本文關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的再檢驗(yàn)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的再檢驗(yàn)   Post By：2010-3-13 9:27:11 [只看該作者]

　　摘  要：本文利用1979～2004年中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)，采用修正偏誤的虛擬變量最小二乘估計(jì)方法，重新檢驗(yàn)了中國(guó)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。我們發(fā)現(xiàn)，在分稅制實(shí)施前，財(cái)政分權(quán)阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但在全樣本期，財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有顯著的影響。因此，我們不能認(rèn)為財(cái)政分權(quán)是導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的原因。今后要進(jìn)一步規(guī)范財(cái)政分權(quán)制度和改善與之相匹配的制度環(huán)境，以發(fā)揮財(cái)政分權(quán)優(yōu)化資源配置和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用。

　　關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，動(dòng)態(tài)面板模型

　　一、引言

　　改革以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)，最近連續(xù)幾年更是達(dá)到了兩位數(shù)的增長(zhǎng)速度。中國(guó)奇跡引起了學(xué)術(shù)界的熱烈討論。很多文獻(xiàn)從財(cái)政分權(quán)角度分析中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)背后的制度原因。

　　財(cái)政分權(quán)是中國(guó)從中央計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，調(diào)整中央和地方財(cái)政權(quán)責(zé)關(guān)系的重要改革措施。中國(guó)的財(cái)政分權(quán)歷史可以粗略地分為兩個(gè)階段。①?gòu)?980年到1993年，我國(guó)實(shí)行的是財(cái)政包干制。由于中央財(cái)政收入占財(cái)政總收入的比例下降，從1994年起，我國(guó)開(kāi)始實(shí)行分稅制，中央財(cái)政收入和支出比例上升幅度比較大。因此，自上世紀(jì)90年代以來(lái)，我國(guó)的財(cái)政又呈現(xiàn)某種程度的集權(quán)趨勢(shì)（Cai and Treisman，2006）。

　　財(cái)政分權(quán)已經(jīng)在中國(guó)實(shí)行了幾十年，它對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響究竟如何是一個(gè)迫切需要回答的問(wèn)題。然而，到目前為止，相關(guān)經(jīng)驗(yàn)研究仍未有定論。因此，進(jìn)一步對(duì)財(cái)政分權(quán)的作用進(jìn)行實(shí)證分析，正確認(rèn)識(shí)其影響，有助于今后進(jìn)一步改革和完善中國(guó)的財(cái)政分權(quán)制度，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

　　本文同現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，至少有兩個(gè)方面的不同。首先，已有文獻(xiàn)在估計(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型時(shí)，都是使用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資來(lái)近似替代資本存量。而本文在估計(jì)時(shí)利用的是張軍等（2004）計(jì)算的最新的中國(guó)分省資本存量數(shù)據(jù)，這避免了因?yàn)槭褂么碜兞慷鴮?dǎo)致的估計(jì)偏誤。其次，我們使用了特別適合估計(jì)宏觀面板數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)方法，即修正偏誤的虛擬變量最小二乘法（Bias Corrected Least Squares Dummy Variables， XTLDVC）（Bruno，2005a，2005b；Judson and Owen，1999）。XTLSDVC方法更適合動(dòng)態(tài)宏觀面板模型（Judson and Owen，1999）。另外，我們還考察了財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性關(guān)系。

　　二、文獻(xiàn)回顧

　　財(cái)政分權(quán)理論大致經(jīng)歷了兩個(gè)階段。第一代財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為財(cái)政分權(quán)會(huì)優(yōu)化資源配置。首先，財(cái)政分權(quán)會(huì)促進(jìn)地方政府之間的競(jìng)爭(zhēng)，即有Tiebout機(jī)制（Tiebout Mechanism）（Oates，1981；Tiebout， 1956）。其次，由于地方政府比中央政府更了解當(dāng)?shù)剡x民的偏好，地方政府的這種信息優(yōu)勢(shì)使它比中央政府能更好地滿足各地選民對(duì)教育、醫(yī)療等公共產(chǎn)品的異質(zhì)性需求，即存在所謂的Oates分權(quán)定理（Oates Decentralization Theorem）（Oates，1972）。另外，壟斷性的政府總是追求預(yù)算最大化，以獲得更高的福利待遇、控制更多的資源和攫取更大的權(quán)力，而財(cái)政分權(quán)后可以限制預(yù)算的過(guò)度增長(zhǎng)和控制政府的規(guī)模（Oates，2005）。

