（合肥工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，合肥 230601）

引 言

黨和政府在十九大報(bào)告中提出了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的概念，明確指出： “我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段?！睒?biāo)志著我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式逐步以高質(zhì)量作為根本性的關(guān)鍵變量。這不僅要求全面深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，還要積極推進(jìn)財(cái)稅體制改革進(jìn)而釋放制度紅利，毫無(wú)疑問(wèn)，財(cái)政體制是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要制度保障［1］。在此背景下，如何通過(guò)財(cái)政體制改革促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展顯得尤為重要?？v觀分稅制改革以來(lái)，其核心內(nèi)容是財(cái)政分權(quán)，這在一定程度上有利于地方政府合理配置社會(huì)資源，以便更好地滿足人民群眾日益增長(zhǎng)的美好生活需求。而中國(guó)地方政府與中央之間形成了財(cái)源上收和權(quán)責(zé)下解的非對(duì)稱性逆向運(yùn)動(dòng)，極易導(dǎo)致中央和地方政府之間形成財(cái)政縱向失衡及同級(jí)地方政府間形成財(cái)政橫向失衡的局面，而財(cái)政體制失衡作為一個(gè)制度性因素對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響不可忽略。

長(zhǎng)期以來(lái)，財(cái)政失衡被視作平衡性制度衍生品，雖然已有文獻(xiàn)對(duì)此做出大量研究，但更多的是圍繞財(cái)政縱向失衡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) “量”的關(guān)系進(jìn)行討論，而未能探討其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展 “質(zhì)”的影響，也沒(méi)有關(guān)注財(cái)政橫向失衡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展 “質(zhì)”之間的關(guān)系。因此，財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)性需要進(jìn)一步展開(kāi)分析。

1 文獻(xiàn)分析

1.1 關(guān)于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究

“高質(zhì)量發(fā)展”一詞剛被提出來(lái)不久，學(xué)者們主要圍繞其理論機(jī)制、綜合評(píng)價(jià)以及實(shí)踐路徑展開(kāi)探索性研究［2-5］。同時(shí)也有少數(shù)文獻(xiàn)關(guān)注經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的度量問(wèn)題，如師博和任保平 （2018）基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基本面和社會(huì)成果兩個(gè)維度測(cè)算中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平［6］；李金昌等 （2019）從高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵和新時(shí)代社會(huì)主要矛盾變化角度出發(fā)，構(gòu)建由經(jīng)濟(jì)活力、創(chuàng)新效率、綠色發(fā)展、人民生活、社會(huì)和諧5個(gè)子系統(tǒng)構(gòu)成的高質(zhì)量發(fā)展測(cè)度指標(biāo)體系［7］；魏敏和李書(shū)昊 （2018） 則提出涵蓋經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展、資源配置高效等10個(gè)方面的測(cè)度指標(biāo)，測(cè)度中國(guó)省級(jí)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平并借助熵權(quán)TOPSIS法將其劃分為3個(gè)層次，為各省推進(jìn)全面協(xié)同發(fā)展提供依據(jù)［8］。關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的測(cè)度指標(biāo)，學(xué)者們尚未形成一致的共識(shí)，綜合現(xiàn)有研究成果，可以發(fā)現(xiàn)，魏敏和李書(shū)昊 （2018）［8］的測(cè)度指標(biāo)體系更為全面，邏輯上也更為科學(xué)，因此本文實(shí)證部分將以此作為重要的研究基礎(chǔ)。

1.2 關(guān)于財(cái)政體制失衡與經(jīng)濟(jì)因素的研究

針對(duì)財(cái)政失衡和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，目前學(xué)術(shù)界尚未形成系統(tǒng)的理論或經(jīng)驗(yàn)研究，但財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著千絲萬(wàn)縷的關(guān)系。早期的財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為財(cái)政縱向失衡是有利的，可以通過(guò)利用中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付來(lái)彌補(bǔ)財(cái)政缺口，使得經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場(chǎng)監(jiān)管、社會(huì)管理和公共服務(wù)的績(jī)效提高［9］。但也有學(xué)者提出了相反觀點(diǎn)，他們認(rèn)為財(cái)政失衡處于較高水平會(huì)釋放負(fù)面效應(yīng)，對(duì)基礎(chǔ)教育服務(wù)水平、投資傾向和公共支出結(jié)構(gòu)偏向等造成不利影響［10-12］；另外與醫(yī)療衛(wèi)生支出地區(qū)差異、地方政府債務(wù)、土地財(cái)政收入等呈現(xiàn)顯著正相關(guān)［13-15］。此外，張宇 （2018） 研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政縱向失衡造成了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效普遍下滑［16］，這與儲(chǔ)德銀和邵嬌 （2018）得出財(cái)政縱向失衡與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著負(fù)向關(guān)系的觀點(diǎn)相同［17］；林春和孫英杰 （2019）研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政縱向失衡給全要素生產(chǎn)率帶來(lái)了負(fù)面影響［18］；王瑞祥等 （2019）認(rèn)為財(cái)政縱向失衡與政府競(jìng)爭(zhēng)嚴(yán)重阻礙了市場(chǎng)制度效率［19］。

