亚洲免费av电影一区二区三区,日韩爱爱视频,51精品视频一区二区三区,91视频爱爱,日韩欧美在线播放视频,中文字幕少妇AV,亚洲电影中文字幕,久久久久亚洲av成人网址,久久综合视频网站,国产在线不卡免费播放

        ?

        財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)與地區(qū)全要素生產(chǎn)率

        2021-03-24 09:07:04馬流星韋邦榮
        關(guān)鍵詞:分權(quán)生產(chǎn)率財(cái)政

        馬流星,韋邦榮

        (安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,安徽 合肥 230601)

        改革開放以來(lái),中國(guó)憑借充足的勞動(dòng)力、資本和自然資源等要素成本優(yōu)勢(shì),經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展。近年來(lái),我國(guó)勞動(dòng)力和資本要素成本上升、產(chǎn)業(yè)布局不合理、生態(tài)環(huán)境壓力日益增加等問(wèn)題凸顯。為適應(yīng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)從高速增長(zhǎng)到高質(zhì)量增長(zhǎng)的客觀需求,必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),從穩(wěn)增長(zhǎng)到提質(zhì)量,扭轉(zhuǎn)粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展局面,注重經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展,促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新,提高全要素生產(chǎn)率。1994年分稅制改革后,中國(guó)建立了經(jīng)濟(jì)上分權(quán)政治上集權(quán)的組織結(jié)構(gòu):分稅制實(shí)現(xiàn)了中央和地方間經(jīng)濟(jì)資源配置的劃分,地方政府有一定的財(cái)政自主性;在政治集權(quán)下形成了地方政府間橫向競(jìng)爭(zhēng)的官員激勵(lì)體制[1]?;诖?,綜合探討財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制,對(duì)我國(guó)新一輪財(cái)稅體制改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展及提高全要素生產(chǎn)率具有很大的現(xiàn)實(shí)意義。

        一、文獻(xiàn)綜述

        本研究的相關(guān)文獻(xiàn)可大致梳理為三個(gè)方面。

        第一,關(guān)于全要素生產(chǎn)率的研究。梳理已有文獻(xiàn),學(xué)者們大多探討全要素生產(chǎn)率的核算及其提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。張軍等[2]利用經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算了我國(guó)1952—1998年的全要素生產(chǎn)率,分析得出我國(guó)經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率波動(dòng)較大,改革開放前全要素生產(chǎn)率有所下降,改革開放后全要素生產(chǎn)率顯著提高。郭慶旺等[3]在分析比較增長(zhǎng)會(huì)計(jì)法、索洛殘差法等四種方法的基礎(chǔ)上,估算出我國(guó)改革開放后25年間的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率,進(jìn)而指出我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的依賴性較低,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠要素投入而不是生產(chǎn)率的提高。李平等[4]在運(yùn)用純要素生產(chǎn)率法和索洛殘差法測(cè)算中國(guó)生產(chǎn)率變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率時(shí)發(fā)現(xiàn),我國(guó)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)漲跌互現(xiàn)的趨勢(shì),全要素生產(chǎn)率提高對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著激勵(lì)作用。另有關(guān)于全要素生產(chǎn)率測(cè)算范圍的研究。從行政區(qū)劃角度看,學(xué)者們分別在國(guó)家層面、省際層面、城市層面測(cè)算全要素生產(chǎn)率并進(jìn)行各自的研究;從行業(yè)角度看,學(xué)者們[5-7]研究并測(cè)算了制造業(yè)、農(nóng)業(yè)及銀行業(yè)等不同領(lǐng)域的全要素生產(chǎn)率。

        第二,關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制研究。有學(xué)者[8]認(rèn)為,財(cái)政分權(quán)可以使地方政府充分發(fā)揮信息優(yōu)勢(shì),地方政府相對(duì)于中央對(duì)本轄區(qū)更加了解,分權(quán)使得地方政府有更大的自主權(quán)來(lái)改善市場(chǎng)環(huán)境,提高要素流動(dòng)效率,財(cái)政支出增加對(duì)全要素生產(chǎn)率的提高有促進(jìn)作用。也有學(xué)者[9]認(rèn)為,財(cái)政分權(quán)使得地方政府之間有畸形的競(jìng)爭(zhēng),同時(shí)我國(guó)財(cái)政分權(quán)制度的不完善使得中央和地方之間財(cái)權(quán)和事權(quán)不匹配,降低了地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

