中國式分權、標尺競爭與財政農業支出

李雪松

摘要：

文章將財政分權、政府競爭與財政農業支出架構在統一的分析框架下，利用1988-2010年省級面板數據模型計量分析得出：財政分權在樣本區間內促進了地方政府財政農業支出，具有正效應，但跨時與區域差異明顯。財政分權與政府競爭的交互項阻礙了地方財政農業支出，在東部更加顯著，模型加入政府膨脹程度、城市化、經濟發展水平等變量后，回歸結論保持穩健。另外，地方政府財政農業支出具有明顯的累積效應，受宏觀經濟政策驅動明顯，但是這種驅動力正在減弱。

關鍵詞：財政分權；政府競爭；財政農業支出；面板模型

中圖分類號：F812.8 文獻標志碼：A 文章編號：

10085831（2013）04003806

一、問題與文獻綜述

中國的分權改革被普遍認為是引致經濟增長奇跡的一個關鍵性制度安排。國內關于財政分權的研究，主要集中在財政分權與經濟增長方面，已有大量學者對此進行了研究[1-4]，但是將財政分權、政府競爭與地方政府財政農業支出三者納入統一的分析框架進行研究，成果較少，在少數幾項研究中，結論也不一致。傅勇、張晏[5]認為中國的財政分權以及基于政績考核下的政府競爭，導致地方政府公共支出結構“重基本建設、輕人力資本投資和公共服務”的明顯扭曲，1994年分稅制后的一系列重要改革并沒緩解這種情況。陳安平[6]指出如果在地方財政支出水平上升的同時，使科學教育和農業支出，特別是科學教育支出在總支出中的比重得以增加，將有可能在保持經濟高增長的同時，使城鄉收入差距縮小。續競秦[7]認為財政分權對地方財政農業支出具有顯著正效應，但主要發生在東部和西部，政府竟爭對中部地區農業支出具有負效應。李曉嘉[8]研究表明，財政分權并未有效促進地方政府預算內財政農業支出的增長，受官員政績考核的影響，財政分權對經濟性支出的正向影響最為顯著，對社會性支出也有正向影響，但對轉移性支出影響不明顯。

財政農業支出是地方政府促進農業經濟增長，建設現代農業的主要資金渠道。基于公共選擇學派的假設，政府完全有可能基于個體理性與追求自身利益的最大化目標，通過預算軟約束[9]，將有限的財政資源配置到高產出、高收益的

產業部門，進而擠占農業部門的支出，形成財政支出結構的扭曲效應。在財政分權、政府競爭的影響下，地方政府是否有足夠的動力和激勵增加財政農業支出？這是一個富有研究價值、值得深入探討的論題。本文嘗試將以上問題作為研究主題。論文的內容結構設計安排如下：第二部分從制度層面，對財政分權、政府競爭與財政農業支出進行理論分析，構建理論分析框架并提出研究假設；第三部分介紹模型設定、數據說明與回歸使用的方法；第四部分討論經驗分析的結果并進行解釋；最后是研究結論與政策啟示。

二、理論框架與研究假設

經典的財政分權理論是以蒂布特（Tiebout）、奧茨（Oates）和馬斯格雷（Musgrave）等為代表[10]，其主要觀點是中央政府與地方政府對居民的偏好存在信息上的不對稱，地方政府具有信息優勢，由其來提供公共產品可以更好地滿足轄區居民的需求偏好。其次，在財政分權的制度安排下，地方政府因政治經濟利益上的考量，在資源的爭奪上會展開激烈競爭，即財政競爭或政府競爭。通過財政分權、財政競爭、居民的流動與“用腳投票”等機制，相對于中央政府，地方政府官員能夠更好地提供和滿足符合納稅人（投票者）偏好的公共產品。

傳統的財政分權理論假設政府是“仁慈的公共利益的守護者”，這種假設和推論或許過于理想化：其一，地方政府若基于個體理性，是否有足夠的動力提供滿足地方居民偏好的公共產品；其二，轄區間公共產品的外溢性普遍存在，居民的流動又不可能無成本，財政分權可能會導致地方政府間的惡性競爭。針對這些問題，第二代財政分權理論認為既然政府官員是理性的經濟人，就有可能從政治決策中追求政府規模的最大化，進而產生尋租與腐敗行為，即政府行為也有私利，而不是無條件地最大化社會福利[11-12]。

