厲華威

(中國人民銀行 南京分行，南京 210004)

一、引言

探究中國經(jīng)濟高速增長的原因一直是經(jīng)濟學界關注的焦點，其中中央對地方經(jīng)濟分權的作用不可忽視。20世紀90年代中國實施的分稅制改革是一項重要的改革措施，明確了中央與地方的財政收支范圍，確立了中央-地方分權的財政體系，同時也引發(fā)了關于財政分權經(jīng)濟發(fā)展作用的討論，許多學者參與其中。傳統(tǒng)財政理論認為經(jīng)濟分權可以使地方政府提供更符合本地區(qū)偏好的公共產(chǎn)品(Oates,1999)[1]，從而提升資源配置效率。結合中國的實際情況，Qian and Xu(1993)、Qian and Roland(1998)、Xu and Zhuang(1998)、史宇鵬和周黎安(2007)等研究認為：行政、財政分權是中國經(jīng)濟改革中的關鍵因素，地方獲得更多權力后會更加關注地方經(jīng)濟發(fā)展，通過增加公共投資刺激了中國經(jīng)濟的增長[2～5]。另有一些學者認為行政、財政分權在特定的環(huán)境下不利于經(jīng)濟發(fā)展，如Zhang and Zou(1998)認為財政分權不利于中國地方經(jīng)濟增長，通過實證分析發(fā)現(xiàn)中國省級政府的財政分權程度越高，經(jīng)濟增長速度越慢，這可能是因為在經(jīng)濟發(fā)展初期需要中央政府進行大量的基建投資，而地方政府財政分權影響了中央基建投入從而導致經(jīng)濟增長減速[6]。

盡管已有研究對行政、財政分權的經(jīng)濟影響沒有一個統(tǒng)一的結論，但普遍認為行政、財政分權會影響資源的配置，從而對經(jīng)濟效率產(chǎn)生重要影響。21世紀以來，許多學者開始以政治經(jīng)濟學的視角分析該問題，特別聚焦于地方政府的利益與官員的晉升渠道如何影響了資源配置。陳抗等(2002)通過建立中央-地方博弈模型分析發(fā)現(xiàn)，財政的集權和分權可以使地方政府的行為在“援助之手”與“攫取之手”間切換，當分權可以使地方政府獲得財政利益時，地方政府有動機促進并保護地方經(jīng)濟發(fā)展，而當財政集權使地方政府財政動機減弱時，地方政府會掠奪經(jīng)濟成果，不利于經(jīng)濟發(fā)展[7]。周黎安(2004)揭示了行政、財政分權通過影響地方政府的官員升遷，刺激了地方經(jīng)濟績效的增長。但另一方面，地方政府官員間的競爭導致了地方政府資源配置模式的改變，形成了地方保護主義和重復建設問題的抬頭[8]。

2003年以后，中國的地方經(jīng)濟分權改革進入了新的階段。這一時期的改革以向縣級政府放權為特征，以浙江的經(jīng)驗為模板，各地紛紛開展省財政直管縣和擴權強縣改革。省直管縣改革越過市級政府，由省級政府直接管理縣級財政，包括規(guī)定縣級財政的收入如何分配，財政資金如何劃撥等。這一改革有效規(guī)避了市級政府對縣級政府財政資金的截留，有利于提升縣級政府財政自主權，是財政分權領域的重要改革。擴權強縣主要體現(xiàn)為向縣級政府下放行政及經(jīng)濟管理權限，包括項目審批、外資準入、土地使用、環(huán)境治理等，是行政分權領域的重要改革。以上改革為分析行政、財政分權的經(jīng)濟影響創(chuàng)造了有利條件，可以將改革視為一個準自然實驗，從而通過分析實驗組和控制組間的差異研究以上問題。才國偉和黃亮雄(2010)研究發(fā)現(xiàn)省直管縣改革顯著促進了財政支出的增加，而擴權強縣改革的經(jīng)濟增長促進作用則更為明顯[9]73。袁淵和左翔(2011)以微觀工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)：擴權強縣改革對工業(yè)企業(yè)的發(fā)展有顯著的促進作用，同時對市場化改革起到了一定的作用[10]。劉沖等(2014)發(fā)現(xiàn)擴權強縣通過吸引更多新企業(yè)、提高企業(yè)平均利潤率來促進經(jīng)濟增長，省直管縣通過增加財政收入促進經(jīng)濟增長，但都沒有提升資源的配置效率[11]。

