财政分权与区域经济增长—基于甘肃66个县（市）面板数据的实证分析

论文导读:：通过利用2001—2008年甘肃66个县（市）的面板数据，重点检验了省以下财政分权对县域经济增长">经济增长的影响，发现省以下财政收入分权对县域经济增长的影响为负，省以下财政支出分权和财政自给率分权对县域经济增长具有正向影响。同时检验了财政分权对人均GDP高、低不同的两个区域子样本经济增长的影响，子样本的研究也支持了省以下财政自给率分权对县（市）经济增长具有正向影响的观点，省以下财政支出分权与人均GDP较高县（市）的经济增长正相关，与人均GDP较低县（市）的经济增长负相关，省以下财政收入分权有利于人均GDP较高县（市）的经济增长。 论文关键词：财政分权，经济增长，面板数据 一、引言 财政分权，就政府间财政关系的角度而言，是指通过法律等规范化形式界定中央政府和地方各级政府间的财政收支范围时，赋予地方政府较大的预算管理权限，其核心是使地方政府具有更多的财政自主权。 中国的财政分权改革始于20世纪80年代中期，改革过程体现为渐进性和阶段性的统一。1980年以前，我国财政管理体制的基本特征是高度集中，近乎通收通支。在这种体制下，地区间的财力差异虽然较为平均，但因地方政府财政缺乏自主权，影响了其积极性的发挥，进而阻碍了地区经济的发展和居民福利水平的改善。1980年的“划分收支、分级包干”、1985年的“划分税种，核定收支，分级包干”以及1988—1993年多种形式的地方财政包干体制在一定程度上扩大了地方政府对当地税收收入的控制权。[1]1994年，中央实行分税制财税体制改革，规范了中央和地方的收入来源，实现了财政分权从“财政总量分权”到“税收门类分权”的转变，是我国财政管理体制的根本性变革。总之，财政分权改革贯穿了经济改革的整个过程，改革的结果强化了地方政府对当地经济的调控能力，实现了经济与财政收入的双增长。 先前的研究多集中于省级政府与中央政府之间的财政分配，而对于省以下财政分权对县域经济影响效应的研究极为鲜见。本研究以甘肃省66个县（市）为例，实证检验了省以下财政分权对县（市）经济增长的影响效应，总体说来省以下财政收入分权对县市经济增长有负面效应，财政支出分权和财政自给率分权对县市经济增长有积极影响效应；进一步的研究表明省以下财政分权对经济发达程度不同的县市的经济增长作用方向和程度有所区别，政府在实施财政分权政策时要审慎对待。研究结果对于经济欠发达省份深入实施财政分权政策无疑有重要借鉴意义。 二、文献综述 财政分权与经济增长之间的关系是财政分权理论研究领域的重大课题之一，受国内外学术界的关注已久。Xie，Zou和Davoodi(1987)构造了一个带有不同级别政府支出的内生增长模型，利用美国州与地方一级和联邦政府的数据进行了实证分析，结论是:已有的州和地方政府的支出份额与经济增长最大化是一致的，公共支出的进一步分权可能会损害经济增长。[2]Oates(1993)依据内生经济增长理论发现，财政分权作为一种制度安排能提高经济的长期增长率。[3]菲利普斯和沃勒(2001)以巴罗内生经济增长理论模型为基础，选取地方财政收入与中央财政收入比、地方财政支出与国家总财政支出比、扣除转移支付和国防支出后的地方财政与国家总财政收入比以及扣除补贴及社会保障支出后的地方财政支出与国家总财政支出比四个比值度量财政分权，研究结果表明发达国家财政分权与经济增长呈显著负相关，发展中国家的财政体制对国家整体经济增长的影响并不明显。[4]Akai和Sakata(2002)根据美国各州的数据，对财政分权和经济增长的关系作了实证分析，结果表明，财政分权能促进经济增长。[5] 国外对于财政分权与经济增长间的关系没有形成一致性的定论。由于学者运用的计量模型不同，选取的财政分权指标也存在较大的差异，得出的结论也往往大相径庭。就中国这种转型经济国家来说，财政分权对经济增长的影响效应又如何呢？国内不少学者对此作了研究。