        第三,關(guān)于地方政府間競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制研究。傅強(qiáng)等[10]認(rèn)為,中央政府主導(dǎo)下的地方政府機(jī)制短期來(lái)看可以通過(guò)機(jī)制補(bǔ)充和內(nèi)部修正維持經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng),但由于存在市場(chǎng)分割、公共事業(yè)缺失和FDI過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)等問(wèn)題,所以需要通過(guò)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和政治體制改革為中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)提供長(zhǎng)期動(dòng)力。吳俊培等[11]認(rèn)為,地方政府間競(jìng)爭(zhēng)效率存在倒“U”型趨勢(shì),適度的競(jìng)爭(zhēng)能夠提高效率,過(guò)度的競(jìng)爭(zhēng)會(huì)造成效率損失,公共財(cái)政制度的負(fù)面作用使得地方政府競(jìng)爭(zhēng)加劇。

        基于上述文獻(xiàn),本研究嘗試進(jìn)行進(jìn)一步的研究。一是使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(data envelopment analysis,DEA)對(duì)省際全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算,并將其分解為技術(shù)進(jìn)步效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率。二是引入地方政府競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制,分別考察財(cái)政分權(quán)、政府競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制及兩者交互項(xiàng)對(duì)省際全要素生產(chǎn)率的影響,實(shí)證研究財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)影響全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑及作用機(jī)制,從而優(yōu)化財(cái)政分權(quán)制度,建立健全地方政府競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制,提高地區(qū)全要素生產(chǎn)率,實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

        二、影響機(jī)制分析

        (一)財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響

        財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率有兩個(gè)方面的影響:一是財(cái)政分權(quán)有利于充分發(fā)揮地方政府的信息優(yōu)勢(shì),地方政府可以根據(jù)本地區(qū)居民特點(diǎn)提供公共服務(wù),積累人力資本,提高地方基礎(chǔ)設(shè)施水平,依據(jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際條件配置資源,發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì),保障要素均衡有效流動(dòng),促進(jìn)本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高;二是財(cái)政分權(quán)賦予地方政府一定的自主性,地方政府容易為了政績(jī)選擇短期見效的投資大、產(chǎn)出高的項(xiàng)目,扭曲市場(chǎng)規(guī)律,造成財(cái)政支出浪費(fèi),進(jìn)而抑制本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        根據(jù)上述分析,本研究提出假設(shè)A1和A2。

        A1:財(cái)政分權(quán)使得地方政府因地制宜,提高公共服務(wù)水平,改善地區(qū)人力資源,優(yōu)化資源配置,促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        A2:財(cái)政分權(quán)使得地方政府注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而忽略配置效率,抑制地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        (二)地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響

        正面影響。在地方政府競(jìng)爭(zhēng)的體制框架中,地方政府官員身處激烈的“晉升錦標(biāo)賽”中,地方政府官員晉升與否取決于本轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)績(jī)效情況,這使得地方政府官員有動(dòng)力為自己的政治前途努力發(fā)展經(jīng)濟(jì),增加獲得升遷的機(jī)會(huì)。地方政府積極配套基礎(chǔ)設(shè)施,招商引資,引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn),增強(qiáng)自身競(jìng)爭(zhēng)力,提高本地區(qū)的全要素生產(chǎn)率[12-13]。

        負(fù)面影響。地方政府間的激烈競(jìng)爭(zhēng)容易造成市場(chǎng)分割、公共事業(yè)缺失和FDI過(guò)度競(jìng)爭(zhēng),造成市場(chǎng)扭曲、資源不能合理配置,進(jìn)而抑制本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        根據(jù)上述分析,提出假設(shè)B1和B2。