隨著目前有關金融發(fā)展(Levine,1997)與金融摩擦(Brunnermeier等，2012)影響資源配置的研究日益增加，金融部門在經(jīng)濟發(fā)展與資源配置中的作用得到了越來越多的關注[12～13]。已有文獻對這一領域涉及較少，本文不同于以上研究，從金融渠道分析行政、財政分權對資源配置的影響。本文認為行政、財政分權分別從以下幾個渠道影響資源配置：一是金融發(fā)展渠道。行政、財政分權放松了地方的財政約束，而財政資源可以為地方政府創(chuàng)造更多的資源，如設立地方政府融資平臺、發(fā)行地方債、參股控股城市商業(yè)銀行等。金融資源的豐富使地方政府可以進一步放大債務杠桿，籌措更多的資源投資基礎設施和公共服務，實現(xiàn)金融發(fā)展與深化。二是投資效率渠道。高投資效率意味著資金充分流入資本回報率較高的項目或領域，Wurgler(2000)提出了衡量投資效率的定量指標[14]194。行政、財政分權使地方政府對地區(qū)投資有更大的決策權和影響力，如果地方政府能夠有效的配置公共產(chǎn)品，則會引導資金流入資本回報率較高的項目或領域，從而提升地區(qū)投資效率。三是資源錯配渠道。財政、行政分權使地方政府擁有更多的經(jīng)濟資源和管理權限，如果地方政府能有效地保護產(chǎn)權、伸出“援助之手”，則可以有效地降低行政體系對資源配置的干預，減少金融摩擦與資源錯配。如果地方政府在此過程中過度謀求私利，也可能形成“攫取之手”，增加金融摩擦和資源錯配程度。

本文結合省直管縣和擴權強縣改革的背景，使用雙重差分法(DID)研究發(fā)現(xiàn)：一是財政分權改革對投資效率有顯著正向影響，由于財政分權改革增加了地區(qū)的財政自主性，使地方政府能夠?qū)①Y源集中于更有效率的項目，提高了投資效率。二是行政分權改革顯著降低了地區(qū)的金融資源錯配程度。中央政府的政策干預會導致地區(qū)金融資源錯配，而行政分權給予地方更多的經(jīng)濟權力和政策靈活性，這會有效降低政策干預的影響，進而減少金融資源的錯配。三是財政、行政分權對金融發(fā)展程度的影響是不確定的。本文的研究對于理清行政分權、財政分權對資源配置的作用做出了一定的貢獻。

二、省直管縣與擴權強縣改革的背景

中國自20世紀80年代以來，一直采用的是中央-省-市-縣-鄉(xiāng)的五層行政體系。在這一體系內(nèi)縣級政府處于較低的層級，相應的獲得的財政及其他資源較少，有可能被上級政府“截留”。特別是財政較為困難的縣，財政資源的緊張影響了該地區(qū)公共產(chǎn)品的投入，導致基礎設施建設落后，進一步影響了地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。針對這一情況，財政部2002年開始在全國開展省直管縣財政體制改革試點。此后各相關部門又陸續(xù)出臺政策文件，推進省直管縣改革，山東、河北、江蘇等省紛紛開展試點。實際上可以將省直管縣改革視為分稅制改革的延伸，即明確省-縣一級的財政收支責任。一般而言，省直管縣改革規(guī)定縣級政府的財政收入直接與省分成，繞過市級；同時財政補貼、轉(zhuǎn)移支付等支出也直接下達至縣。盡管總體而言省直管縣強化了省級政府的財政權力，但相對原本的市-縣財政體制，改革釋放了縣級政府的財政積極性，增加了財政自主性。