张维迎和粟树和（1998）认为，20世纪80年代初的地方分权化改革导致了地区间竞争，而地区间竞争又反过来引发国有企业民营化。[6]林毅夫和刘志强(2001)选取各省级政府财政收入支出占各地区财政增加总额之比作为度量财政分权的指标财务论文，以马基夫(1992)计量模型为基础，对我国财政分权和经济增长关系作了研究，结果表明家庭联产承包责任制有利于我国经济的发展，制度因素在经济发展">经济发展过程中起着十分重要的作用;我国的财政分权与经济增长呈现正相关，财政分权可以通过提高资源配置效率满足各地区居民的偏好，从而提高各地区以及整个社会的福利水平。[7]张晏、龚六堂(2005)发现分税制改革前财政分权对地方经济增长的影响是负的，而分税制改革后财政分权对经济发展具有正的影响，东部各省的财政分权优势要高于中西部地区。[8]温娇秀(2006)利用1980-2004年省级面板数据，研究发现财政分权总体上促进了经济增长，而且财政分权的经济增长效应存在显著的跨区差异，东部地区的财政分权经济增长优势高于中西部地区。[9]刘小勇(2008)采用1998-2005年中国大陆25个省的省级面板数据验证了省及省级以下财政分权对省际经济增长的影响，结果表明省级政分权和省级以下财政支出分权对省际经济增长具有正向影响。[10] 从以上文献可以看出，关于中国财政分权对经济增长的影响作用和方向，不同的研究者得出了不同的结论，这和他们采取的财政分权指标、所选择的控制变量和采用的实证分析方法密切相关。国内已有的研究中，在研究内容上很少关注省以下财政分权与县域经济增长之间的关系；研究方法上在利用面板数据研究时往往没有进行数据的平稳性检验，极易引起“伪回归”，致使回归结果很可能与实际情况偏离较大。本文试图从这两方面弥补现有研究的不足。 三、实证分析 （一）指标选取和数据来源 本文主要目的是研究省级以下的政府财政分权对县（市）经济增长的作用。研究增长问题就不能不采用和借鉴增长模型。本文选用Cobb-Douglas生产函数： （1） 式中Y为人均产出，K为人均资本，L为人均劳动；和分别为产出对资本和劳动力的弹性，且，即规模报酬不变；A 为技术进步参数。 对(1)取自然对数， （2） 从式（2）中可以看出，人均产出取决于三个因素：人均资本、人均劳动和技术进步。在此假定技术进步取决于两类变量：第一类变量是制度变迁因素，如财政分权变量，衡量财政体制改革对经济增长的作用；第二类变量表示地区资源禀赋状况，如城市化水平变量。 基于上述考虑，我们选用指标如下： 经济增长：使用各县（市）人均生产总值RJGDP，以2000年为基期，根据各县（市）人均生产总值指数折算成人均实际生产总值，单位：元。人均资本：k，以人均固定资产投资代替，单位：元；人均劳动： l ，以各市县从业人员近似替代；城市化水平：CSH，，由非农业人口占总人口比例表示；省以下财政分权指标：本文拟采用刘小勇（2008）的衡量指标，即财政收入分权指标：FDS=地县预算内财政收入/全省预算内财政收入；财政支出分权指标：FDZC=地县预算内财政支出/全省预算内财政支出；财政自给率分权指标：FDZJ=地县级预算内财政收入/地县级预算内财政支出。[10] 本文采用甘肃省66个县（市）2001年—2008年的面板数据进行回归分析。数据均来自甘肃经济信息网、《中国区域经济统计年鉴》、《中国县市社会经济统计年鉴》。为了消除变量间可能存在的异方差，本文先对RJGDP、k、l、FDS、FDZC、FDZJ和CSH进行自然对数变换。分别记为、、、、、和。 （二）面板数据的单位根检验 为保证结果的稳定性对、、、、、和进行面板单位根检验，本文使用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验四种方法来进行检验。[11]利用Eviews 6.0软件(下同)，检验结果见表1和表2。 表1 甘肃66个县（市）面板单位根检验结果