　　第二代財(cái)政分權(quán)理論又稱為維持市場(chǎng)的財(cái)政聯(lián)邦主義（the theory of market- preserving federalism）（Qian and Roland，1998；Qian and Weingast，2005；Oates，2005）。其基本觀點(diǎn)是，在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)和發(fā)展中國(guó)家，財(cái)政分權(quán)為地方政府發(fā)展非國(guó)有企業(yè)和改革國(guó)有企業(yè)提供了財(cái)政激勵(lì)；地方政府較中央政府在監(jiān)管企業(yè)時(shí)具有信息優(yōu)勢(shì)，從而能硬化所屬企業(yè)的預(yù)算約束，從而促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第一代財(cái)政分權(quán)理論強(qiáng)調(diào)財(cái)政分權(quán)優(yōu)化資源配置的作用，而第二代理論在強(qiáng)調(diào)資源配置作用的同時(shí)，更重要的是突出了財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府的財(cái)政激勵(lì)作用。

　　Cai和Treisman （2006）將財(cái)政分權(quán)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的觀點(diǎn)概括為五個(gè)方面。其中財(cái)政激勵(lì)和企業(yè)的硬預(yù)算約束已如上所述，其它三點(diǎn)是：（1）中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)呈M型，財(cái)政分權(quán)和市場(chǎng)化改革激發(fā)了M型經(jīng)濟(jì)內(nèi)部的激烈競(jìng)爭(zhēng)。（2）政治和財(cái)政上的放權(quán)促進(jìn)了地區(qū)改革試驗(yàn)，從而促進(jìn)了制度創(chuàng)新和地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。（3）財(cái)政分權(quán)在一定程度上形成了次級(jí)政府對(duì)上一級(jí)政府的權(quán)力制約，有利于穩(wěn)定投資者對(duì)改革的信心。

　　與財(cái)政分權(quán)理論略有不同，張五常（2008）是從租佃分成制的角度來(lái)解讀中國(guó)的財(cái)政分權(quán)或經(jīng)濟(jì)分權(quán)制度。他認(rèn)為，不同地區(qū)互相激烈競(jìng)爭(zhēng)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的主要原因。

　　財(cái)政分權(quán)理論的一個(gè)假定前提條件是地方政府支出較中央政府的支出更有效率。但陳詩(shī)一和張軍（2008）發(fā)現(xiàn)，中國(guó)大部分省級(jí)政府的支出都不是很有效率的。財(cái)政分權(quán)還存在其它一些弊端，如市場(chǎng)分割和地方保護(hù)主義（沈坤榮、李劍，2003；鄭毓盛、李崇高，2003）、地方政府行為短期化（傅勇、張晏，2007）；宏觀經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定（郭慶旺、賈俊雪，2006）、城鄉(xiāng)或地區(qū)收入差距擴(kuò)大（王永欽等，2007；Qiao et al.，2007；Zhang，2006）。

　　陳抗等（2002）特別分析了上世紀(jì)90年代中期以來(lái)伴隨分稅制的財(cái)政集權(quán)如何加劇地方政府從“援助之手”到“攫取之手”的行為轉(zhuǎn)變誘因。他們構(gòu)建了一個(gè)中央和地方政府的博弈模型，并且采用省級(jí)數(shù)據(jù)證實(shí)：雖然財(cái)政集權(quán)后中央政府財(cái)政收入增加了，但是它以犧牲地方政府財(cái)政收入和中央財(cái)政總收入為代價(jià)，并導(dǎo)致投資減少和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降。

　　關(guān)于財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的跨國(guó)和國(guó)別經(jīng)驗(yàn)研究的結(jié)論也存在分歧（Davoodi and Zou，1998；Iimi，2005；Martinez-Vazquez and McNab，2003，2005；Shah，2006；Thornton，2007a；Xie et al.，1999）。關(guān)于中國(guó)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果也同樣如此。Zhang和Zou（1998）利用1978～1992年中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)和面板單向固定效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)阻礙了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。后來(lái)他們又使用不同的數(shù)據(jù)集仍然得到了同樣的結(jié)論（Zhang and Zou，2001）。而Lin 和 Liu（2000）利用1970～1993年中國(guó)的分省數(shù)據(jù)和面板雙向固定效應(yīng)模型得到了和Zhang和Zou相反的結(jié)果：財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是顯著正相關(guān)的。②