擴權強縣改革最早始于浙江省的經(jīng)驗，因此最早被稱為“浙江模式”。1992年浙江省發(fā)布《關于擴大十三個縣(市)部分經(jīng)濟管理權限的通知》，將基本建設審批、技術改造項目審批、擴大外資投資項目審批、簡化審批手續(xù)四項經(jīng)濟管理權下放至縣級政府。并在此后分四次將試點擴展到全省各縣，并以“能放都放”的原則下放經(jīng)濟管理權。各省參照浙江經(jīng)驗，紛紛開展擴權強縣試點。試點內(nèi)容以簡政放權、簡化審批權力、將經(jīng)濟管理權下放至縣級政府為特征。可見擴權強縣改革具有明顯的行政分權特征，但值得注意的是，如果縣級政府不能有效地保護私有產(chǎn)權，以經(jīng)濟權力進行尋租，則可能會影響資源配置效率。

以擴權強縣改革與省直管縣作為行政、財政分權的準實驗具有以下優(yōu)勢：一是改革的推進是分階段的，試點推行時間跨度十幾年，不同時間節(jié)點上參與試點的縣是不同的，可以有效對比實驗組與控制組間數(shù)據(jù)的差異。本文選取的樣本中，2004年參與財政分權試點的縣占樣本總量的34.6%；參與行政分權試點的縣占樣本總量的0.88%。而截至2015年，參與財政分權試點的占樣本總量的85%；所有的樣本縣均參與行政分權試點改革，變化明顯。二是擴權強縣與省直管縣改革中對試點地區(qū)的選擇受金融發(fā)展程度、投資效率、資源錯配的影響較小，擴權強縣與省直管縣改革主要解決的是縣級政府財政緊張、公共投資下降、許多地區(qū)進一步貧困的問題，因此試點地區(qū)的選擇可能與經(jīng)濟發(fā)展程度相關，但與資源錯配程度與投資效率基本無關[注]如《河北省人民政府關于擴大部分縣(市)管理權限的意見》所述“擴大管理權限的縣(市)范圍統(tǒng)籌考慮各縣(市)綜合實力、發(fā)展?jié)摿?、區(qū)域布局，結合推進城市化進程需要”，與金融領域的資源配置基本無關。，可以較好地滿足雙重差分模型(DID)對實驗(treatment)外生設定的要求。但應當注意的是，金融發(fā)展程度往往與經(jīng)濟發(fā)展程度相關，因此金融發(fā)展程度的回歸結果可能受內(nèi)生性影響出現(xiàn)偏差，后文會使用技術手段解決這一問題。

三、計量模型與數(shù)據(jù)

(一)雙重差分(DID)模型設定

本文使用的雙重差分模型(DID)基于如下理論：一項外生的政策或改革措施會對社會不同群體產(chǎn)生影響，被該措施影響的群體被稱為實驗組或處置組，而沒有被措施影響的群體被稱為控制組。假設研究關注的變量為y，則實驗組在實驗前后y的變化減去控制組實驗前后y的變化，就可以視為改革措施對y變量的去除自身趨勢的影響。顯而易見，這一理論與自然科學中的實驗方法類似，是社會科學中的準實驗。該方法可以有效規(guī)避其他變量對研究變量的干擾，但同時對控制組與實驗組有較強的要求。

標準的雙重差分模型可以表示為

yit=β0+β1(T=1)+β2(D=1)+β3(T=1,D=1)+εit

(1)

其中T=1代表位于實驗期內(nèi)，T=0代表不在實驗期內(nèi)，D=1代表實驗組，D=0代表控制組，則實驗組實驗前后關注變量的變化為y11-y10=β3+β2+β1+β0-β2-β0，控制組實驗前后關注變量的變化為y01-y00=β1+β0-β0，雙重差分DD=(y11-y10)-(y01-y00)=β3。