需要特別指出的是，以上文獻(xiàn)主要針對(duì)財(cái)政縱向失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響，沒(méi)有考慮財(cái)政橫向失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響。為此，林春和孫英杰（2019）研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政橫向失衡抑制了全要素生產(chǎn)率（TFP）的提高［20］， 且Eyraud和Lusinyan （2013） 認(rèn)為財(cái)政縱向失衡和橫向失衡相互作用造成了財(cái)政績(jī)效的損失［21］。而儲(chǔ)德銀等 （2019）研究結(jié)果表明，財(cái)政縱向失衡和橫向失衡均可以直接抑制稅收努力程度［1］。

上述學(xué)術(shù)背景，為本文研究財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗(yàn)啟示。作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的制度基礎(chǔ)，財(cái)政失衡是否對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響？會(huì)通過(guò)何種傳導(dǎo)渠道發(fā)揮其作用？是否會(huì)存在地區(qū)性差異？針對(duì)以上問(wèn)題，本文以中國(guó)省級(jí)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展作為研究對(duì)象，選擇適當(dāng)?shù)膶?shí)證模型，厘清財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的本質(zhì)。

2 理論機(jī)制分析

2.1 財(cái)政縱向失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展

中國(guó)自分稅制改革以來(lái)，逐漸形成了財(cái)力上移和事權(quán)下放的財(cái)政分權(quán)現(xiàn)象，在一定程度上增加了地方政府財(cái)政負(fù)擔(dān)，形成了財(cái)政縱向失衡［22］。但是，過(guò)度的財(cái)政縱向失衡可以通過(guò)多種途徑負(fù)向作用于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：（1）過(guò)度的財(cái)政縱向失衡會(huì)在一定程度上扭曲地方政府行為。為了彌補(bǔ)財(cái)政支出缺口，地方政府更加偏好于具有重點(diǎn)稅源的生產(chǎn)性支出，而忽略了具有民生性和創(chuàng)新性的財(cái)政支出，不利于社會(huì)資源配置效率和居民生活質(zhì)量以及技術(shù)進(jìn)步的提高；另外隨著財(cái)政縱向失衡的加劇，地方政府為了獲得更多的財(cái)政配置權(quán)，同中央政府在財(cái)政政策的制定下進(jìn)行博弈，且有選擇性地執(zhí)行財(cái)政政策，結(jié)果導(dǎo)致中央和地方均陷入囚徒困境中，無(wú)法使財(cái)政政策獲得最大的收益；（2）地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的過(guò)度干預(yù)，會(huì)在一定程度上阻礙市場(chǎng)化的進(jìn)程，降低供給端廠商的供給意愿，不利于消費(fèi)者福利的提高；（3）中國(guó)自上而下的“唯GDP論”政績(jī)考核體系，使得執(zhí)政者財(cái)政支出偏好于短期收益較高的污染性項(xiàng)目，導(dǎo)致污染性產(chǎn)出增加而惡化了環(huán)境質(zhì)量。