        B1:地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率有激勵(lì)作用。

        B2:地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率有抑制作用。

        (三)財(cái)政分權(quán)與地方政府競(jìng)爭(zhēng)的共同影響機(jī)制

        在我國(guó)中央政府主導(dǎo)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下,中央政府通過(guò)政治集權(quán)和央地財(cái)政分權(quán),形成了一套政治激勵(lì)加經(jīng)濟(jì)激勵(lì)的地方政府間競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制[14]。在此背景下,為了晉升需要,地方政府官員競(jìng)相進(jìn)行經(jīng)濟(jì)建設(shè),財(cái)政分權(quán)賦予地方財(cái)政自主性使得地方政府可以通過(guò)擴(kuò)充資金來(lái)源、加大基礎(chǔ)設(shè)施投資力度、給予本地企業(yè)更多稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼、加大外資引進(jìn)優(yōu)惠力度等方式與其他地方政府展開競(jìng)爭(zhēng),追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此,財(cái)政分權(quán)為轄區(qū)發(fā)展經(jīng)濟(jì)、提高全要素生產(chǎn)率提供了充分的決策空間和資金運(yùn)用權(quán)力,地方政府間競(jìng)爭(zhēng)為發(fā)展經(jīng)濟(jì)提供了政治激勵(lì),兩者存在交互關(guān)系,兩者的重疊交互影響本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

        根據(jù)上述分析,本研究提出假設(shè)C1和C2。

        C1:交互項(xiàng)顯著促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        C2:交互項(xiàng)顯著抑制地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        三、研究實(shí)證與數(shù)據(jù)來(lái)源

        (一)模型設(shè)定

        為了研究財(cái)政分權(quán)這一體制性因素對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響,構(gòu)建基準(zhǔn)模型為

        tfpit=β0+β1fdit+γXit+αi+δt+εit,

        (1)

        其中,i表示省級(jí)行政區(qū),t表示年份,全要素生產(chǎn)率tfp為被解釋變量,fd代表財(cái)政分權(quán),X為一組控制變量,α和δ分別為個(gè)體和時(shí)間效應(yīng),ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為進(jìn)一步考察地方政府競(jìng)爭(zhēng)在財(cái)政分權(quán)下對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響,加入地方政府競(jìng)爭(zhēng)變量com,得到

        tfpit=β0+β1fdit+β2comit+γXit+αi+δt+εit。

        (2)

        為揭示財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制,引入財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)的交互項(xiàng),構(gòu)建模型為

        tfpit=β0+β1fdit+β2comit+
        β3fdit*comit+γXit+αi+δt+εit。

        (3)

        (二)變量選擇

        1.被解釋變量

        借鑒王志剛等[15]和張健華等[16]的方法,本研究采用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法計(jì)算除西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)外30個(gè)省級(jí)行政區(qū)的全要素生產(chǎn)率。此方法計(jì)算需要使用投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)。產(chǎn)出數(shù)據(jù)為以2000年為基期經(jīng)過(guò)價(jià)格平減的各地區(qū)當(dāng)年生產(chǎn)總值,投入數(shù)據(jù)為勞動(dòng)力投入和資本存量。勞動(dòng)力投入為2001—2018年各地區(qū)當(dāng)年的勞動(dòng)從業(yè)人數(shù)。資本存量的計(jì)算借鑒張軍等[17]的做法,根據(jù)每年固定資產(chǎn)投資(需要平減)和折舊率采用永續(xù)盤存法估算每年的資本存量,公式為

        (4)

        其中,Kt代表t年的資本存量,It代表t年固定資產(chǎn)形成總額,Pt代表價(jià)格指數(shù),δt代表折舊率。基于上述處理過(guò)的數(shù)據(jù)(產(chǎn)出、勞動(dòng)力投入、資本存量),本研究采用軟件DEAP 2.1計(jì)算全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解,得到全要素生產(chǎn)率tfpch、技術(shù)進(jìn)步techch、技術(shù)效率effch。其中技術(shù)效率effch又可以分解為純技術(shù)效率pech和規(guī)模效率sech,具體公式為

        tfpch=techch*effch,

        (5)

        effch=pech*sech,

        (6)

        合并式(5)和式(6)可得

        tfpch=techch*pech*sech。

        (7)