本文使用的基本計量模型形式如下

yit=β0+β1Dit+β2xit+αt+μi+λit

(2)

其中yit為研究關注的變量即解釋變量，β0為常數(shù)，Dit為該時期是否受改革影響的虛擬變量，即該時期該縣是否推行省直管縣改革或擴權強縣改革。xit為其他影響解釋變量的控制變量，αt為時間固定效應，涵蓋了標準形式中實驗期前后的趨勢變化。μi為區(qū)域固定效應，涵蓋了標準形式中實驗組與控制組自身差異導致的因變量變化。Dit=1代表在該時期內(nèi)推行了改革，Dit=0代表在該時期內(nèi)未推行改革。β1即代表了實驗組與控制組間的趨勢差異，即雙重差分結果。

(二)數(shù)據(jù)與變量選擇

本文使用數(shù)據(jù)主要來自中國縣級統(tǒng)計年鑒，包括金融機構各項貸款余額、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額、各縣GDP、固定資產(chǎn)投資完成額等。其中是否財政省直管縣和推行擴權強縣改革由各地政府公布的文件作為判斷依據(jù)，如《江蘇省政府關于實行省直管縣財政管理體制改革的通知》等。本文選擇江蘇、浙江、廣東三省作為樣本，去除民族自治縣及與縣級平級的區(qū)級單位的數(shù)據(jù)[注]本文沒有像研究財政、行政分權對經(jīng)濟績效影響的文獻那樣選擇全國的數(shù)據(jù)，因為金融發(fā)展程度在全國各地域之間的差異更大，且存在本質(zhì)差異，如東部沿海地區(qū)的金融市場化程度較高，而西部等地區(qū)的金融市場基礎設施還不完善，選擇三省的數(shù)據(jù)有利于消除因區(qū)域不同導致的實驗組與控制組間的差異。。以上三省均位于東部且屬于南方沿海省份，經(jīng)濟、市場結構、市場經(jīng)濟發(fā)展程度間的差異均較小，能夠更好地反映縣與縣之間因改革政策造成的差異。將區(qū)級單位剔除是因為許多原來的縣級單位在行政區(qū)劃調(diào)整中變?yōu)閰^(qū)級單位，而區(qū)級單位從財政和行政上講都是隸屬于市級單位的，相當于原本進行財政直管縣和擴權強縣改革的縣倒退回市管縣的體制，因此將此類樣本剔除。時間上使用2004年、2009年、2015年的數(shù)據(jù)，由于財政直管縣和擴權強縣改革是分階段推進的，2004年、2009年是推行力度較大的兩個年份，而其他年份推行改革的縣變化不大，因此選擇非連續(xù)三個年度的數(shù)據(jù)。共得到146個縣級單位438個樣本。

金融發(fā)展程度以(貸款+存款)/GDP來表示，該指標在研究中得到了廣泛應用?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文以各縣年度金融機構貸款余額+城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額作為金融資產(chǎn)，與GDP的比值作為衡量金融發(fā)展程度的變量。

本文使用的投資效率的計量指標是基于Wurgler(2000)的研究[14]214，其基本思想是高資本回報率的項目或行業(yè)如果能獲得更多的投資，則投資是有效率的。具體而言，i代表項目的資本增加量，v代表利潤，以η=i/v代表投資效率，η越大說明利潤越高的項目獲得了越多的資本，即投資更有效率?？梢娫撝笜耸俏⒂^指標，如果應用到本文所討論的宏觀地區(qū)經(jīng)濟問題時需要修改，本文使用的指標為：某一地區(qū)投資效率E=當年該地區(qū)固定資產(chǎn)投資完成額/當年該地區(qū)人均GDP，固定資產(chǎn)投資完成額衡量的是該地區(qū)的投資額，人均GDP衡量的是該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，E越大說明經(jīng)濟發(fā)展越好的地區(qū)獲得了更多的投資，即投資的效率越高。