2.2 財(cái)政橫向失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展

同級(jí)政府之間的要素稟賦差異性是絕對(duì)的，導(dǎo)致地方政府彼此間的收入權(quán)和支出責(zé)任存在著顯著差異，這便產(chǎn)生了財(cái)政橫向失衡［23］。然而，過(guò)度的財(cái)政橫向失衡也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)：（1）在財(cái)政失衡日益加重的現(xiàn)實(shí)條件下，地方政府為了緩解財(cái)政壓力，在制定和實(shí)施環(huán)境規(guī)制中產(chǎn)生 “搭便車(chē)”和 “逐底競(jìng)爭(zhēng)”行為，以犧牲環(huán)境質(zhì)量為代價(jià)來(lái)獲得污染密集型企業(yè)的稅源，從而加劇了轄區(qū)內(nèi)生態(tài)環(huán)境的惡化［24］；還會(huì)展開(kāi) “標(biāo)尺”競(jìng)爭(zhēng)，實(shí)行高稅政策從而加重企業(yè)實(shí)際稅負(fù)，影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新積極性，進(jìn)而阻礙技術(shù)改進(jìn)；（2）過(guò)度的財(cái)政橫向失衡會(huì)導(dǎo)致地方政府偏好產(chǎn)能過(guò)剩行業(yè)，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同化和產(chǎn)品同質(zhì)化，不利于消費(fèi)者福利的提高［25，26］；（3）地方政府為了維持本地利益，會(huì)對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行封鎖或分割，這樣不利于市場(chǎng)化的進(jìn)程和降低優(yōu)質(zhì)資源的配置效率。

3 模型設(shè)定、變量說(shuō)明、數(shù)據(jù)來(lái)源

3.1 經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的測(cè)度

綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)，我們發(fā)現(xiàn)魏敏和李書(shū)昊（2018）［8］構(gòu)建的指標(biāo)體系較為全面地反映了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的要求和目標(biāo)，所以本文借鑒該指標(biāo)體系①，并使用熵權(quán)法為各指標(biāo)賦予權(quán)重。具體步驟為先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行無(wú)量綱化的處理，其次計(jì)算各具體指標(biāo)的信息熵，然后通過(guò)信息熵計(jì)算各指標(biāo)的權(quán)重Wj，最后得到具體的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展值［8］。

由于面板數(shù)據(jù)包含了序列的特征，本文采用全序列化動(dòng)態(tài)無(wú)量綱法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：

式 （1）中，i代表地區(qū)，j表示具體指標(biāo)；Xij（tk）和Yij（tk）分別代表tk時(shí)刻下原始指標(biāo)值和標(biāo)準(zhǔn)化后指標(biāo)值， maxi，k［Xij（tk）］ 和 mini，k［Xij（tk）］則分別表示全時(shí)間序列里Xij（tk）的最大值和最小值。

得到Y(jié)ij（tk）后，根據(jù)其計(jì)算出各測(cè)度指標(biāo)的信息熵Ej，這里借鑒楊麗和孫之淳 （2015）的處理方法［27］：

最后，得到各省級(jí)在不同時(shí)刻的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平值HQEDit＝Y(jié)ij（tk） ×Wj。 其中HQEDit值越大，表示經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展越高，反之越低。

3.2 財(cái)政失衡測(cè)度

財(cái)政縱向失衡 （VFI）。本文參考Eyraud和Lusinyan（2013）的度量方法重新測(cè)度我國(guó)財(cái)政失衡指標(biāo)［21］，具體的測(cè)算公式如表1上部分所示。其中VFI值越大，表示財(cái)政縱向失衡越嚴(yán)重，反之越平衡。

財(cái)政橫向失衡 （HFI）。目前國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于財(cái)政橫向失衡測(cè)度，主要是采取變異系數(shù)指標(biāo)進(jìn)行度量［28，29］，我們?cè)诖嘶A(chǔ)上對(duì)變異系數(shù)進(jìn)行修正加權(quán)處理，然后利用實(shí)際財(cái)政收入測(cè)度財(cái)政橫向失衡指標(biāo)，具體的測(cè)算公式如表1下部分所示。其中HFI系數(shù)越大，表示財(cái)政橫向失衡程度越大，反之越小。

表1 財(cái)政失衡測(cè)算方法

3.3 模型設(shè)定和變量說(shuō)明

本文利用2008～2018年中國(guó)30個(gè)省級(jí)年度數(shù)據(jù)來(lái)分析財(cái)政失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，構(gòu)建以下基礎(chǔ)模型：

模型 （2）中，i是省份，t是年份，α1是預(yù)估參數(shù)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。HQED為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，F(xiàn)I為財(cái)政縱向失衡或橫向失衡，X是一組控制變量集合，μi和υt分別為模型地區(qū)和年份的固定效應(yīng)。

被解釋變量：經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。由上述指標(biāo)評(píng)價(jià)體系及熵權(quán)法計(jì)算得出。