        2.解釋變量

        財(cái)政分權(quán)(fd)。作為本研究的核心解釋變量,財(cái)政分權(quán)用來(lái)衡量中央和地方間財(cái)政支出責(zé)任分配情況,可以有效反映地方政府自主性的大小。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看,財(cái)政分權(quán)主要是從收入分權(quán)和支出分權(quán)這兩個(gè)角度進(jìn)行度量[18]。值得注意的是,由于中央對(duì)地方存在大量的轉(zhuǎn)移支付,收入分權(quán)往往不能全面反映財(cái)政分權(quán)程度,而財(cái)政分權(quán)更多體現(xiàn)在地方政府對(duì)財(cái)政支出的自主性程度,從財(cái)政支出的角度更能反映其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響[19]?;诖?,本研究在討論財(cái)政分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響時(shí)以支出分權(quán)度為主,并在此基礎(chǔ)上對(duì)收入分權(quán)度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),公式為

        財(cái)政支出分權(quán)度=人均各省本級(jí)財(cái)政支出/人均中央本級(jí)財(cái)政支出+人均各省本級(jí)財(cái)政支出。

        (8)

        地方政府競(jìng)爭(zhēng)(competition)。研究表明,外商直接投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素之一。發(fā)展中國(guó)家往往生產(chǎn)技術(shù)落后,缺乏現(xiàn)代管理經(jīng)驗(yàn),因而外商直接投資不僅改變資本存量,而且是發(fā)展中國(guó)家人力資本和技術(shù)變遷的重要源泉。外商直接投資作為促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步的重要資源,可以很好地衡量地方政府間競(jìng)爭(zhēng)的程度。參考張軍等[20]的方法,本研究選用通過(guò)當(dāng)年人民幣對(duì)美元的年均匯率換算得到的外商直接投資總額占GDP的比重來(lái)衡量地方政府競(jìng)爭(zhēng)。

        3.控制變量

        為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性,參考其他文獻(xiàn),本研究選取了四個(gè)影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)作為控制變量。一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp),選用人均GDP=地區(qū)生產(chǎn)總值/總?cè)丝谧鳛榭刂谱兞?。一般而言,?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,地區(qū)全要素生產(chǎn)率越高。二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平(industry),選用第三產(chǎn)業(yè)增加值/第二產(chǎn)業(yè)增加值來(lái)衡量。指標(biāo)越高,表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)越好,地區(qū)全要素生產(chǎn)率越高。三是人力資本質(zhì)量水平(human),采用居民人均教育年限作為衡量指標(biāo)。計(jì)算方法為

        Y=(6*X1+9*X2+12*X3+12*X4+
        15*X5+16*X6+19*X7)/X8,

        (9)

        X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7分別表示小學(xué)、初中、普通高中、中職、大學(xué)專科、大學(xué)本科、研究生學(xué)歷數(shù)量,X8表示6歲以上人口合計(jì)。四是科研投入水平(rd),選用R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度(R&D經(jīng)費(fèi)/地區(qū)GDP)來(lái)衡量。

        (三)數(shù)據(jù)來(lái)源

        基于數(shù)據(jù)的可得性和準(zhǔn)確性,數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省(自治區(qū)、直轄市)統(tǒng)計(jì)年鑒。鑒于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失,本研究最終選取除西藏自治區(qū)和港澳臺(tái)外的30個(gè)省級(jí)行政區(qū)2001—2018年的平衡面板數(shù)據(jù)。為保證系數(shù)合理顯著,進(jìn)行以下數(shù)據(jù)處理:pgdp取對(duì)數(shù)、com擴(kuò)大10倍,變量具體說(shuō)明和描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

        表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

        四、實(shí)證分析

        (一)基本回歸分析

        各個(gè)變量做面板單位根檢驗(yàn),結(jié)果顯示平穩(wěn),適合平穩(wěn)面板模型?;诖耍狙芯糠謩e做了混合回歸、隨機(jī)效應(yīng)回歸和面板效應(yīng)回歸以選擇合適的模型?;貧w結(jié)果顯示,面板F檢驗(yàn)表明存在明顯的個(gè)體效應(yīng),在進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)后拒絕原假設(shè),表明應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。因此,本研究主要對(duì)雙固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果進(jìn)行分析,基本回歸分析見表2。