　　沈坤榮、付文林（2005）在使用面板單向固定效應(yīng)模型進(jìn)一步估計(jì)了包含分稅制前后的樣本數(shù)據(jù)（1978～2002年）。他們發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，并具有明顯的跨時(shí)效應(yīng)，即在分稅制實(shí)行以前（1978～1993年），財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用并不顯著，而在分稅制以后（1994～2002年），財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻具有顯著的負(fù)作用。張晏（2005）、張晏、龔六堂（2005）也利用橫跨分稅制前后的樣本數(shù)據(jù)（1986～2002）和面板單向固定效應(yīng)模型對(duì)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，他們也發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)。但他們所得到的財(cái)政分權(quán)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的跨時(shí)差異和沈坤榮、付文林（2005）是不同的：分稅制改革前，財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是負(fù)相關(guān)的，而分稅制后，財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是正相關(guān)的。

　　Jin和Zou（2005）考察了中國(guó)30個(gè)省在財(cái)政承包制時(shí)期（1979～1993年）和分稅制時(shí)期（1994～1999年）財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。他們采用了兩個(gè)財(cái)政分權(quán)的指標(biāo)（收入分權(quán)指標(biāo)和支出分權(quán)指標(biāo)）和面板固定效應(yīng)模型。估計(jì)結(jié)果表明，財(cái)政承包制時(shí)期，收入分權(quán)和支出集中有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。而分稅制時(shí)期，在支出分權(quán)程度不變的情況下，收入分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)；支出分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間沒(méi)有顯著的相關(guān)性。

　　Jin et al.（2005）不是采用GDP增長(zhǎng)率，而是使用各地區(qū)非國(guó)有部門的發(fā)展和國(guó)有企業(yè)的改革的程度作為因變量來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)的效果。利用中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)（1970～1979年和1982～1991年）和雙向固定效應(yīng)模型，他們發(fā)現(xiàn)地區(qū)財(cái)政收入邊際留成率與非國(guó)有部門的發(fā)展和國(guó)有企業(yè)的改革程度之間是正相關(guān)的，因此，財(cái)政分權(quán)促進(jìn)了中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程，從而有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

　　與上述文獻(xiàn)不同，Hang和Cheng（2005）在回歸模型中加入了財(cái)政分權(quán)變量的平方項(xiàng)，他們使用中國(guó)31個(gè)地區(qū)從1996～2003年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)和混合普通最小二乘（Pooled OLS）估計(jì)方法發(fā)現(xiàn)：財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間顯著負(fù)相關(guān)，而財(cái)政分權(quán)的平方項(xiàng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)。在財(cái)政分權(quán)的初始階段，由于分權(quán)程度不適宜，要么會(huì)導(dǎo)致過(guò)度投資，要么會(huì)導(dǎo)致投資不足，從而損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而隨著財(cái)政分權(quán)程度的提高，兩級(jí)政府間的權(quán)責(zé)關(guān)系更匹配，從而財(cái)政分權(quán)會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Qiao et al.（2007）也考慮了財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的非線性關(guān)系，并使用了基于面板數(shù)據(jù)（中國(guó)28個(gè)省從1985～1998年的數(shù)據(jù)）的聯(lián)立方程模型。他們卻得到了與Hang和Cheng（2005）剛好相反的結(jié)果。

　　Felstenstein和Iwata（2005）使用中國(guó)的宏觀時(shí)間序列數(shù)據(jù)（1952～1996年）和向量自回歸（VAR）模型檢驗(yàn)了財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，他們發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有持久的正的影響。

　　上述研究有幾點(diǎn)不足。首先，它們?cè)诠烙?jì)模型時(shí)都沒(méi)有考慮變量的平穩(wěn)性問(wèn)題；其次，它們基本上是使用投資這個(gè)流量來(lái)代理資本存量。本文的實(shí)證分析將克服這些不足，并使用新的估計(jì)方法來(lái)重新檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

　　三、模型、估計(jì)方法和數(shù)據(jù)

　�。ㄒ唬� 模型

　　基于Lin和Liu（2001），我們估計(jì)的計(jì)量模型為：

　　GGDPit=GA+αGKit          （1）

　　其中GGDPit和GKit分別表示地區(qū)i在t年的人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率和人均資本增長(zhǎng)率，GA表示技術(shù)進(jìn)步率。由于數(shù)據(jù)缺乏，已有文獻(xiàn)基本上都是用人均全社會(huì)固定資產(chǎn)投資作為人均資本（K）的代理變量，而本文利用張軍等（2004）估計(jì)的人均資本數(shù)據(jù)來(lái)避免因變量測(cè)度誤差導(dǎo)致的估計(jì)偏誤，這是本文和已有文獻(xiàn)的重要不同之一。

