(yè)的生產效率，為了維持國有企業(yè)正常的運營，出現(xiàn)了各地政府在不同程度上，對當地經營業(yè)績不佳的國有企業(yè)以轉移支付方式進行救助或支持的現(xiàn)象。這些行為在不同程度上弱化了中央政府的信貸管控政策，進而導致中央政府不得不通過“創(chuàng)造貨幣”的方式，向國有企業(yè)的轉移支付進行“融資”，而這又進一步推動了價格水平的上漲，具體影響路徑見圖1。近些年，中央政府也意識到這方面的問題，申明將允許一部分生產運營效率低下的國有企業(yè)倒閉，這也從另一個側面證實了前面的思路。

綜上，本文將提出以下研究假設：基于當前分稅制財政體制下，中央對地方財政分權度的進一步提升，將導致價格水平的進一步上漲；同樣，隨著“簡政放權”為首的行政分權的進行，其對各地價格水平也將起到一定的助推作用。

四、數據和模型

(一)數據來源

本篇文章的數據主要來源于：國家統(tǒng)計局官方網站、《中國統(tǒng)計年鑒》以及《中國財政年鑒》。考慮到不同年份的編制標準不同，部分進入回歸分析的數據可能在不同程度上進行了一定的換算和處理(具體進行了換算和處理的部分，將于在后文進行詳細說明)，以期保持數據的一致性和可比性。文章所研究問題涉及到的數據主要涵蓋我國29個省、自治區(qū)和直轄市1991—2015年的面板數據。

其中：國家統(tǒng)計局官方網站為本文提供了各省和直轄市在崗職工平均工資以及城鎮(zhèn)登記失業(yè)率兩項數據；《中國統(tǒng)計年鑒》則提供了各省和直轄市的下列數據：國內生產總值(后簡稱GDP)，GDP增長率，人均GDP，年末常住人口數，消費者價格指數(后簡稱CPI)，第二產業(yè)占當年GDP的比值，第三產業(yè)占當年GDP的比值；而《中國財政年鑒》提供的數據主要有中央財政收入、中央財政支出，以及各省和直轄市當年的財政收入、財政支出、人均財政收入和人均財政支出。

需要說明的是，由于大量數據缺失的原因，西藏將不納入研究范圍；同時，從1998年的《中國統(tǒng)計年鑒》開始，重慶市的數據便從四川省分離開，因此，考慮到四川和重慶的特殊歷史關系，也出于保證縱向一致性的考慮，本文對四川省和重慶市1997年(包括1997年)以后的各類數據，通過差別的測算方式對兩者進行了合并處理，后文將詳細說明。

(二)變量和模型

文章研究的被解釋變量是：CPI指數(CPII)。本文之所以使用消費者價格指數來代表價格水平，是為了使研究更接近民生，進而研究的結果也更具政策導向性。主要的解釋變量是：簡政放權虛擬變量(JZFQ)，財政分權度(FD)，在崗職工平均工資(AWAGE)，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率(UNEMP)，GDP增長率(GDPGR)，人均GDP(AGDP)，刻畫各省、自治區(qū)和直轄市政府規(guī)模的指標(GS)，第二產業(yè)占當年GDP的比例(SISI)，以及第三產業(yè)占當年GDP的比例(TISI)。

本文研究的核心解釋變量有簡政放權虛擬變量、財政分權度、在崗職工平均工資、在崗職工平均工資，以及GDP增長率；其他解釋變量則作為控制變量。其中，關于簡政放權虛擬變量，當其為0時，則說明該省、自治區(qū)或直轄市當年尚未開展簡政放權改革；而當其為1時，則說明該省、自治區(qū)或直轄市已于當年進行了簡政放權改革為了使回歸結果不受人口因素和規(guī)模因素的干擾，本文的財政分權度采用各省、自治區(qū)和直轄市人均財政支出和全國人均總財政支出之比與各省、自治區(qū)和直轄市人均財政收入和全國人均總財政收入之比的加權平均值。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文對財政分權度指標進行了替換，使用在分析財政分權度對經濟增長影響的相關文獻中運用較多的各省、自治區(qū)和直轄市人均財政支出與全國人均總財政支出之比作為衡量財政分權度的變量。