        首先,根據(jù)表2的回歸結(jié)果,模型(7)、(8)、(9)財(cái)政分權(quán)(fdexp)系數(shù)為負(fù),且均在1%顯著性水平下顯著,表明財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在明顯的抑制效應(yīng),假說(shuō)A2成立。這可能是因?yàn)樵谖覈?guó)現(xiàn)行財(cái)政分權(quán)體制下,中央和地方支出責(zé)任劃分不清晰,地方政府的財(cái)權(quán)和支出責(zé)任不對(duì)應(yīng),地方政府承擔(dān)較多的支出責(zé)任,因而在轉(zhuǎn)移支付無(wú)法精準(zhǔn)有效實(shí)現(xiàn)的情況下,地方政府很難有多余的財(cái)力提高本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。地方政府競(jìng)爭(zhēng)(com)的系數(shù)為負(fù),并在5%顯著性水平下顯著,表明該競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了明顯的抑制作用,假說(shuō)B2成立。

        其次,所有模型交互項(xiàng)均通過(guò)5%顯著性檢驗(yàn),且系數(shù)為正,表明財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)之間存在明顯的交互關(guān)系。隨著財(cái)政分權(quán)程度的提高、地方政府競(jìng)爭(zhēng)的加強(qiáng)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制作用減弱,地方政府競(jìng)爭(zhēng)弱化了財(cái)政分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的抑制作用,假說(shuō)C1成立。這可能是因?yàn)殡S著財(cái)政分權(quán)程度的提高、地方政府競(jìng)爭(zhēng)的加強(qiáng),財(cái)政分權(quán)賦予地方政府更大的自由和積極性,地方政府間充分競(jìng)爭(zhēng)特別是外商直接投資的引進(jìn)強(qiáng)化了本地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)實(shí)力,提高地方政府治理能力,進(jìn)而釋放投資活力,創(chuàng)新企業(yè)生產(chǎn)技術(shù),從而提高了本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

        最后,從控制變量來(lái)看,人均GDP與全要素生產(chǎn)率有顯著的正相關(guān)關(guān)系,符合預(yù)期。人均GDP越高的地區(qū),經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高,基礎(chǔ)設(shè)施和投資環(huán)境越好,全要素生產(chǎn)率越高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平與全要素生產(chǎn)率存在5%顯著性水平下的負(fù)相關(guān)關(guān)系,不符合預(yù)期,具體原因需要進(jìn)一步研究。人力資本質(zhì)量水平(human)和科技投入水平(rd)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響均為負(fù),但不顯著(1)這里的不顯著指在通常最低的10%顯著性水平下都不顯著,說(shuō)明參數(shù)估計(jì)值完全不顯著,不具有代表性。,說(shuō)明目前我國(guó)仍需要加大對(duì)教育和科研的投入,促進(jìn)科學(xué)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新,提高全要素生產(chǎn)率。

        表2 基本回歸分析

        (二)全要素生產(chǎn)率的分解

        基于全要素生產(chǎn)率的分解,以技術(shù)進(jìn)步(techch)、純技術(shù)效率(pech)和規(guī)模效率(sech)作為被解釋變量,判斷財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率深層次的影響,結(jié)果如表3所示。財(cái)政分權(quán)在10%顯著性水平下促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步,在1%顯著性水平下抑制純技術(shù)效率,對(duì)規(guī)模效率不顯著。綜合比較模型(10)和模型(11)中財(cái)政分權(quán)的參數(shù)系數(shù)0.204和-0.492,符合前面基準(zhǔn)模型預(yù)期,財(cái)政分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率有顯著的抑制作用。同理,地方政府競(jìng)爭(zhēng)顯著抑制了純技術(shù)效率(系數(shù)-0.328),促進(jìn)了規(guī)模效率(系數(shù)0.153),但對(duì)純技術(shù)效率的抑制作用明顯大于對(duì)規(guī)模效率的改善作用,總體上對(duì)全要素生產(chǎn)率存在抑制作用。從交互項(xiàng)來(lái)看,交互項(xiàng)在1%顯著性水平下對(duì)純技術(shù)效率顯著為正,在10%顯著性水平下顯著為負(fù),地方政府競(jìng)爭(zhēng)顯著地弱化了財(cái)政分權(quán)對(duì)純技術(shù)效率的抑制作用,強(qiáng)化了對(duì)規(guī)模效率的抑制作用,但總體上對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響是積極的。