解釋變量：財(cái)政失衡。由上文測(cè)算方法計(jì)算得出。

控制變量：根據(jù)現(xiàn)有研究，本文選取以下控制變量：（1）地區(qū)規(guī)模：利用單位面積人口數(shù)量來(lái)表示，地區(qū)人口密度越大，則滿足人民群眾對(duì)美好生活需求的實(shí)踐難度越大，越難實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量水平的發(fā)展；（2）環(huán)境規(guī)制：選取工業(yè)污染治理投資完成額占工業(yè)總產(chǎn)值的比重來(lái)衡量，環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的增加可以推進(jìn)地區(qū)生態(tài)文明建設(shè)，是實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的剛性要求；（3）投資規(guī)模：利用人均投資度量該指標(biāo)，投資是影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵；（4）公共安全：采用每萬(wàn)人交通事故發(fā)生數(shù)來(lái)表征，公共安全是人民群眾的基本訴求，也是影響地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的重要因素；（5）地理隔離：采用農(nóng)村和城市的面積比來(lái)度量，地區(qū)的農(nóng)村面積相對(duì)越大，地區(qū)內(nèi)部經(jīng)濟(jì)交流活動(dòng)受到的阻力越大，城市化水平越低，從而不利于經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；（6）文化隔離：用地區(qū)的人均方言數(shù)來(lái)刻畫(huà)該地區(qū)的文化隔離程度，理論上，人均方言種類越多，地區(qū)的文化多樣性越豐富，該地區(qū)的市場(chǎng)分割程度可能越嚴(yán)重，從而不利于構(gòu)建高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式需要的要素充分自由流動(dòng)一體化市場(chǎng)［30］；（7）政府研發(fā)：采用人均科技技術(shù)支出來(lái)反映，這一支出的增加可以促創(chuàng)新、強(qiáng)民生。

3.4 數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于2008～2018年的各類統(tǒng)計(jì)年鑒及地方政府統(tǒng)計(jì)公報(bào)等。其中，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)率以2008年為基年計(jì)算得出，對(duì)經(jīng)濟(jì)類數(shù)據(jù)均作價(jià)格指數(shù)平減處理，對(duì)產(chǎn)品優(yōu)質(zhì)指標(biāo)數(shù)據(jù)存在的部分缺失值做了擬合處理，對(duì)2014年以前的各類地區(qū)人均消費(fèi)支出數(shù)據(jù)使用城鎮(zhèn)和農(nóng)村相應(yīng)指標(biāo)經(jīng)人口加權(quán)處理后的數(shù)據(jù)代替，還對(duì)政府研發(fā)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

本文選擇HT、IPS和Hadri LM 3種方法對(duì)各變量原始數(shù)據(jù)及其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果顯示②，所有變量的一階差分的檢驗(yàn)結(jié)果表明不存在單位根，即各變量的時(shí)間序列為一階平穩(wěn)的。此外，本文使用Kao法對(duì)財(cái)政縱向失衡和財(cái)政橫向失衡的回歸模型分別進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得到的 AFD統(tǒng)計(jì)量分別為15.4487（0.0000）和-14.9852（0.0000），表明各變量存在長(zhǎng)期穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系，可以對(duì)基礎(chǔ)模型進(jìn)行回歸。

4.2 基準(zhǔn)回歸

本文通過(guò)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)雙向固定效應(yīng)模型是最佳模型，表2列舉了基礎(chǔ)模型的回歸結(jié)果。第 （1）和 （2）列匯報(bào)了財(cái)政縱向失衡作為解釋變量的結(jié)果，第 （1）列的回歸系數(shù)為-0.2477，且在1%的水平上顯著相關(guān)，表明財(cái)政縱向失衡的提高會(huì)顯著損害經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；第 （2）列是加入控制變量后的回歸結(jié)果，其回歸系數(shù)為-0.1752，且在1%水平上顯著相關(guān)，回歸系數(shù)的正負(fù)號(hào)和顯著性沒(méi)有發(fā)生變化，說(shuō)明模型穩(wěn)健。表2第 （3）和 （4）列匯報(bào)了財(cái)政橫向失衡作為解釋變量的回歸結(jié)果，回歸系數(shù)分別為-0.0194和-0.01914，且在1%的水平上呈現(xiàn)顯著相關(guān)性，表明財(cái)政橫向失衡的加劇阻礙了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)于控制變量方面，過(guò)度集聚的人口規(guī)模不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的提高，這與前文經(jīng)驗(yàn)結(jié)論一致，同樣與預(yù)期結(jié)果一致的控制變量還有投資規(guī)模、地理隔離、文化隔離和政府研發(fā)。環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度則在一定水平下顯著阻礙了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，導(dǎo)致這一實(shí)證結(jié)果與經(jīng)驗(yàn)推論不符的可能原因有兩點(diǎn)：（1）環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度可能與地區(qū)的環(huán)境污染水平高度相關(guān)，即越嚴(yán)厲的規(guī)制意味著越高的污染水平；（2）地方政府的政策實(shí)施和治理投入可能存在過(guò)程中無(wú)效率和效果滯后現(xiàn)象。公共安全變量系數(shù)顯著為正，可能的解釋是以交通事故發(fā)生數(shù)刻畫(huà)的公共安全指標(biāo)更傾向于反映地區(qū)的城市化水平。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