需要闡明的是，文章之所以在基準回歸分析中使用加權平均的財政分權度而不是以財政支出為核心的財政分權度，主要是考慮到本文所研究的問題是財政分權對價格水平的影響，而影響價格水平的因素應該是多維度的。因此，使用以財政支出和財政收入進行加權處理后的財政分權度相對而言更為貼切，以上指標的選取綜合參考了徐永勝、喬寶云(2012)[14]，以及喬寶云(2002)[15]的研究。另外，描繪各省、自治區(qū)和直轄市政府規(guī)模的變量(GS)主要有所在政府財政支出與當年其所在省、自治區(qū)或直轄市的比值來表示；需要進行解釋的是，關于政府規(guī)模指標的選取，已有文獻中還存在使用政府工作人員數量。本文之所以沒有使用政府工作人員數量作為衡量政府規(guī)模的指標，主要出于以下兩點考慮：第一，本文研究的問題是關于行政分權、財政分權與價格水平之間的關系，使用政府財政支出與當年其所在省、自治區(qū)或直轄市的比值來表示政府規(guī)模，與所研究的問題相關性更高；第二，本文回歸模型中使用的是省際面板數據，為了使研究更具可比性，回歸模型中的變量都剔除了各省人口因素的影響，且大多數變量也已經過適當測算轉換為比率變量，因此，在本文中，政府規(guī)模不宜使用政府工作人員數量來衡量。

基于本文均為面板數據的特點，有必要在進行回歸分析之前對回歸模型的選取進行甄別。本文使用的計量軟件為Stata12，通過Hausman檢驗，檢驗的結果顯示拒絕原假設，因此，這種情況下應該接受備擇假設，進而說明本文的分析不能使用隨機模型，而應該選取固定效應模型進行分析。本文的面板數據固定效應模型如下：

CPIIi,t=a+b1JZFQi,t+b2FDi,t+b3FDi,t×FDi,t+b4AWAGEi,t+b5UNEMPi,t+ b6GDPGRi,t+cControli,t+ui+rt+ei,t

需要解釋的是：下標i代表省或者直轄市；下標t代表時間(以年為單位)；模型中的FDi,t*FDi,t代表財政分權度的二次方，用來檢測價格水平與財政分權之間，在線性關系外是否還存在非線性關系；Controli,t是一組控制變量(包括人均GDP、政府規(guī)模等，具體請參考前文的變量說明)；ui則刻畫了不隨時間變化的省、自治區(qū)或直轄市政府的個體固定效應；而rt刻畫的是不隨省、自治區(qū)或直轄市政府變化的時間固定效應；最后，ei,t代表的是殘差項。

表1　描述性分析

表1中展示了參與回歸各變量的描述性統(tǒng)計量，值得說明的是：第一，由于西藏的數據有大量缺失，現(xiàn)有辦法無法對其進行恢復，故本文的分析不包括西藏。同時，上海市關于城鎮(zhèn)登記失業(yè)率在2001年的數據存在缺失問題，本文使用2000和2002年城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的均值進行取代。第二，由于重慶市是直轄市，從1998年的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國財政年鑒》開始，重慶市的數據便從四川省的數據中分離了出來，因此，為了保證最后進行回歸的數據的縱向一致性，自1997年(包括1997年)起，本文根據各變量的特征對四川省和重慶市的數據采取了相應的加總(其中，CPI指數則是由四川省和重慶市當年的CPI指數，以GDP為權重進行加權平均求和后得出，除此之外的其他變量都是通過對四川省和重慶市的數據直接加總后得出)；第三，為了使回歸結果更平滑，本文對部分變量的單位進行了相應的調整，其中，人均GDP和在崗職工平均工資都以萬元為單位，CPI指數則以增長率的形式體現(xiàn)。

五、回歸結果

(一)基準回歸結果

回歸結果主要針對中國29個省、自治區(qū)和直轄市25年的面板數據，進行分析和解釋。本文使用的模型是面板數據固定效應模型，其對725個觀測值的回歸結果在表2中列明。需要明確的是：表2中的模型一是對被解釋變量(消費者價格指數)、核心變量中的簡政放權虛擬變量和其他控制變量所進行的回歸；模型二是對被解釋變量(消費者價格指數)、核心變量中的財政分權度和其他控制變量所進行的回歸；模型三是在模型二的基礎上加入了財政分權度的平方，以檢測消費者價格指數和財政分權度之間是否還存在非線性關系；模型四則是本文主要進行解釋的模型，其是對被解釋變量(消費者價格指數)、所有核心變量和其他控制變量進行的回歸。