变量

LLC

-28.887＊＊＊

[0.0000]

4．5392

[1.0000]

-28.552＊＊＊

[0.0000]

-18.914＊＊＊

[0.0000]

-6.282＊＊＊

[0.0000]

-9.963＊＊＊

[0.0000]

IPS

-9.1238＊＊＊

[0.0000]

9.8219

[1.0000]

-13.427＊＊＊

[0.0000]

-3.809＊＊＊

[0.0001]

2.0587

[0.9802]

2．9214

[0.9983]

Fisher-ADF

346.284＊＊＊

[0.0000]

57.2304

[1.0000]

393.324＊＊＊

[0.0000]

211.72＊＊＊

[0.0000]

154.540

[0.0876]

109.821＊＊＊

[0.9205]

Fisher-PP

544.246＊＊＊

[0.0000]

88.3403

[0.9989]

529.686＊＊＊

[0.0000]

197.938＊＊＊

[0.0002]

198.56＊＊＊

[0.0002]

140.111＊＊＊

[0.2980]

注：1、[ ]内的数值为p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下显著 表2 甘肃66个县（市）面板单位根检验结果

变量

LLC

-8.9086＊＊＊

[0.0000]

-15.133＊＊＊

[0.0000]

-27.2901＊＊＊

[0.0000]

-18.4846＊＊＊

[0.0000]

-33.7548＊＊＊

[0.0000]

IPS

4.56426

[1.0000]

-3.9074＊＊＊

[0.0000]

-7.5325＊＊＊

[0.0000]

-5.7277＊＊＊

[0.0000]

-7.6222＊＊＊

[0.0000]

Fisher-ADF

126.4580

[0.6197]

223.83＊＊＊

[0.0000]

301.175＊＊＊

[0.0000]

260.943＊＊＊

[0.0000]

275.172＊＊＊

[0.0000]

Fisher-PP

123.7810

[0.6828]

266．842＊＊＊

[0.0000]

380.633＊＊＊

[0.0000]

336.72＊＊＊

[0.0000]

358.172＊＊＊

[0.0000]

注：1、[ ]内的数值为p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下显著 表1和表2的结果表明，四种方法的检验结果都表明甘肃66个县（市）的经济增长、劳动力和财政收入分权等变量拒绝了“存在单位根”的原假设，各变量均是平稳过程；、、和四个变量均是非平稳过程，它们的一阶差分在1%的水平下显著，所以、、和均为一阶差分平稳变量。 （三）实证结果分析 为了检验省以下财政分权对县域经济增长的影响，本文在对全样本进行实证检验的基础上，进一步对两个子样本进行了实证检验论文开题报告范例。子样本是按照人均GDP高低选取的，取人均GDP较高的10个县（市）作为子样本1，归入A区；人均GDP较低的10个县（市）作为子样本2，归入B区。A区包括：玉门市、阿克塞县、敦煌市、肃南县、金塔县、玛曲县、临泽县、山丹县、高台县、永登县；B区包括：岷县、镇原县、康乐县、清水县、宕昌县、积石山县、张家川县、礼县、东乡县、秦安县。这种划分方法便于检验在县市经济发达程度存在差异时，财政分权对这种经济增长的差异所起作用有多大。 1、全样本实证结果分析 对面板数据单位根检验时发现，面板数据中有些序列平稳而有些序列不平稳，不平稳的序列通过一阶差分变换可以变换成平稳的新序列，我们可以直接对平稳序列和变换后的新序列进行回归。 在选择模型时，利用Hausman统计量可以检验应该建立固定效应模型还是随机效应模型。[11]豪斯曼（Hausman）检验均在1%水平下拒绝随机效应，故固定效应模型效果更好。本文应建立回归方程（3），具体结果见表3。 …(3) 其中i和t分别代表第i个市（县）和第t年，是的一阶差分，是的一阶差分，包括三个变量、和，为固定效应系数。 表3 全样本实证结果

回归变量

固定效应

固定效应

固定效应

0.119243＊＊＊

（4.51）

0.101566＊＊＊

(3.77)

0.119884＊＊＊

(4.52)

0.005222

（0.49）

0.000449

(0.04)

0.002236

(0.21)

-0.028059

（-0.80）

-0.027546

(-0.79)

-0.029140

(-0.83)

-0.024500＊＊＊

(-2.89)

0.007011

(0.37)

0.017551

（1.33）

C

6.452532＊＊＊

（21.1）

6.488119＊＊＊

(21.33)

6.444360＊＊＊

(20.99)

观察数

464

464

464

R-sq

0.9949

0.9950

0.9949

注：括号内为t值。＊＊＊表示1%水平下显著。 从表3回归结果中可以得到：（1）省以下财政收入分权回归系数在1%水平下显著为负，表明财政收入分权对于大多数县（市）经济增长具有负向影响。就甘肃各县（市）平均水平来看，财政收入分权度每提高1%，人均GDP相应降低0.0245%。（2）省以下财政支出分权和财政自给率分权指标的回归系数均不显著为正，在财政收入增长速度高于财政支出增长速度的前提下，适度增加财政支出有利于县市经济增长。（3）比较省以下三个财政分权指标的回归系数，不难发现财政收入分权回归系数绝对值最大，财政自给率分权回归系数绝对值最小，财政支出分权回归系数绝对值居中，说明三种分权中财政收入分权对经济增长的影响最大，财政自给率分权对经济增长的影响最小。（4）人均固定资产投资增长率回归系数不显著为正；以从业人员近似衡量的劳动力回归系数在1%水平下显著为正，且大于人均固定资产投资增长率的回归系数，劳动力要素对县市经济增长有着更大的影响。（5）城市化水平回归系数不显著为负。 2、分样本实证结果分析 豪斯曼（Hausman）检验在10%的显著水平下，回归方程（4）、（5）、（6）不能拒绝随机效应，故认为随机效应模型更好，具体估计结果见表4；回归方程（7）、（8）、（9）拒绝了随机效应，固定效应更好，具体估计结果见表5。 表4 子样本1实证结果