另一個衡量金融資源配置效率的指標是資源錯配程度。資源錯配(Resource Misallocation)指的是生產(chǎn)要素受政策干預或經(jīng)濟摩擦的影響偏離了帕累托最優(yōu)狀態(tài)，從效率較高的企業(yè)流向了效率較低的企業(yè)。金融摩擦是形成資源錯配的重要原因，具體而言，金融摩擦導致的資源錯配是指政策性扭曲、信息不對稱、不完全契約等導致的異質(zhì)性企業(yè)資本邊際產(chǎn)出或借貸成本的差異(李欣澤和陳言，2018)[15]，從而導致金融資源錯配，不能充分實現(xiàn)市場的效率。一般而言，企業(yè)的借貸利率或資本邊際產(chǎn)出的離散程度越大則資本的錯配程度越嚴重，Hsieh and Klenow(2009)指出可以資本平均產(chǎn)出的離散程度衡量資本錯配程度，本文參照此做法，以一個地區(qū)的資本平均產(chǎn)出θ=Y/K的離散程度作為衡量金融資源錯配程度的指標[16]。其中Y為GDP，K為固定資產(chǎn)投資完成額，當資源有效配置時各地區(qū)的資本平均產(chǎn)出應該相同，假設干擾因素是隨機的，則實際資本平均產(chǎn)出呈正態(tài)分布，地區(qū)實際資本平均產(chǎn)出與所有地區(qū)資本平均產(chǎn)出平均數(shù)之差的平方可以表示出離散程度，即以此作為衡量地區(qū)金融資源錯配程度的指標[注]需要注意的是，一般研究資源錯配使用的數(shù)據(jù)是微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，本文使用的是地區(qū)宏觀數(shù)據(jù)，盡管基本理論是一致的，但本文的研究結果并不能作為資源錯配的一般研究結果使用。。

四、回歸結果與分析

(一)基本結果

基本結果如表1所示，列(1)為以金融發(fā)展程度為被解釋變量，財政直管縣虛擬變量為解釋變量，使用聚類穩(wěn)健標準誤并控制縣與時間固定效應后的回歸結果。列(2)以金融發(fā)展程度為被解釋變量，擴權強縣虛擬變量為解釋變量，使用聚類穩(wěn)健標準誤并控制縣與時間固定效應后的回歸結果。列(3)、列(4)為以投資效率為被解釋變量、分別以財政直管縣虛擬變量和擴權強縣虛擬變量為自變量的回歸結果。列(5)、列(6)為以金融資源錯配為被解釋變量、分別以財政直管縣虛擬變量和擴權強縣虛擬變量為自變量的回歸結果?？梢?，一是與理論推測不同，財政分權改革和行政分權改革對金融發(fā)展的影響均是顯著為負的，推行財政直管縣改革可以使金融發(fā)展程度下降0.374，樣本金融發(fā)展程度的均值為1.415，即推行財政直管縣改革平均可以導致金融發(fā)展程度下降26%左右。推行擴權強縣改革可以使金融發(fā)展程度下降8.9%。二是財政分權改革可以顯著增加投資效率。即推行財政直管縣改革一項即可平均增加33%的投資效率，影響較大。三是行政分權改革可以顯著降低地區(qū)的金融資源錯配程度，僅推進行政分權改革一項可以降低金融資源錯配程度69%，效果顯著。

表1 基本回歸結果

注：括號內(nèi)為回歸系數(shù)標準差，***為在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，**為在5%的置信區(qū)間內(nèi)顯著。

為控制其他因素影響，本文在回歸方程中加入更多的控制變量，包括GDP、人口總量、財政收入總量、財政支出總量。結果見表2，對比表1和表2可見，加入控制變量后回歸系數(shù)沒有大的變化，且依然保持較高的顯著性。