表2　基準回歸(被解釋變量為消費者價格指數)

注：*代表在10%的水平上顯著，**代表在5%的水平上顯著，***代表在1%的水平上顯著。

1.回歸結果的統(tǒng)計學分析

第一，從四個模型的回歸結果可以看出，簡政放權、財政分權度和財政分權度的二次方這三個核心變量系數的回歸結果都十分顯著，并且變量回歸系數的方向一致。

第二，模型三與模型二的區(qū)別在于：增加了財政分權度的二次方這一變量，從模型三的回歸結果可以看出，財政分權度一次方的系數依舊十分顯著，只是在數值上有一定程度上的增加；同時，財政分權度二次方同樣十分顯著，且顯著為負，這說明消費者價格指數與財政分權度之間不僅存在線性關系，而且還存在非線性關系；從財政分權度一次方為正和財政分權度二次方為負可以判斷，消費者價格指數與財政分權之間呈現(xiàn)的是一種倒“U”型的關系；到達臨界點之前，隨著進一步財政分權，消費者價格指數上升，而在臨界點之后，消費者價格指數隨著財政分權度的增加而下降。

第三，四個模型的回歸結果中，除模型一中人均GDP的系數不顯著，以及模型四中的人均GDP在10%的水平上顯著外，所有其他回歸結果均在1%的水平上顯著，回歸結果較好。

2.回歸結果的經濟學含義

接下來將對主要解釋變量系數的經濟學含義進行分析和解釋，考慮到模型四的全面性，不僅覆蓋了線性和非線性關系，而且包含了所有解釋變量，主要對模型四的回歸結果進行討論。

第一，簡政放權虛擬變量的系數在1%的水平上顯著，且為正值。這其中的經濟學含義是在中央政府確定實施簡政放權后，導致價格指數出現(xiàn)了一定程度的上漲，是推高消費者價格指數的因素之一。探究其中機理也很好發(fā)現(xiàn)，以“簡政放權”為代表的改革，簡化了行政審批程序、優(yōu)化了政府部門的組織結構、提升了公務人員的辦事效率以及社會各個部門的生產和工作效率，有利于進一步提升國民收入、提高居民購買欲望、進而擴大內需，最終導致的結果就是商品的需求量增加，價格指數也隨之上升，屬于價格指數的合理上升。

第二，財政分權度變量的系數一階為正、二階為負，且在1%的水平上顯著。經濟學含義是財政分權在實施初期會使價格指數上升；隨著財政分權的進一步深入，不但不會助推價格指數的上升，反而會使價格指數在一定程度上下降，進而壓低價格指數。分析其中原因，財政分權初期，隨著分權力度的加大，地方政府的財力相對增強，進而地方政府的財政支出也會相應增加?？紤]到政府作為公共服務的提供者，其財政支出的增加勢必會有相當一部分會投入到基礎設施等公共產品和公共服務中，這將產生一個聯(lián)動效應，對其他輔助性產業(yè)(如道路建設，涉及到制造業(yè)和服務業(yè)等)的增長會起到促進作用。同時，隨著公共服務質量的提升，居民生活質量也隨之上升，這會有效促進日用品尤其是高檔商品的需求量，根據經濟學中最基本的供需關系可以判斷價格指數將會上升。然而，隨著財政分權程度的加深，其對價格指數的影響變成負數，主要原因是財政分權拉動各部門增長的邊際效應在不斷下降，導致臨界值右邊那部分的邊際效應小于邊際成本，從而在一定程度上減少財政分權對經濟的促進作用，進而降低價格指數的上升。但需要注意的是，最終的綜合影響依舊是導致價格指數上升。

第三，在崗職工人均工資的系數顯著為正。這一結果比較好理解，隨著人均工資的上升，消費者會有更多的可支配收入用于消費，生活品質的提高將帶動銷售額的上漲，商品的需求上升，價格也將隨之上漲，從而導致價格指數的向上增長。