　　根據(jù)Lin和Liu（2000）的做法，我們將GA進(jìn)一步分解為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其它潛在重要變量。其中之一是我們關(guān)注的財(cái)政分權(quán)變量（FIS），度量財(cái)政分權(quán)程度并不存在統(tǒng)一的指標(biāo)，本文采用的是各地區(qū)財(cái)政支出占中央財(cái)政總支出的比率（Zhang and Zou，1998；張晏，2005；張晏、龔六堂，2005）。③根據(jù)Hang和Cheng（2005）、Lin和Liu（2000），財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間可能還存在非線性的關(guān)系，因此，我們還在模型中引入財(cái)政分權(quán)變量的平方項(xiàng)（FISSQ）。

　　除了人均資本（或人均投資）和財(cái)政分權(quán)變量外，應(yīng)該在計(jì)量模型中包含哪些變量，現(xiàn)有文獻(xiàn)處理方式各異。我們認(rèn)為，GA中除了財(cái)政分權(quán)變量之外，還至少應(yīng)該包含反映樣本期內(nèi)（1979～2004）影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具有長(zhǎng)期性和全局性的三項(xiàng)改革措施的變量。一是對(duì)外開(kāi)放程度，本文用地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)GDP的比率（IEG）來(lái)衡量。二是國(guó)有企業(yè)改革進(jìn)程，用地區(qū)國(guó)有企業(yè)職工占地區(qū)總就業(yè)人口的比重（STP）來(lái)表示。三是農(nóng)村改革狀況，我們用地區(qū)農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占地區(qū)當(dāng)年GDP的比重（AGR）來(lái)考察農(nóng)村改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

　　綜上所述，基本的計(jì)量模型如下：

　　GGDPit=β1+β2GKit+β3FISit+β4FISSQ+β5IEGit+β6STPit+β7AGRit+μi+εit （2）

　�。ǘ� 估計(jì)方法

　　經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)通常具有一定的惰性，即高（低）增長(zhǎng)率之后經(jīng)濟(jì)會(huì)連續(xù)幾年出現(xiàn)持續(xù)的高（低）增長(zhǎng)率，這可以從正式的檢驗(yàn)得到進(jìn)一步的證實(shí)。首先對(duì)方程（2）進(jìn)行靜態(tài)面板模型估計(jì)，所得面板殘差序列自相關(guān)的拉格朗日乘子檢驗(yàn)和擴(kuò)展的拉格朗日乘子檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值分別為53.69和66.33，對(duì)應(yīng)的兩個(gè)p值分別接近于零，強(qiáng)烈拒絕不存在序列相關(guān)的原假設(shè)。因此，與現(xiàn)有文獻(xiàn)不同，本文采用了動(dòng)態(tài)面板模型來(lái)估計(jì)。進(jìn)一步，不同的時(shí)間和截面大小對(duì)應(yīng)不同的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法，Judson和Owen （1999）用Monte Carlo模擬證明，XTLSDVC動(dòng)態(tài)估計(jì)方法比動(dòng)態(tài)面板GMM或工具變量法更適合于估計(jì)截面較小的宏觀面板數(shù)據(jù)模型。假設(shè)動(dòng)態(tài)面板模型為：

　　yit=γyi，t-1+xit′β+ηi+εit，i=1，...，N t=1，...，T            （3）

　　yit是因變量；xit是解釋變量向量（（k-1）×1）；ηi是不可觀察的個(gè)體效應(yīng)；εit是不可觀察的白噪聲擾動(dòng)項(xiàng)。可以將（3）用矩陣表示為：

　　y=Dη+Wδ+ε                                                （4）

　　其中，y是因變量矩陣（NT×1）；D=IN×1T是個(gè)體虛擬變量矩陣（NT×N），IN是單位矩陣，1T是元素為1的向量（T×1）；η是個(gè)體效應(yīng)向量（N×1）；W是因變量的滯后項(xiàng)yt-1和解釋變量向量X（NT×（k-1））組成的矩陣（NT×K）；ε是白噪聲擾動(dòng)項(xiàng)向量（NT×1）；δ是yt-1和解釋變量向量的系數(shù)構(gòu)成的向量（k×1）。

　　方程（4）的最小平方虛擬變量估計(jì)量為：

　　δLSDV=（W′AW）-1W′Ay                                 （5）

　　其中，A=（I-D（D′D）-1D′）。但該估計(jì)量是有偏的（Bun 和Kiviet，2003；Kiviet，1995，1999；Nickell，1981），偏倚大小為：

　　E（δLSDV-δ）

　　=E[（W′AW）-1W′Aε]

　　=QE（W′Aε）-QE（W′AWQW′Aε）+QE（W′AWQW′AW）QE（W′Aε）+o（N-1T-1）

　　=c1（T-1）+c2（N-1T-1+c3（N-1T-2）+o（N-1T-1）       （6）

 