表2 加入控制變量的回歸結果

表2(續(xù))

注：括號內(nèi)為回歸系數(shù)標準差，***為在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，**為在5%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，*為在10%的置信區(qū)間內(nèi)顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗穩(wěn)健性，本文參照才國偉和黃亮雄(2010)的做法[9]76，將人均GDP增長率、人口增長率、人均財政收支增長率作為控制變量，再次進行回歸，結果見表3。與基本回歸的結果相同，財政分權、行政分權對金融發(fā)展程度的影響顯著為負，財政分權對投資效率的影響顯著為正，行政分權對金融資源錯配的影響顯著為負。表3的回歸系數(shù)與表2相比沒有大的變化，說明基本回歸的結果是穩(wěn)健的。

綜上可見，首先，財政分權與行政分權對金融發(fā)展有顯著為負的影響，該結果與以往的理論推測不符。一般來講，財政分權與行政分權對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展有正向作用，相應地，經(jīng)濟發(fā)展也會帶動金融發(fā)展，因此財政分權、行政分權應對地區(qū)金融發(fā)展有正向的影響。出現(xiàn)以上結果的一個原因可能是各省推行財政、行政分權改革時，出于解決貧困地區(qū)困難或財政收入較少地區(qū)困難的角度出發(fā)，給予某些較不發(fā)達的地區(qū)優(yōu)惠政策，優(yōu)先進行財政、行政分權改革，從而導致不發(fā)達地區(qū)即金融發(fā)展程度較低的地區(qū)進入改革實驗組的概率較高，導致實驗組相對控制組金融發(fā)展程度較低。下文將通過技術手段控制該因素的影響，試圖得出更為真實的實證結果。

其次，不論加入哪組控制變量，財政分權改革對投資效率的影響都是正的，即財政分權改革顯著增加了政府的投資效率。這一結果較好理解：財政分權改革增加了地區(qū)的財政自主性，財政收入增加的同時也擴寬了地區(qū)財政支出項目的選擇空間，使地方政府能夠?qū)①Y源集中于更有效率的項目，提高了投資效率。

最后，行政分權改革顯著降低了地區(qū)的金融資源錯配程度。中央政府的政策干預會導致地區(qū)金融資源錯配，而行政分權給予地方更多的經(jīng)濟權力和政策靈活性，這會有效降低政策干預的影響，進而減少金融資源的錯配。

表3(續(xù))

注：括號內(nèi)為回歸系數(shù)標準差，***為在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，**為在5%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，*為在10%的置信區(qū)間內(nèi)顯著。

五、內(nèi)生性問題與擴展分析

(一)傾向得分匹配分析

正如上文已經(jīng)提到的，本文的結果可能存在一定的內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題主要源于財政直管縣與擴權強縣改革的樣本選擇可能是內(nèi)生的，即實施改革時，試點縣的選擇可能基于該縣的經(jīng)濟發(fā)展程度進而受金融發(fā)展程度影響。如果一旦改革受以上因素影響，則雙重差分的結果會高估甚至錯誤，導致實證結果不可信，因此需要對內(nèi)生性問題進行討論。

傾向得分匹配方法是解決處理效應內(nèi)生性問題的一個較好的方法，其基本思想是對控制組樣本基于一組變量得出一個傾向得分，該得分反應出其進入實驗組的概率，再將控制組按照傾向得分與實驗組樣本匹配并計算因變量的差分，該差分是控制了進入實驗組內(nèi)生性后的結果，因此較為準確。