中國自改革開放，特別是1994年分稅制改革以來，已經表現出明顯的財政分權趨勢（圖1）。但是中國的財政分權制度與國外的財政分權存在較大差異。中國的財政分權是政治上高度集權與經濟上適度分權的耦合，即一方面中央政府對地方政府在政治任命、官員考核上具有絕對的權威[13]，另一方面地方政府作為理性的經濟人，在有限任期和以GDP為績效考核的壓力下，會展開“標尺競爭”和“打到底線的競爭” [4，14]，特別注重招商引資、基礎設施、房地產等領域的投資。在地方政府官員與轄區居民之間缺乏有效的偏好顯示機制和公共選擇約束之下，財政分權很可能會造成地方政府自身規模的膨脹與政府間的“惡性競爭”，引致其行為出現異化與商業化。就本文的研究基點來看，地方政府間的標尺競爭很可能通過預算的軟約束，將財政資源投入到周期短、見效快的高稅收部門，相對減少對農業部門的投入，從而形成財政支出結構的弱農化偏向。

同時，中國的分權又具有獨特的城鄉二元經濟特征，戶籍制度、教育、醫療等公共產品供給差異與擁擠性在某種程度上又嚴格限制著居民流動，特別是農村居民基于福利偏好的自由流動，即中國式分權制度供給失衡，缺乏真正意義上的“用腳投票”“用手投票”機制[15]。在中國，農業總體上是弱質產業，但同時又是國民經濟的基礎產業與戰略產業，農業在農民增收、勞動力遷移和就業、物價與宏觀經濟穩定等方面發揮著決定性的基礎作用。基于此，中央政府歷來重視農業，將“三農工作”、城鄉統籌、新農村建設等作為考核地方政府及其官員政績的重要指標。考慮到中央政府政績考核的壓力和創造標尺競爭的有利條件，地方政府及其官員也有可能對農業給予特別的關注與保護，如在任期內擴大農業財政投資，積極推動農業經濟增長，以期做出更多“政績”，獲得上級政府的“垂青”。

通過以上理論框架與內在機理的分析，本文擬提出以下研究假設。

假設1：面對政治晉升與中央政府績效考核的壓力，地方政府具有發展農業的激勵與壓力，財政分權能夠促進地方政府的財政農業支出，但具有跨時與區域差異特征。

假設2：在財政分權與高稅收的刺激下，地方政府間具有激烈競爭FDI的沖動。財政分權與標尺競爭的交叉影響造成財政支農支出不具有穩定性。

假設3：地方政府的財政農業支出與經濟發展水平之間存在倒U型曲線關系。

下文嘗試通過建立動態面板數據模型對上述假說進行經驗驗證，進而揭示財政分權、地方政府競爭對財政農業支出的動態影響效應。

三、模型設定、數據說明與回歸方法

（一）模型設定

在理論分析基礎之上，構造如下動態面板數據模型：

計量模型中i和t分別表示第i個省份第t年的樣本觀測值。參數αit表示模型的截距項，βit表示對應于解釋變量的系數向量，εi，t為誤差擾動項，滿足相互獨立、零均值、等方差為σ2ε的假設[16]。被解釋變量RARG是第i省第t年省級預算內財政支出中農業支出所占的比重，因上一期的支出會對下一期產生影響，為使模型設定更加符合經濟運行的實際，解釋變量中引入被解釋變量的滯后項。選取測度中國財政分權程度的指標存在一定爭議，鑒于目前研究并未取得一致意見，為提高模型的穩健性，本文使用兩項指標 財政分權指標也可以使用預算外與預算內的財政支出規模來衡量，但是鑒于財政農業支出在《中國統計年鑒》《中國財

政年鑒》各省預算外資金分類項目中并未反映，所以未使用該指標。 ，一是國際通行的標準FD1 喬寶云（2002），殷德生（2004），周業安，張泉（2008）也使用了類似的做法。