　　其中，E是預(yù)期算子，Q=[E（W′AW）]-1，o（N-1T-1）是高階無(wú)窮小量。根據(jù)（6），可以得到動(dòng)態(tài)面板LSDV估計(jì)量偏倚的三種不同精度的近似：

　　B1=c1（T-1）； B2=B1+c2（N-1T-1）； B3=B2+c3（N-1T-1）

　　因此，修正偏倚的虛擬變量最小二乘估計(jì)量為：

　　XTLSDVC，i=1，2，3；j=ah，ab，bb

　　其中ab、ah和bb分別表示使用Arellano-Bond（1991）、Aderson-Hsiao（1982）和Blundell-Bond （1998）方法所得到的γ和σ2ε的一致估計(jì)量，這些估計(jì)量作為總體參數(shù)γ和σ2ε的近似，以估計(jì)（6）。

　　可以將XTLSDVC估計(jì)步驟總結(jié)為四步：（1）使用虛擬變量最小二乘估計(jì)得到系數(shù)的有偏估計(jì)量。（2）由于估計(jì)量的偏誤依賴于總體參數(shù)，因此，我們?cè)趯?duì)偏誤修正之前，我們要知道總體參數(shù)，但總體參數(shù)通常情況下是未知的，這時(shí)通過(guò)動(dòng)態(tài)面板GMM方法得到總體參數(shù)的一致估計(jì)量（ah、ab和bb）。（3）然后使用這些一致估計(jì)量計(jì)算第一步所得到的虛擬變量最小二乘估計(jì)量的偏誤（B1、B2和B3）。（4）最后對(duì)第一步獲得的虛擬變量最小二乘估計(jì)法得到的有偏估計(jì)量進(jìn)行修正，并通過(guò)自助法（bootstrap）產(chǎn)生估計(jì)量的標(biāo)準(zhǔn)差。它實(shí)際上是動(dòng)態(tài)面板模型的一種估計(jì)方法。值得注意的是，在使用XTLSDVC時(shí)，滯后一期的因變量回歸系數(shù)的絕對(duì)值必須小于1；偏誤的修正可以精確到1/T、1/NT和1/NT2三種不同的階數(shù)，其中T和N分別表示面板數(shù)據(jù)的時(shí)間和截面維度。

　�。ㄈ� 數(shù)據(jù)

　　我們選取了除港、澳、臺(tái)和西藏以外的30個(gè)省市和自治區(qū)。西藏由于數(shù)據(jù)不全沒(méi)有包括進(jìn)來(lái)；重慶和海南成立時(shí)間較短，分別并入四川和廣東。因此，我們使用了28個(gè)省市自治區(qū)1979～2004年的面板數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)模型（2）。計(jì)算GGDP、FIS、IEG、STP和AGR的原始數(shù)據(jù)（1979～2004）均來(lái)源于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。

　　表1 變量的定義及其基本的統(tǒng)計(jì)量

　　GK是根據(jù)張軍等（2004）推算的各地區(qū)歷年資本存量數(shù)據(jù)（按可比價(jià)）來(lái)計(jì)算。GDGP是根據(jù)各省人均GDP指數(shù)計(jì)算，由于在《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》中沒(méi)有山西和湖北的人均GDP指數(shù)，我們根據(jù)按當(dāng)年價(jià)計(jì)算的地區(qū)生產(chǎn)總值和人均地區(qū)生產(chǎn)總值計(jì)算出每年的平均常住人口數(shù)，然后根據(jù)平均常住人口計(jì)算人口增長(zhǎng)指數(shù)來(lái)調(diào)整山西和湖北按不變價(jià)計(jì)算的地區(qū)GDP指數(shù)。其中人口數(shù)是各省常住人口，缺失常住人口數(shù)據(jù)時(shí)用戶籍人口代替。計(jì)算IEG的各省進(jìn)出口總額是按當(dāng)年平均匯率折算成人民幣再除以按當(dāng)年價(jià)計(jì)算的各地區(qū)GDP，其中當(dāng)年平均匯率取自1998～2005年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。我們?cè)诒?中列出了各變量的基本統(tǒng)計(jì)量。