        表3 FE回歸 全要素生產(chǎn)率的分解

        (三)分區(qū)域回歸分析

        為進(jìn)一步考察財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異,本研究將30個(gè)省級(jí)行政區(qū)按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組分別進(jìn)行回歸分析。為了提高結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性,采用以支出分權(quán)衡量的回歸為主,并以收入分權(quán)回歸模型作為參考,所有結(jié)果如表4所示。

        表4 分區(qū)域回歸

        從模型(13)和模型(15)可知,財(cái)政分權(quán)均抑制了東部地區(qū)和中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升,從系數(shù)(中西部-0.436、東部-0.281)來(lái)看,財(cái)政分權(quán)對(duì)中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制作用更大,且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)。這可能是因?yàn)橄噍^于東部地區(qū)而言,中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量較小,財(cái)政支出規(guī)模不足,從而使得財(cái)政分權(quán)體制更加阻礙本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。東部地區(qū)財(cái)政分權(quán)系數(shù)不顯著,可能是因?yàn)椴捎弥С龇謾?quán)衡量,東部地區(qū)相較于中西部地區(qū)不太依賴于中央轉(zhuǎn)移支付,采用收入分權(quán)或許更加合理。同時(shí),樣本量不足導(dǎo)致模型可能存在一定的誤差?;貧w結(jié)果(即表4中的com)顯示,地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在抑制作用,且在1%顯著性水平下顯著,對(duì)東部也存在一定的抑制作用,但不顯著。從交互項(xiàng)來(lái)看,地方政府競(jìng)爭(zhēng)在中西部地區(qū)顯著弱化了財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制作用,在東部地區(qū)并不顯著。這可能是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)的財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)形成正反饋良性互動(dòng),中西部地區(qū)地方政府間競(jìng)爭(zhēng)的加劇加上中央對(duì)中西部地區(qū)的逐漸重視,有利于釋放地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力,提高資源配置效率,進(jìn)而帶動(dòng)本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

        (四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

        為了檢驗(yàn)變量回歸系數(shù)是否具有穩(wěn)定性、模型是否穩(wěn)健,本研究采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是核心變量替換,針對(duì)財(cái)政分權(quán)變量,采用收入分權(quán)度衡量(人均各省本級(jí)財(cái)政收入/人均中央本級(jí)財(cái)政收入+人均各省本級(jí)財(cái)政收入),針對(duì)地方政府競(jìng)爭(zhēng)變量,采用替換變量人均外商直接投資,兩者回歸模型參數(shù)均與原模型正負(fù)一致并顯著,表明計(jì)量結(jié)果可靠。二是截取2005—2015年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析,結(jié)果與原估計(jì)基本一致,滿足穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

        五、研究結(jié)論與政策建議

        本研究選取2001—2018年中國(guó)30個(gè)省份面板數(shù)據(jù),分析財(cái)政分權(quán)、地方政府競(jìng)爭(zhēng)及兩者交互項(xiàng)對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制并進(jìn)行實(shí)證研究,得出如下結(jié)論:一是單獨(dú)來(lái)看,在全國(guó)層面財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)都對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率有明顯的阻礙作用,但隨著財(cái)政分權(quán)度的提高,地方政府競(jìng)爭(zhēng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的抑制作用減弱,而地方政府間競(jìng)爭(zhēng)加劇也抑制了財(cái)政分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的激勵(lì)作用;二是從全要素生產(chǎn)率的分解來(lái)看,財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)主要是通過(guò)對(duì)技術(shù)效率的抑制作用阻礙全要素生產(chǎn)率的提高;三是分區(qū)域來(lái)看,目前中西部財(cái)政分權(quán)和地方政府競(jìng)爭(zhēng)的良性互動(dòng)相較于東部更有利于全要素生產(chǎn)率的提高。