，將人均各省本級財政支出占總財政支出（人均各省份本級財政支出與人均中央本級財政支出總和）的比值作為財政分權水平。二是采用傅勇、張晏[5]的財政分權指標FD2，即各省預算內人均本級財政支出與中央預算內人均本級財政支出的比值。根據瓦格納法則（Wagner's Law），政府支出規模與人口數量兩者之間可能存在正向關系，為剔除人口規模的影響，對上述指標進行了人均化處理。關于刻畫政府標尺競爭指標COM的選取，本文考慮如下：地方政府使用財政政策工具（稅收減免、稅收優惠等）吸引外商直接投資FDI是地方政府間的主要競爭行為，所以使用各省級政府吸引的FDI占全國當年FDI的比重來表示政府競爭程度[17-18]，并利用人民幣匯率（年平均價）進行了換算。另外，地方政府財政農業支出可能受到財政分權與政府競爭的雙重影響，產應疊加效應，為捕捉這種效應，在模型中引入兩者的交互項FDCOM。引入交叉乘積項不僅能夠反映經濟變量之間的內在互動機制，而且有助于消除變量間的內生性問題[19]。FD，COM和FDCOM為本文主要關注的核心解釋變量。

考慮到各地區經濟發展水平是影響財政農業支出規模的重要因素，兩者可能呈現倒U型特征，于是在X中引入各省實際人均PGDP和PGDP2作為經濟發展水平的代理變量，以檢驗財政農業支出與經濟發展水平之間是否具有非線性特征。

M為影響財政農業支出的其他控制變量組，根據公共選擇理論政府理性經濟人的假設，地方政府除了參與追求更高稅收的標尺競爭外，還有可能追求自身更高預算支出的偏好，例如“三公經費”。由于政府財政支出項目之間具有此消彼長的競爭性，政府自身消費支出增加，勢必相對減少支農支出。為了考察這種機制，研究引入政府膨脹程度變量（INF），使用各地區的行政管理費支出占財政支出的比重來反映 2007年以后為"一般公共服務"支出。

因各省財政支農數據的可得性與保證平衡面板數據，所以樣本區間為1988-2010年。

系統GMM的Stata命令為：xtdpdsys depvar[indepvars]，lag（P） maxldep（q） twostep vce（robust） pre（varlist） endogenous（varlist） inst（varlist）

，預計有負向影響。

改革開放以來，中國經濟呈現出明顯的轉型特征，各地區的產業結構差別可以集中體現這種經濟體制的變革。同時，這種差別可能使地方政府的財政支出結構發生程度不同的偏向[5]。本文使用國有經濟單位職工占總職工人數的比重（SOU）反映各地區的經濟體制變革狀況。另外，隨著城市化水平（URB）的提高，地方政府可能實行城市傾向的經濟政策，進而影響財政支農支出，使用非農業人口占總人口的比重作為城市化水平的代理變量，預計有負向影響[20]。研究增加時間虛擬變量DUM94（1994年以后設置為1，其他設置為0）和DUM05 （2005年以后設置為1，其他設置為0），分別表示分稅制改革、新農村建設宏觀經濟政策變量對地方政府財政農業支出的影響，也可反映地方政府落實中央政策導向的執行績效。

（二）數據來源與回歸方法

摘取1988-2010年省級面板數據進行實證檢驗，數據來自《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《新中國六十年統計資料匯編》，數據缺失部分由相關省份統計年鑒補足 王守坤、任保平（2009）也做了類似的Onestep-System-GMM回歸。

。1997年重慶直轄，通常的做法是將四川和重慶數據進行合并，這會造成四川數據估計非真實有效，故直接將兩省數據剔除。同時因西藏數據缺失嚴重，所以研究樣本是中國大陸28個省區市的平衡面板數據，不包括港澳臺地區，使用Stata軟件進行實證檢驗。面板回歸方法使用系統廣義矩估計（System-GMM） 由模型（1）到（7）為提高穩健性，分別進行了FD1和FD2回歸，因加入控制變量后，回歸結果差別不大，實證分析報