　　四、結(jié)果和解釋

　　如果變量是非平穩(wěn)的而仍然使用固定或隨機(jī)面板模型來(lái)回歸，有可能產(chǎn)生偽回歸，因此，在估計(jì)之前，我們必須先檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)。如果水平變量非平穩(wěn)，那么首先對(duì)變量進(jìn)行去趨勢(shì)處理，然后對(duì)去趨勢(shì)后的變量重新進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)。如果變量在去趨勢(shì)后仍然非平穩(wěn)，那么對(duì)水平變量取一階（或更高階）差分后再檢驗(yàn)單位根。之所以要對(duì)變量先去趨勢(shì)而不是差分然后檢驗(yàn)，是因?yàn)閷?duì)一個(gè)趨勢(shì)平穩(wěn)過(guò)程取差分這種處理會(huì)導(dǎo)致差分過(guò)度，從而損失一部分?jǐn)?shù)據(jù)信息；同樣，對(duì)一個(gè)差分平穩(wěn)過(guò)程使用去趨勢(shì)過(guò)程會(huì)引起差分不足。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)以及平穩(wěn)化處理也是本文和現(xiàn)有文獻(xiàn)的一個(gè)重要區(qū)別之一。

　　表2列出了變量的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果。地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GGDP）和地區(qū)真實(shí)人均資本存量增長(zhǎng)率（GK）已經(jīng)是平穩(wěn)變量，我們沒(méi)有在表中列出。由于截面之間可能存在橫截面依存，因此，我們選擇的是對(duì)橫截面依存穩(wěn)健的異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)（Pesaran，2004）。從表中可以看到，各變量的水平值都是非平穩(wěn)的，去趨勢(shì)后仍然是非平穩(wěn)的，但取差分后都是平穩(wěn)的了。因此，在使用XTLSDVC估計(jì)時(shí)，我們使用的是GGDP和GK以及這五個(gè)變量的差分值。必須特別指出的是，所檢驗(yàn)的變量值基本上是處于0和1之間。有一種方法是直接將這些比例變量看成是平穩(wěn)變量。但為了和以往的研究有所對(duì)比，本文仍然進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并在后面的有些回歸中采用了這些結(jié)果。

　　（一）基本結(jié)果

　　表3中的第2列是使用XTLSDVC估計(jì)的結(jié)果。我們看到，財(cái)政分權(quán)（FIS）的系數(shù)為負(fù)，其平方項(xiàng)（FISSQ）為正，但二者即使在10%的顯著性水平都不顯著，因此，在我們考察的樣本期內(nèi)，財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并無(wú)顯著的相關(guān)性，而且財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也無(wú)遞增或遞減的影響。這可能說(shuō)明了自中國(guó)實(shí)行財(cái)政分權(quán)以來(lái)，財(cái)政分權(quán)的積極效應(yīng)被其負(fù)面效應(yīng)所抵消�，F(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為財(cái)政分權(quán)或者促進(jìn)了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，或者阻礙了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。顯然，我們的結(jié)論與它們都不同，我們認(rèn)為除了阻礙或促進(jìn)這兩種可能性之外，還存在財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有顯著影響的可能性。④

　　表2 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

　　注：原假設(shè)是變量為非平穩(wěn)變量，滯后階數(shù)設(shè)為1。第二、三和四列分別是檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值。

　　其它解釋變量中，滯后一期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（GGDP（-1））在1%的顯著性水平顯著為正，這充分說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很強(qiáng)的惰性，即高（或低）的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率通常伴隨著下一個(gè)高（或低）的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。這也說(shuō)明，我們選擇動(dòng)態(tài)面板模型來(lái)估計(jì)是合理的。GGDP（-1）的系數(shù)的絕對(duì)值小于1，因此，從XTLSDVC使用的條件來(lái)看，我們的估計(jì)結(jié)果也是有效的。

　　真實(shí)人均資本存量增長(zhǎng)率（GK）和對(duì)外開(kāi)放程度（EXG）分別在1%和在5%的顯著性水平顯著為正。這個(gè)結(jié)果與流行看法是一致的，中國(guó)走的是一條嚴(yán)重依賴投資和外需驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式（國(guó)務(wù)院發(fā)展研究中心課題組，2007）。

　　國(guó)有企業(yè)職工占總就業(yè)人口比重（STP）顯著為負(fù)，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)職工在總就業(yè)人口中的比例越大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越低。反過(guò)來(lái)說(shuō)明，市場(chǎng)化和民營(yíng)化程度越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高。我們的結(jié)果表明，中國(guó)國(guó)有企業(yè)的改革方向應(yīng)該是更快地向非國(guó)有體制轉(zhuǎn)型而不是在維持國(guó)有企業(yè)體制的情況下進(jìn)行機(jī)制轉(zhuǎn)換。這是因?yàn)樵谥袊?guó)改革過(guò)程中，國(guó)有企業(yè)更多地承擔(dān)著穩(wěn)定社會(huì)而不是最大化經(jīng)濟(jì)效益的功能（Bai et al.，2000，2006）；企業(yè)難以真正受到硬的預(yù)算約束（Cai和Treisman，2006）。