4.3 內(nèi)生性檢驗(yàn)

財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在潛在反向因果關(guān)系以及變量的測(cè)量誤差，這樣會(huì)導(dǎo)致OLS回歸產(chǎn)生偏誤。為解決這一問(wèn)題，本文選用2SLS法對(duì)財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。關(guān)于工具變量的選擇，參考繆小林等（2014）的方法［31］，采用 “人均中央對(duì)地方稅收返還和轉(zhuǎn)移支付”和 “人均地方政府財(cái)政供養(yǎng)人員”分別作財(cái)政縱向和橫向失衡的工具變量。工具變量選取理由如下：（1）“人均中央對(duì)地方稅收返還和轉(zhuǎn)移支付”在一定程度上對(duì)財(cái)政縱向失衡起到調(diào)節(jié)作用，滿足其相關(guān)性，且通常受政府宏觀調(diào)控的影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有外生性；（2）“人均地方政府財(cái)政供養(yǎng)人員”是由省級(jí)政府各自內(nèi)部用人機(jī)制所確定的，與財(cái)政橫向失衡存在著一定關(guān)聯(lián)性，滿足其相關(guān)性，且不會(huì)單獨(dú)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響，滿足其外生性。

關(guān)于工具變量有效性檢驗(yàn)，表3中2SLS回歸結(jié)果的第一階段F統(tǒng)計(jì)量均大于10這一門(mén)檻值，即不存在弱工具變量的問(wèn)題。第二階段KPLM統(tǒng)計(jì)量和Hansen J統(tǒng)計(jì)量P值也表明工具變量不存在不可識(shí)別和過(guò)度識(shí)別的問(wèn)題。上述檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了所選工具變量的合理性和穩(wěn)健性，且能夠較好地緩解內(nèi)生性問(wèn)題。表3第二階段的回歸結(jié)果顯示，財(cái)政失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響在方向上和顯著性上均與表2所匯報(bào)結(jié)果相同，再次說(shuō)明了財(cái)政失衡的加劇造成了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的損失。

表3 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

4.4 機(jī)制分析

本文從市場(chǎng)化進(jìn)程、技術(shù)進(jìn)步、消費(fèi)福利以及環(huán)境污染4個(gè)角度進(jìn)行機(jī)制分析。本文利用市場(chǎng)化指數(shù)來(lái)度量市場(chǎng)化進(jìn)程，數(shù)據(jù)來(lái)源于樊綱等編寫(xiě)的 《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告 （2018）》，原數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為2008～2016年，利用加權(quán)平均法將數(shù)據(jù)擬合至2018年；而技術(shù)進(jìn)步采用全要素生產(chǎn)率進(jìn)行度量，其中產(chǎn)出指標(biāo)為地區(qū)實(shí)際GDP，投入指標(biāo)為勞動(dòng)力和資本存量，各省份全要素生產(chǎn)率通過(guò)DEA-Malmquist指數(shù)法計(jì)算得出；消費(fèi)福利采用人均消費(fèi)支出的對(duì)數(shù)來(lái)度量；使用單位GDP二氧化硫排放量來(lái)反映污染程度。同時(shí)為緩解潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，所有結(jié)果均由2SLS回歸得出，這里為節(jié)省篇幅，表4只匯報(bào)了第二階段估計(jì)結(jié)果。由表4可知，過(guò)度財(cái)政縱向失衡不僅阻礙市場(chǎng)化進(jìn)程和技術(shù)進(jìn)步，而且惡化環(huán)境質(zhì)量和降低消費(fèi)者福利。財(cái)政橫向失衡的傳導(dǎo)機(jī)制也是相似，給經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展帶來(lái)了損失。