        基于以上分析和實(shí)證,本研究給出以下政策建議:一是在新一輪財(cái)稅改革中完善財(cái)政分權(quán)體制,進(jìn)一步完善轉(zhuǎn)移支付制度,明確地方政府支出責(zé)任,保證地方財(cái)權(quán)與事權(quán)相匹配,扭轉(zhuǎn)財(cái)政失衡局面,充分發(fā)揮地方政府信息優(yōu)勢(shì),提高財(cái)政資金配置效率,進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高;二是轉(zhuǎn)變地方政府競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制,改進(jìn)政績(jī)考核體制,引導(dǎo)地方政府以推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展為基本導(dǎo)向,遏制分割市場(chǎng)、阻礙要素正常流通的惡性競(jìng)爭(zhēng),確保要素有效配置,提高全要素生產(chǎn)率;三是根據(jù)東部地區(qū)和中西部地區(qū)不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段,充分考慮地區(qū)的差異性,確保財(cái)稅體制與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)。例如,中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較差,自主創(chuàng)新能力較弱,需要加大轉(zhuǎn)移支付力度,給予人才政策;東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較好,可以加大財(cái)政分權(quán)力度,激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力等。

        猜你喜歡
        分權(quán)生產(chǎn)率財(cái)政
        中國(guó)城市土地生產(chǎn)率TOP30
        決策(2022年7期)2022-08-04 09:24:20
        蒙住眼,因?yàn)槎缡蛛y——為什么清代不能建立合理化的央地財(cái)政分權(quán)
        國(guó)外技術(shù)授權(quán)、研發(fā)創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)率
        略論近代中國(guó)花捐的開征與演化及其財(cái)政-社會(huì)形態(tài)
        關(guān)于機(jī)床生產(chǎn)率設(shè)計(jì)的探討
        地方政府科技支出與財(cái)政分權(quán)的促進(jìn)行為研究
        醫(yī)改需適應(yīng)財(cái)政保障新常態(tài)
        縣財(cái)政吃緊 很擔(dān)憂錢從哪里來(lái)
        增強(qiáng)“五種”意識(shí)打造“五型”財(cái)政
        人間(2015年21期)2015-03-11 15:24:01
        分權(quán)化背景下的印尼海外移民治理研究
        東南亞研究(2015年1期)2015-02-27 08:30:29
        国产超碰人人做人人爽av大片| 国产麻豆一区二区三区在线播放| 亚洲日韩精品久久久久久| 日本精品免费一区二区三区| 日韩精品综合在线视频| 中文字幕一区二区三区久久网| 激情内射日本一区二区三区| 四房播播在线电影| 国产精品情侣露脸av在线播放| 久久精品视频按摩| 亚洲国产日韩一区二区三区四区| 中文字幕精品一区二区精品| 日韩精品中文字幕无码一区| 国产高级黄区18勿进一区二区| 久久亚洲精品国产精品婷婷| 国产人妻熟女呻吟在线观看| 亚洲成a人v欧美综合天堂| 日韩丰满少妇无码内射| 国产最新地址| 女同久久精品国产99国产精| 在线播放av不卡国产日韩| 国产激情久久久久影院老熟女免费| 国产午夜亚洲精品不卡福利| 亚洲AV永久无码精品一区二国| 日韩有码中文字幕av| av网站在线观看大全| 日韩人妻无码精品久久免费一 | 久久精品国产亚洲Av无码偷窍| 日韩精品一区二区三区av| 欧美精品一区二区精品久久| 日韩好片一区二区在线看| 亚洲中文字幕无线无码毛片| 在线视频日韩精品三区| 中文字幕一区二三区麻豆| 欧美猛少妇色xxxxx猛交| 99国产精品99久久久久久| 中文字幕国内一区二区| 日韩精品综合一本久道在线视频| 一本色道久久综合亚洲精品不卡| 国产成人久久精品亚洲小说| 成av人大片免费看的网站|