江姍姍 林曉飛

【摘要】近年來中國經(jīng)濟(jì)的快速增長引起了眾多學(xué)者對中國奇跡的研究，同時中國式財政分權(quán)這一特有的制度安排越來越成為學(xué)者關(guān)注的焦點。本文通過29個?。ㄖ陛犑小⒆灾螀^(qū)）1995-2016年的面板數(shù)據(jù)，運用GMM估計方法分析中國式財政分權(quán)對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，研究結(jié)果表明財政分權(quán)激勵地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

【關(guān)鍵詞】財政分權(quán) 經(jīng)濟(jì)增長 勞動力

一、引言

中國經(jīng)濟(jì)自改革開放以來取得了舉世矚目的成就，GDP的高速增長成就了“中國奇跡”。而成就“中國奇跡”的一個重要性制度安排便是財政體制改革，特別是1994年實行的分稅制改革，深刻地影響中國經(jīng)濟(jì)的增長。中國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，研究財政分權(quán)制度與經(jīng)濟(jì)增長兩者的關(guān)系具有重要的理論與實際意義，有利于進(jìn)一步規(guī)范財政管理體制并實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)健康發(fā)展。

關(guān)于財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者現(xiàn)已進(jìn)行了大量研究。上世紀(jì)80年代，學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)基于地方政府在資源配置上具有獲取信息充分的優(yōu)勢，財政支出促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長（Oates，1972）。Qian通過建立了一個集中央政府、地方政府和企業(yè)為一體的博弈模型，得出分權(quán)促進(jìn)區(qū)域間的競爭，從而增加地方政府給予低效率國有企業(yè)資源的成本，進(jìn)而改變國有企業(yè)預(yù)算軟約束的現(xiàn)狀。劉小勇通過全國1998-2005年的面板數(shù)據(jù)，得出省及省以下財政分權(quán)提高了省級人均GDP增長率的結(jié)論。而單新萍利用全國30個省份1999-2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)在中國式財政分權(quán)背景下，提高稅收分權(quán)度抑制了經(jīng)濟(jì)增長。張晏、龔六堂通過對我國28個?。▍^(qū)）1986～1992年和1994～2002年兩時段進(jìn)行對比分析，得出1994年前財政分權(quán)抑制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，而分稅制改革后財政分權(quán)激勵了經(jīng)濟(jì)增長。

從上述文獻(xiàn)來看，目前國內(nèi)外學(xué)者就財政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長二者之間關(guān)系的研究仍未達(dá)成共識。本文試圖從時間和地域等角度實證分析財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，有利于逐步完善我國財政分權(quán)改革。

二、變量、數(shù)據(jù)和模型

自1994年實行分稅制以來，我國實現(xiàn)了由集權(quán)式向分權(quán)式財政體制改革。本文以1995年為變量的時間起點，僅研究實行分權(quán)財政體制后財政分權(quán)對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響。

（一）變量選擇

1.財政分權(quán)（FD）。本文根據(jù)研究目的，選取人均財政支出分權(quán)來考察財政分權(quán)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，以便更好地反映地方可支配財政資源的配置情況。

2.經(jīng)濟(jì)增長率（GDP）。用實際GDP增長率來排除通貨膨脹帶來的干擾。為了避免回歸方程的遺漏變量偏誤問題，本文參照相關(guān)的實證研究文獻(xiàn)在模型中加入兩類控制變量：第一類是表示要素投入類型的變量，包括勞動力增長率（Lab）、人均全社會固定資本投資增長率（Inv）、宏觀稅負(fù)水平（Tax）。第二類是表示經(jīng)濟(jì)政策類型的控制變量，包括城市化水平（Urb）、對外開放水平（Open）、市場化水平（Ind）。

（二）模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

本文采用省級面板數(shù)據(jù)，同時在模型中加入上述兩種類型的控制變量進(jìn)行實證研究。建立的模型為：

本文中的數(shù)據(jù)來自《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》?？紤]到西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失以及1997年重慶劃分為直轄市的情況，本文剔除了西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)，并把重慶與四川的數(shù)據(jù)合并統(tǒng)計，以全國29?。ㄊ校?995-2016年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析。

三、GMM實證結(jié)果分析

（一）實證分析

本文依據(jù)方程（1），對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析。為了有效解決內(nèi)生性和異方差等問題，本文采用GMM方法進(jìn)行實證檢驗。結(jié)果如表1的列（1）、（2）。在模型中未加入時間和地區(qū)虛擬變量的回歸結(jié)果為列（1），加入的為列（2）。從檢驗結(jié)果可以看出，對全國省份的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，控制影響人均實際GDP增長率的經(jīng)濟(jì)和社會變量，并加入時間和地區(qū)虛擬變量后，得出財政分權(quán)在10%的水平下顯著為正。同時注意到，勞動力增長率、城市化水平和人均全社會固定資本投資增長率均未通過顯著性檢驗，說明這三者并不是各個省份的經(jīng)濟(jì)增長率的主要來源。而固定資產(chǎn)投資增長率的系數(shù)在1%的水平上通過顯著性檢驗，說明固定資產(chǎn)投資在一定程度上促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)增長。

（二）穩(wěn)健性檢測

首先，為了避免上文檢測結(jié)果是因樣本分布等偶然因素得出的，我們就研究樣本進(jìn)行篩選與復(fù)測后而對實證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢測。因為直轄市與省的性質(zhì)不同，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也不同，因此作者將我國北京、天津和上海三個直轄市的樣本數(shù)據(jù)剔除后再次進(jìn)行回歸分析，以避免檢測結(jié)果的偶然性。得出的結(jié)果如上表二的列（3）、（4）。由列（4）可以看出，在加入地區(qū)和時間虛擬變量后，得出的結(jié)論與對全國樣本數(shù)據(jù)檢驗的結(jié)論并沒有實證性差別。核心變量財政分權(quán)在5%的水平上顯著為正，說明財政分權(quán)激勵了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。因此，為了實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長要繼續(xù)實行財政分權(quán)制度。同時注意到勞動力增長率的系數(shù)仍然不顯著，再次說明各個省份的經(jīng)濟(jì)增長并不是來源于勞動力就業(yè)率的上升。

四、結(jié)論與建議

本文以經(jīng)濟(jì)增長率作為核心指標(biāo)分析了財政分權(quán)對其增長率的效果，檢驗結(jié)果說明：不論是以全國樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗還是以剔除直轄市的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，皆得出財政分權(quán)的下放顯著激勵經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論?；谘芯拷Y(jié)論提出進(jìn)一步完善財政分權(quán)制度，明確中央政府與地方政府在事權(quán)財權(quán)上的劃分，并按照我國實際國情建立具有中國特色的中國式財政分權(quán)制度的建議。