回归变量

随机效应

（4）

随机效应

（5）

随机效应

（6）

0.194059＊

(1.84)

0.194474＊

(1.80)

0.190850＊

(1.82)

-0.031820＊

(-1.74)

-0.032123＊

(-1.74)

-0.034721＊

(-1.88)

0.105186

(1.10)

0.104157

(1.06)

0.096137

(1.03)

0.014724

(0.45)

0.023916

（0.51）

0.006292

(0.24)

C

9.115325＊＊＊

（38.29）

9.029748＊＊＊

（66.43）

9.020146＊＊＊

（84.69）

观察数

60

60

60

R-sq

0.1125

0.1166

0.1126

注：（1）括号内为t值。＊表示10%水平下显著，＊＊＊表示1%水平下显著。

（2）第一列的变量是经过单位根检验调整后的变量，其中表示的二阶差分。

表5 子样本2实证结果

回归变量

固定效应

（7）

固定效应

（8）

固定效应

（9）

0.553653＊＊

(2.28)

0.652347＊＊

(2.56)

0.691223＊＊＊

(3.08)

0.034066

(1.18)

0.038205

(1.26)

0.039234

(1.42)

0.046725

(0.85)

0.049973

(0.89)

0.060033

(1.14)

0.024175

(0.91)

-0.022474

(-0.37)

0.075174＊＊

(2.36)

C

0.261512

(0.09)

-0.934840

(-0.30)

-1.397706

(-0.51)

观察数

60

60

60

R-sq

0.9209

0.9197

0.9282

注：（1）括号内为t值。＊＊表示5%水平下显著，＊＊＊表示1%水平下显著。

（2）第一列的变量是经过单位根检验调整后的变量财务论文，其中表示的二阶差分。

从表4和表5回归结果可以看出：（1）省以下财政收入分权回归系数A区不显著为正，表明省以下财政收入分权对于经济较发达县市的经济增长有正向影响。A区10县市财政收入分权度每提高1%，人均GDP相应增长0.0147%。这一结论与全样本相反，这是因为子样本中剔除了人均GDP较低的绝大部分县市，结果当然会变。（2）省以下财政支出分权回归系数A区不显著为正，B区不显著为负，A区系数绝对值大于B区，说明对于经济较发达的县市来说，财政支出分权的积极影响较强，而相对落后的县（市）而言，财政支出分权的负面影响可能更大，且财政支出分权对A区10县市的影响力度更大。（3）省以下财政自给率分权回归系数A区不显著为正，B区在5%水平下显著为正，财政自利率分权度的提高对这两区经济增长有正向影响。（4）劳动力回归系数A区在10%水平下显著为正，B区在5%水平下显著为正，经济较落后的县（市）更倾向于依赖劳动力来促进经济的发展。（5）城市化水平回归系数A区和B区均不显著为正，A区回归系数大于B区，城市化水平的提高有利于促进经济增长。由于从全样本到子样本剔除了许多县市，所以子样本的回归结果不同于全样本的回归结果。 四、结论 本文利用2001—2008年甘肃66个县（市）面板数据检验了省以下财政分权对县（市）经济增长的影响效应，通过实证研究，本文得出的主要结论如下： 1、从全省范围来看，省以下财政收入分权对县市经济增长有负向影响，财政收入分权每增加1%，人均GDP就降低0.0245%。从分区域来看，省以下财政收入分权对于经济较发达县市的经济增长有正向影响。将更多的收入权权限下放给经济较发达县市将促进这些地区的经济增长。 2、省以下财政自给率分权与县市经济增长正相关，无论是全样本还是子样本都支持这一结论。分样本的数据还表明，对于经济较落后的县（市），省以下财政自给率分权对经济增长影响程度更大。 3、从全样本来看，省以下财政支出分权有利于促进县市的经济增长。分样本的研究进一步表明，省以下财政支出分权对于经济较发达县市的经济增长有正向影响效应，而对于经济较落后县市的经济增长则有负向影响效应。将更多的支出责任交给经济发达的县市有利于经济绩效的改善，将更多的支出责任交给经济落后县市则不利于经济绩效的改善。 4、省以下财政分权对于县市经济增长的影响方向和程度与县市的经济状况有关，所以在进一步实施财政分权政策时，要根据不同县市的具体情况实施相应的分权政策。 5、财政分权回归系数绝对值远小于劳动力的回归系数，说明甘肃省市县的经济增长主要依赖于劳动力等传统生产要素，财政分权改革有待进一步推进与深化。