同時，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的系數為負且顯著。這一結果與經典的菲利普斯曲線不謀而合，失業(yè)率的上升意味著失業(yè)人群的增加，失業(yè)人群的購買力普遍低于非失業(yè)人群的購買力，商品需求降低，進而價格指數下降。

第四，各省和直轄市第二產業(yè)經濟總量占GDP的比值和第三產業(yè)經濟總量占GDP的比值的系數顯著為負。直觀來講，這說明增加第二產業(yè)和第三產業(yè)在GDP中的比重有助于降低價格指數，其中增加第三產業(yè)在GDP中的比重對降低價格指數的作用更為明顯。第三產業(yè)主要由服務業(yè)組成，因此，這也在某種程度上說明了優(yōu)化產業(yè)結構對穩(wěn)定價格存在一定積極作用；同時，這也與發(fā)達國家服務業(yè)占國內生產總值絕大部分的現(xiàn)狀相吻合。中國作為發(fā)展中國家，優(yōu)化產業(yè)結構提升服務業(yè)占國內生產總值的比重是向發(fā)達國家前進的必經之路。本文的結果還發(fā)現(xiàn)提升服務業(yè)占比對穩(wěn)定價格也有積極作用。

第五，衡量政府規(guī)模指標的系數顯著為負。這說明不同規(guī)模的政府對價格指數的影響也不盡相同。隨著政府規(guī)模的增大，這會在一定程度上降低價格指數，這意味著政府作為市場中那只看不見的手，對穩(wěn)定價格有一定積極作用，并且該作用隨政府規(guī)模的提升而增強。

(二)穩(wěn)健性檢驗

本文主要研究的是行政分權和財政分權對價格的影響情況，而衡量財政分權度的指標目前始終沒有一個官方或者為大家所認可的指標。根據本文研究的問題并綜合學術界使用較多的財政分權度，在基準回歸部分則選擇了各省、自治區(qū)和直轄市人均財政支出與人均總支出的比值和人均財政收入與人均總收入的比值的加權平均數作為財政分權度的指標。主要的考慮是研究財政分權對價格指數的影響，不僅涉及到財政支出，而且與財政收入有著千絲萬縷的聯(lián)系，僅僅以學術界使用較多的以財政支出與總財政支出之比作為衡量財政分權度不免有失偏頗。但出于謹慎性的考慮，本文在穩(wěn)健性檢驗部分對正文部分衡量財政分權度的變量進行了替換，以各省、自治區(qū)和直轄市人均財政支出與人均總支出之比作為衡量財政分權度的替代指標，進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表3。

表3　穩(wěn)健性檢驗(被解釋變量為消費者價格指數)

注：*代表在10%的水平上顯著，**代表在5%的水平上顯著，***代表在1%的水平上顯著。

從回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，在替換了以財政支出為主要衡量因素的財政分權度指標后，表3和表2的結果無論是從指標的顯著性方面考慮還是指標的方向來看，都基本保持一致，僅僅是各指標系數的絕對值大小存在不同程度的變化，這也是由于對財政分權度變量進行替換的原因。其中，核心變量里面，簡政放權和財政分權度的系數依舊顯著為負，且財政分權度與價格指數之間依然存在非線性關系，在崗職工人均工資對價格指數的影響依然是正向的，城鎮(zhèn)登記失業(yè)率的增加也會降低價格指數，GDP增長會促進價格指數的上漲；其他控制變量的情況也基本與基準回歸表2中的結果相似，此處不再贅述?？偠灾鶞驶貧w和穩(wěn)健性回歸的結果基本一致，這也進而證實了之前基準回歸的有效性和可靠程度。

六、結論和建議

本文嘗試通過建立“簡政放權”虛擬變量這一指標以刻畫中央在2013年推出的行政放權改革，得出了“簡政放權”在改革初期對價格指數存在一定助推作用，是導致價格水平上漲的眾多因素之一。需要說明的是，并不是價格指數上升就一定產生負面影響，恰恰相反，適當的通貨膨脹對國民經濟的增長存在積極的正向作用。與“簡政放權”相對應，財政分權對價格指數的影響同樣存在正向的作用，但與之不同的是財政分權對價格指數不僅存在線性關聯(lián)，還存在非線性關系。在財政分權到達臨界值之后，進一步的分權反而會降低通膨脹率。因此，財政分權度與價格指數之間的關系相對更為復雜。