傾向得分匹配的結果見表4，表4是以財政直管縣或擴權強縣為因變量，GDP、人口、財政收入、財政支出為自變量的logit回歸結果，最后一行是以金融發(fā)展程度、投資效率、金融資源錯配程度為因變量匹配后的處理效應，即上文的雙重差分結果?？梢娖ヅ浜筘斦惫芸h和擴權強縣的樣本金融發(fā)展程度顯著增加，與上文得出的財政分權和行政分權降低了金融發(fā)展程度的結果不同。這可能是因為各省推行財政、行政分權改革時，對某些金融較不發(fā)達的地區(qū)優(yōu)先進行財政、行政分權改革，從而導致金融發(fā)展程度較低的地區(qū)進入改革實驗組的概率較高，導致實驗組相對控制組金融發(fā)展程度較低。而控制實驗選擇內(nèi)生性后發(fā)現(xiàn)財政分權和行政分權會顯著增加地區(qū)金融發(fā)展程度。

第三列的結果顯示財政直管縣的處理效應顯著，說明控制內(nèi)生性后，財政分權改革會顯著增加投資效率，這與前文的結論相同。最后一列結果顯示擴權強縣的處理效應顯著，說明控制內(nèi)生性后，行政分權改革會降低金融錯配程度，這與前文的結論也是相同的。

表4 傾向得分匹配結果

注：括號內(nèi)為回歸系數(shù)標準差，***為在1%的置信區(qū)間內(nèi)顯著，**為在5%的置信區(qū)間內(nèi)顯著。

(二)擴展分析

由上文可見，投資效率、金融資源錯配程度與財政直管縣、擴權強縣虛擬變量之間存在較強的相關性，但這種相關性存在“虛假回歸”的可能性，即本身不存在相關關系的一組變量由于與其他變量相關而呈現(xiàn)出強相關性。為證明本文結論的穩(wěn)健性，排除存在“虛假回歸”的可能，本文將表1中的自變量與前一期的因變量進行回歸，即2003、2008、2014年的金融發(fā)展程度、投資效率、金融資源錯配程度，如果實證結果是真實的，則前一期的因變量應與各自變量均不存在顯著的相關性。一旦前一期的因變量與自變量存在相關性則說明存在“虛假回歸”的可能性。

上述回歸結果見表5。正如上文假設的，財政直管縣、擴權強縣虛擬變量與前一期金融發(fā)展程度、投資效率、金融資源錯配程度之間在1%的置信區(qū)間內(nèi)都是不相關的，可見本文的實證結果是比較穩(wěn)健的。

表5 前一期因變量與當期自變量的回歸結果

六、結論

本文通過建立行政、財政分權對金融發(fā)展程度、投資效率、金融資源錯配程度影響的計量模型分析得出以下結論：

一是財政分權改革對投資效率有顯著正向影響，由于財政分權改革增加了地區(qū)的財政自主性，財政收入增加的同時也擴寬了地區(qū)財政支出項目的選擇空間，使地方政府能夠?qū)①Y源集中于更有效率的項目，提高了投資效率。

二是行政分權改革顯著降低了地區(qū)的金融資源錯配程度。中央政府的政策干預會導致地區(qū)金融資源錯配，而行政分權給予地方更多的經(jīng)濟權力和政策靈活性，這會有效降低政策干預的影響，進而減少金融資源的錯配。

三是財政、行政分權對金融發(fā)展程度的影響是不確定的?；净貧w結果顯示財政、行政分權對金融發(fā)展有顯著為負的影響，但以傾向匹配得分方法控制樣本組的選擇后，該影響變?yōu)檎虻?。這說明內(nèi)生性對實證結果有較大影響，因此無法得出明確的結論。

四是通過各種方法驗證證明了以上的結果是穩(wěn)健的。

本文的結論為行政、財政分權的經(jīng)濟績效影響研究提供了新的思路，即行政、財政分權不僅通過財政、企業(yè)效率、官員晉升、產(chǎn)權保護等渠道影響經(jīng)濟績效，也通過金融渠道影響經(jīng)濟績效。這隱含的一個政策取向是通過推行財政、行政分權改革，推動地區(qū)投資效率和資源配置效率的提升，進而帶動地方經(jīng)濟發(fā)展。本文研究擴展了財政、行政分權的研究領域，為未來更深入的研究奠定了基礎。