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。