　　農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比例（AGR）盡管為負(fù)，但并不顯著，因此，農(nóng)業(yè)發(fā)展對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不明顯。農(nóng)村的發(fā)展僅在20世紀(jì)八十年代中期達(dá)到改革以來(lái)的高峰，以后就一直走低。隨著工業(yè)化的推進(jìn)，農(nóng)村發(fā)展更是步履維艱（蔡昉，2006）。農(nóng)村改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接作用是有限的，盡管它為工業(yè)提供剩余勞動(dòng)力和資金，間接地促進(jìn)了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

　　現(xiàn)有文獻(xiàn)都是用地區(qū)真實(shí)人均投資增長(zhǎng)率代替真實(shí)人均資本存量的增長(zhǎng)率。為了對(duì)比，我們用各地區(qū)投資增長(zhǎng)率（GPI）代替GK后重新使用XTLSDVC估計(jì)，結(jié)果在表3的第4列。我們?nèi)匀话l(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)及其平方項(xiàng)都是不顯著的。不過(guò)，在這種情況下，GPI盡管顯著，但幾乎為零，其它解釋變量也變得不顯著了。回歸出現(xiàn)了不符合常理的結(jié)果，說(shuō)明用GPI代替GK會(huì)產(chǎn)生大的偏誤。

　�。ǘ┠Ｐ兔舾行苑治�

　　本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)的一個(gè)重要差異是對(duì)非平穩(wěn)變量進(jìn)行了差分處理，為了對(duì)比，我們?cè)诒?的第5列也給出了XTLSDVC方法對(duì)變量水平值的估計(jì)結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，STP變得不顯著了。特別是我們關(guān)注的財(cái)政分權(quán)變量顯著為負(fù)，其平方項(xiàng)顯著為正，這與Hang和Cheng（2005）的結(jié)果是相同的。這說(shuō)明，使用非平穩(wěn)變量直接進(jìn)行（Pooled OLS或面板模型）回歸的結(jié)論可能是不可靠的。

　　由于現(xiàn)有文獻(xiàn)在估計(jì)財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系時(shí)基本上是使用靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型，因此，我們也使用了該方法估計(jì)，結(jié)果列在表3的第6列。除因變量滯后項(xiàng)之外，其它解釋變量的顯著性水平和XTLSDVC所得結(jié)果基本一致。⑤

　　為了檢驗(yàn)加入非線性項(xiàng)后是否對(duì)結(jié)果產(chǎn)生了重要影響，我們?cè)诒?的第3列給出了未包含財(cái)政分權(quán)平方項(xiàng)（FISSQ）的XTLSDVC估計(jì)結(jié)果。我們還是發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有顯著相關(guān)性。

　　由于1994年中國(guó)實(shí)行了分稅制改革，這被認(rèn)為是對(duì)財(cái)政分權(quán)制度的一次完善，為了考察它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，表4列出了子樣本期（1979～1993年） 的XTLSDVC估計(jì)結(jié)果，由于另一個(gè)子樣本期（1994～2004年）的結(jié)果因?yàn)闇笞兞肯禂?shù)的絕對(duì)值大于1，不符合XTLSDVC的使用條件而未列出。分稅制改革前，財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間在10%的顯著性水平負(fù)相關(guān)，這與沈坤榮、付文林（2005）的估計(jì)結(jié)果是不同的，但與張晏（2005）、張晏、龔六堂（2005）是一致的。在1994年以前，由于財(cái)政分權(quán)帶來(lái)的一些短期弊端，如地區(qū)之間的惡性競(jìng)爭(zhēng)和市場(chǎng)分割等，財(cái)政分權(quán)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極效應(yīng)小于消極的效應(yīng)，因此，財(cái)政分權(quán)阻礙了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

　　盡管我們未能得到子樣本期（1994～2004年）的結(jié)果，但在全樣本期，財(cái)政分權(quán)并不是顯著為正或負(fù)。因此，我們?nèi)匀豢梢酝茢啵S著分稅制的實(shí)行和政府對(duì)財(cái)政分權(quán)的一些短期弊端的治理，財(cái)政分權(quán)逐漸發(fā)揮積極效應(yīng)，但就目前來(lái)說(shuō)，財(cái)政分權(quán)的積極效應(yīng)并沒(méi)有超過(guò)消極效應(yīng)，財(cái)政分權(quán)并未顯著地促進(jìn)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這可能是因?yàn)椋?cái)政分權(quán)所產(chǎn)生的一些長(zhǎng)期弊端已開(kāi)始顯現(xiàn)，如地區(qū)收入差距擴(kuò)大（王永欽等，2007）、財(cái)政分權(quán)和基于政績(jī)考核下的政府競(jìng)爭(zhēng)使得地方政府公共支出結(jié)構(gòu)出現(xiàn)“重基建、輕人力資本投資和公共產(chǎn)品服務(wù)”的明顯扭曲（傅勇和張晏，2007）