4.5 異質(zhì)性分析

根據(jù)我國(guó)現(xiàn)實(shí)背景，鑒于三大經(jīng)濟(jì)圈③目前代表著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最高水平，肩負(fù)著率先實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化的重任，本文將30個(gè)省份劃分為三大經(jīng)濟(jì)圈和非三大經(jīng)濟(jì)圈兩個(gè)子樣本，以此考察地區(qū)發(fā)展背景異質(zhì)性對(duì)財(cái)政失衡抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。表5匯報(bào)了基于2SLS估計(jì)的第二階段回歸結(jié)果。

表4 傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

表5 異質(zhì)性分析

通過(guò)對(duì)比不同子樣本回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)財(cái)政失衡確實(shí)抑制了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。但回歸系數(shù)的絕對(duì)值存在著差異，三大經(jīng)濟(jì)圈中財(cái)政失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的阻礙作用均小于非三大經(jīng)濟(jì)圈，這說(shuō)明以上財(cái)政失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用存在著地區(qū)異質(zhì)性?？赡艿慕忉屖牵c非三大經(jīng)濟(jì)圈相比較，三大經(jīng)濟(jì)圈的市場(chǎng)化程度更高、稅源更廣、自主能力更強(qiáng)，能夠更好依賴自身財(cái)政收入來(lái)彌補(bǔ)財(cái)政支出，較少地依靠中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付及稅收返還，更多的是憑借自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展成果來(lái)應(yīng)對(duì)財(cái)政缺口問(wèn)題，這樣有利于緩解財(cái)政失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的沖擊。

5 結(jié)論及啟發(fā)

本文選擇2008～2018年30個(gè)省級(jí)面板年度數(shù)據(jù)作為樣本，嘗試從財(cái)政縱向失衡和財(cái)政橫向失衡兩個(gè)角度，在2SLS的統(tǒng)一框架內(nèi)分析財(cái)政失衡對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，且通過(guò)構(gòu)建工具變量解決內(nèi)生性問(wèn)題。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：財(cái)政縱向失衡和財(cái)政橫向失衡的加劇均顯著阻礙了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高，但財(cái)政縱向失衡帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的損失大于財(cái)政橫向失衡，且在進(jìn)一步分析中發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)進(jìn)程、技術(shù)進(jìn)步、消費(fèi)者福利和環(huán)境質(zhì)量是財(cái)政失衡影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要傳導(dǎo)渠道。地區(qū)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)財(cái)政失衡對(duì)三大經(jīng)濟(jì)圈經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的負(fù)面影響顯著低于非三大經(jīng)濟(jì)圈。

基于以上的結(jié)論，本文得到以下啟示： （1）中央政府要以高質(zhì)量發(fā)展為導(dǎo)向合理規(guī)劃地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)，根據(jù)地區(qū)特定發(fā)展背景而有所側(cè)重地制定多樣化的財(cái)權(quán)與事權(quán)；（2）不斷完善中央對(duì)地方的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度，增強(qiáng)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)公共服務(wù)均等化的推動(dòng)作用，同時(shí)加強(qiáng)財(cái)政轉(zhuǎn)移制度對(duì)地方政府惡性競(jìng)爭(zhēng)所引起財(cái)政浪費(fèi)的預(yù)防能力； （3）建立健全相應(yīng)的監(jiān)督體系，加強(qiáng)對(duì)地方政府財(cái)政支出資金的監(jiān)管力度，防止地方政府為了追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而濫用或錯(cuò)用財(cái)政支出資金，從而可以有效地縮減財(cái)政缺口而降低財(cái)政失衡程度；對(duì)地方政府申請(qǐng)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付要形成嚴(yán)格的監(jiān)管機(jī)制，避免地方政府過(guò)度申請(qǐng)財(cái)政轉(zhuǎn)移補(bǔ)助而出現(xiàn) “不勞而獲”的問(wèn)題。

注釋：

①具體指標(biāo)體系略，有興趣的讀者可以向作者索取。

②檢驗(yàn)結(jié)果表略，有興趣的讀者可以向作者索取。

③三大經(jīng)濟(jì)圈包括：長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)圈 （上海、江蘇、浙江、安徽）、環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)圈 （北京、天津、河北、山東、遼寧）和珠三角經(jīng)濟(jì)圈 （廣東）。