政府作為市場的一部分，其主要作用應該是在市場運轉失靈的時候進行介入，消除或糾正導致市場失靈的因素，使社會主義市場經濟回歸正常軌道。本文的研究發(fā)現(xiàn)以“簡政放權”為代表的行政分權對穩(wěn)定價格指數存在正向的助推作用；財政分權度在初期也同樣會導致價格指數的上漲，但越過臨界值之后，其對價格指數的綜合影響反而會稍稍下降。

綜上，本文提出以下建議：第一，當市場出現(xiàn)不正常的價格波動，尤其是價格出現(xiàn)持續(xù)走低甚至通貨緊縮等情況時，中央政府可以考慮向地方政府適當采取進一步行政放權和財政分權措施，利用行政放權和財政分權的內在傳導機制對價格水平的持續(xù)低迷進行修正；第二，當價格指數持續(xù)不正常走高時，中央政府則可以考慮向地方政府適當地進行“行政集權”、“財政集權”，有效地降低價格指數，使價格指數回歸正常水平。

文章最后需要進行說明，無論是在國內還是國際上，都缺乏衡量行政分權的統(tǒng)一標準，行政分權度的量化指標尚不存在。因此，本文僅通過“簡政放權”虛擬變量的方式對新一輪行政分權改革的影響進行了初步分析；更為細致和系統(tǒng)的研究則需要建立在明確了行政分權度的基礎上；同時，本篇文章的研究處在省際層面，隨著今后數據的完善和積累，有必要將研究深入到地市甚至縣市層面。上述不足的存在，也是今后前進的方向，希望今后有更多學者進行研究探討。

[1]Zhang T, Zou H F. Fiscal decentralization, public spending, and economic growth in China[J].Journal of Public Economics, 1998 (67): 221-240.

[2]陳抗，Hillman A L, 顧清楊. 財政分權與地方政府行為變化——從援助之手到攫取之手[J].經濟學(季刊)，2002(1): 111-130.

[3]龔鋒，雷欣. 中國式財政分權的數量測度[J].統(tǒng)計研究，2010(10): 47-55.

[4]馬穎，李靜，陳波. 中國財政分權、金融發(fā)展、工業(yè)化與經濟增長的省際差異[J].經濟理論與經濟管理，2015(2)：5-19.

[5]Brandt L, Zhu X. Redistribution in a decentralized economy: growth and inflation in China under reform[J].Journal of Political Economy, 2000 (108): 422-439.

[6]Blanchard O, Shleifer A. Federalism with and without political centralization: China versus Russia[J].IMF Staff Papers, 2001, 48(4): 171-179.

[7]Feltenstein A, Iwata S. Decentralization and macroeconomic performance in China: regional autonomy has its costs[J].Journal of Development Economics, 2005(76): 481-501.

[8]尚長風，許煜，王成思. 中國式財政分權與通貨膨脹：機制和影響[J].江蘇社會科學，2008(1): 67-74.

[9]余長林，王瑞芳. 論財政分權對中國通貨膨脹的影響[J].當代經濟研究，2008(10): 44-47.

[10] 才國偉，黃亮雄. 政府層級改革的影響因素及其經濟績效研究[J].管理世界，2010(8): 73-83.

[11] 程貴. 中國式財政分權、地方政府投資沖動與通貨膨脹[J].寧夏社會科學，2012(5): 45-49.

[12] 劉沖，喬坤元，周黎安. 行政分權與財政分權的不同效應：來自中國縣域的經驗證據[J].世界經濟，2014(10): 123-144.

[13] 孫力軍，盛文軍. 財政分權、對外貿易與通貨膨脹——來自省級面板數據的證據[J].西南金融，2015(11): 72-76.

[14] 徐永勝，喬寶云. 財政分權度的衡量：理論及中國1985-2007年的經驗分析[J].經濟研究，2012(10): 4-13.

[15] 喬寶云. 增長與均等的取舍[M]. 北京：人民出版社，2002.