　　表3 動(dòng)態(tài)面板和靜態(tài)面板（固定和隨機(jī)效應(yīng)）模型回歸結(jié)果

　　注： 1）第2、3、4和5列括號(hào)中為z值；計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差的脫靴次數(shù)都為100次；估計(jì)總體參數(shù)的初始估計(jì)量為Arellano and Bond（1991）GMM一致估計(jì)量；偏誤修正精確到1/NT2階。第6列括號(hào)中為t值。2）*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平顯著，下同。

　　表4 子樣本（1979～1993）回歸結(jié)果

　　注：括號(hào)中為z值。

　　等等，這些因素會(huì)阻礙了長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

　　五、結(jié)論和政策含義

　　關(guān)于財(cái)政分權(quán)是否促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，理論和實(shí)證上都還存在爭(zhēng)論�；谥袊�(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)（1979～2004年），特別是新的分地區(qū)資本存量數(shù)據(jù)，我們使用適合宏觀面板數(shù)據(jù)特點(diǎn)的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法，即修正偏誤的虛擬變量最小二乘估計(jì)法（XTLSDVC），重新實(shí)證檢驗(yàn)了財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，在分稅制實(shí)施前的子樣本期（1979～1993年），財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是顯著負(fù)相關(guān)的，但在全樣本期（1979～2004年），財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有顯著的影響，而且二者之間也不存在非線性的關(guān)系。因此，我們不能認(rèn)為財(cái)政分權(quán)是導(dǎo)致中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的原因。

　　由于中國(guó)的財(cái)政分權(quán)制度本身處于規(guī)范過(guò)程之中，加之與財(cái)政分權(quán)相匹配的其它制度安排也不規(guī)范，這使得財(cái)政分權(quán)的收益會(huì)被財(cái)政分權(quán)的成本部分抵消或完全抵消。對(duì)于處于轉(zhuǎn)型期的中國(guó)而言，由于制度改革一直在嘗試和變化之中，與成熟市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體相比，財(cái)政制度更不規(guī)范，因此，財(cái)政分權(quán)所表現(xiàn)出來(lái)的負(fù)面效應(yīng)可能會(huì)更突出。

　　基于上述分析，我們認(rèn)為，目前中國(guó)并不適宜提高財(cái)政分權(quán)的程度。下一步應(yīng)該進(jìn)一步規(guī)范財(cái)政分權(quán)制度和改善其它相關(guān)制度環(huán)境。這樣做目前并不會(huì)阻礙中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，卻能為發(fā)揮財(cái)政分權(quán)的積極效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)中國(guó)的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)打下良好的制度基礎(chǔ)。

　　注釋：

　　①Lin和Liu（2000）認(rèn)為中國(guó)的財(cái)政分權(quán)是從1985年才開(kāi)始。

　　②Lin和Liu（2000）度量財(cái)政分權(quán)的指標(biāo)是收入的邊際分成率。從邊際變化測(cè)度財(cái)政分權(quán)的效果可能會(huì)更好，但由于數(shù)據(jù)不可得，我們并沒(méi)有用這個(gè)測(cè)度指標(biāo)。財(cái)政收入邊際分成率指標(biāo)存在一定的缺陷，因?yàn)槠渲贿m用于收入分成的財(cái)政體制，而不能測(cè)度分稅制的情況。

　�、郾疚乃秘�(cái)政分權(quán)測(cè)度指標(biāo)和林毅夫等人的不同，這可能是本文的結(jié)論與他們不同的原因。在中央轉(zhuǎn)移支付占當(dāng)?shù)刎?cái)政支出較大比例的情況下，該比率就存在一定的缺陷。

　　④如果在各地區(qū)財(cái)政支出中，中央轉(zhuǎn)移支付的比例較大，本文所使用的財(cái)政分權(quán)的測(cè)度指標(biāo)會(huì)影響本文的結(jié)論。

　　⑤這說(shuō)明，對(duì)變量的平穩(wěn)化處理和用GK代替GPI是影響本文結(jié)果的主要原因。

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作者：李文星 艾春榮 徐長(zhǎng)生 來(lái)源：《浙江社會(huì)科學(xué)》

  本文關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的再檢驗(yàn)，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

本文編號(hào)：167373