告主要依據FD1 進行說明；模型（5）到模型（7）FD2回歸結果備索。

，該方法可以很好地解決模型中存在的變量內生性問題，克服動態面板偏差（dynamic panel bias），提高估計效率。由于本文動態面板數據樣本容量相對較少，為克服小樣本偏差，采取Onestep-System-GMM回歸。

四、實證結果與解釋

（一）財政分權、標尺競爭及其交互項

表1各方程AB（2）檢驗和Sargan檢驗統計量都不顯著，說明模型不存在序列相關與工具變量的過度識別問題，回歸結果具有穩健性。模型（1）和模型（3）聚焦核心解釋變量，從全樣本來看，地方政府的財政農業支出呈現顯著的累積效應，即上一期的投入對下一期具有重要影響。財政分權指標FD1與FD2 具有統計上的顯著性，說明財政分權對地方財政農業支出具有明顯的正效應，模型（2）在加入控制變量后，財政分權度這個變量在10%的顯著性水平下仍然拒絕了原假設，部分證實了研究假設1。說明在多重控制變量的影響下，地方政府并沒有忽視財政農業投入。虛擬變量DUM94的顯著性也再次證明了分稅制后的財政分權制度促進地方財政農業支出的有效性。

對此可能的解釋是，農業是基礎產業，地方政府加強對農業的財政投入，有助于農業和農村經濟的穩定與發展，有利于促進就業，穩定物價和緩解城鄉收入差距。同時，中央政府一直重視農業，特別是減免農業稅、統籌城鄉發展、建設新農村和現代農業等重要戰略措施實施以來，加大了對農業的持續投入，可能對地方政府的財政農業投入產生了引導、擠入效應。同時，中央政府歷來將農業作為地方政府績效考核的重要指標，實行“米袋子”省長負責制、“菜籃子”市長負責制，三農工作的成效在很大程度上影響地方官員的升遷。總之，中央政府重視農業的激勵機制與政績考核使地方政府和官員既有“動力”又有“壓力。

AB（2）0.18850.24340.22250.25570.13360.12560.1479 注：（1）為解決擾動項自相關問題，被解釋變量為三階滯后，表1只報告了一階滯后的數據，二階和三階滯后數值都通過了1%的顯著性檢驗。（2）括號內為標準誤Std.Error；***、**、*分別表示在1%，5%，10%顯著性水平下拒絕原假設，常數項略去。（3）Sargan檢驗使用P值；AB（2）為隨機擾動項是否存在二階序列相關的Arellano-Bond檢驗統計量的P值，GMM估計只要求變量不存在二階序列相關，一階序列相關不影響估計的有效性。

模型（1）與（2）加入了政府競爭變量COM，雖然政府的標尺競爭對地方財政農業支出具有負向影響，遺憾的是該變量并未通過顯著性檢驗。但是財政分權與政府競爭的交互項FDCOM通過了統計檢驗（5%和1%），與地方財政農業支出RARG呈現負效應，即在財政分權與政府競爭的雙重疊加影響下，地方政府相對減少了財政農業投入。這說明從長期趨勢來看，地方政府在標尺競爭的壓力之下，本質上還是具有減少農業支出，轉而投向那些高產出、高稅收行業部門的行為偏向。這也說明在中央政府唯GDP政績考核的激勵下，地方政府出于有限任期內迅速做出“政績”的沖動，政府間的良性競爭極易異化，形成“競爭競標賽”式的惡性標尺競爭。這些因素在很大程度上誘使地方政府輕視對農業的保護與支持，進而引致財政支出結構的弱農非農化扭曲。

（二）倒U型檢驗和控制變量的影響

經濟發展水平變量PGDP對RARG具有顯著的負效應，這符合產業結構變遷的演進規律。同時，本文的研究假設是PGDP對地方財政農業支出的影響呈現倒U型特征，即在經濟發展水平比較落后的情況下，隨著人均實際GDP的提高，地方政府將增加農業支出的比重，而當經濟發展水平達到和超過某一門限值之后，地方政府將會減少財政農業支出。但是從全樣本（模型2和模型4）的分析來看，PGDP對RARG的影響并未出現假設中的倒U型特征。可能的原因是由于中國作為農業大國，雖然第一產業比重在不斷減小，但其宏觀經濟穩定的重要作用不可忽視，特別是2004年以來，中央多個一號文件要求重視和發展農業，持續增加農業投入。虛擬變量DUM05顯著，說明中央新農村建設的政策指引對地方政府支農支出具有重要影響。

政府膨脹程度INF與農業支出雖然具有負效應，但不具有統計上的顯著性。城市化水平（URB）的系數為負（在1%的統計水平下顯著），表明隨著城市化水平的不斷提高，農業人口的逐步較少，地方政府的財政農業支出也會減少，并表現出城鎮傾向，這與理論預期基本一致。經濟體制改革SOU對地方財政農業支出也具有明顯的負效應，說明各地產業結構的變動，特別是農業比重下降是影響地方財政支農支出減少的重要因素之一。

（三）跨時與區域差異分析

虛擬時間變量DUM94和DUM05具有統計顯著性，說明中央政府1994年以來的分稅制改革和2005年的新農村建設等宏觀政策變量對地方財政農業支出具有激勵效應，但是通過彈性系數（0.085 0；0.062 1），說明宏觀政策的激勵效力正在減弱。財政分權變量FD在東、中、西都具有正效應（中部不顯著），西部地區的正效應最明顯。僅在東部，PGDP與RARG呈現倒U的非線性特征，但是不顯著。交互項FDCOM在東部和中部顯著，這可能源于東部地區具有競爭FDI的資源稟賦與政策優勢，中部可以更好地承接東部的FDI資源轉移，西部在FDI的標尺競爭中處于劣勢，可能“破罐子破摔”了。政府膨脹系數INF的負效應僅在西部顯著。另外，城市化URB在東部顯著為負，在中部顯著為正。經濟體制改革SOU僅在東部顯著，比較樂觀的解釋就是隨著東部地區經濟發展水平的提高與產業結構的優化調整，第一產業比重減小，第二、三產業比重增加，傳統農業逐步向現代農業轉型，地方政府相對減少了對傳統農業的投入。

五、結論與政策建議

本文構建了中國式分權、地方政府間競爭與財政農業支出的理論分析框架，利用28省（區、市）的動態面板數據模型進行了實證分析，研究結果如下。

其一，地方政府財政農業支出具有明顯的累積性，受宏觀經濟政策驅動明顯，但是這種驅動效力正在減弱。1994年分稅制改革以來，財政分權制度顯著促進了地方政府財政農業支出，具有正效應，但跨時與區域差異明顯，財政分權的正向激勵在西部最顯著。

其二，財政分權與政府競爭的交互項阻礙了地方財政農業支出，即在財政分權與政府競爭的雙重疊加影響下，地方政府減少了財政農業投入，這在東部更加顯著。加入政府膨脹程度、城市化、經濟發展水平等變量后，回歸結論保持穩健。

其三，基于有限任期內做出“政績”與“競爭競標賽”式的政府間標尺競爭，這些因素在很大程度上誘使地方政府出現行為異化，導致財政支出結構的弱農非農化扭曲，進而減少對農業的保護與支持。

在此基礎上，本文提出如下政策建議。

第一，中國式財政分權制度的演進體現出明顯的路徑依賴，為了促進農業又好又快發展，中央政府應對財政分權制度進行優化與創新，形成地方政府農業財政投入的“預算硬約束”，探索促進現代農業發展的財政資金支持機制與實施模式。

第二，增強地方政府的活力與“自生能力”，提高經濟發展水平，在穩步推進城鎮化的同時，注重城鄉統籌，促進傳統農業向現代農業的轉型升級。另外，中央政府應改變單純的唯“GDP”論，落實科學發展觀，革新績效考核機制，控制政府規模，提高行政效能，矯正地方官員“高污染、高耗能、政績工程”的投資沖動與行為異化。

第三，地方政府重視農業投入不但要有上級政府政績考核的約束，更要受到來自最基層，擁有信息優勢的納稅人——農民“用手投票”“以足投票”機制的約束。中央政府與地方政府應逐步建立起真正意義上的公共財政框架體制和運行機制，以實現對農民的承諾。參考文獻：

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