財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的倒U型效應研究
——基于中國的實證

黃險峰，周美彤

(遼寧大學 經(jīng)濟學院， 遼寧 沈陽　110036)

一、引言

財政是國家治理的基礎和支柱，對一國的經(jīng)濟增長至關重要。而合理化的政府間財政關系更是其中不可缺少的方面。以財政分權(quán)理論為指導，1994年我國進行了分稅制的財政體制改革。經(jīng)過20多年的發(fā)展，我國政府間的財政關系得以理順和完善。對于財政分權(quán)與經(jīng)濟增長的關系的研究，龔六堂、鄒恒甫通過建立兩部門政府(中央政府和地方政府)模型，擴展了Brro的內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，在財政分權(quán)的視角下，論證了政府稅收、轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟增長的關系。殷德生借鑒Baroo、Davoodi和Zou的理論，將Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)模型中的人均產(chǎn)量設置為人均私人資本、中央政府人均投資以及地方政府人均投資的函數(shù)，利用內(nèi)生增長模型，通過構(gòu)建最優(yōu)財政分權(quán)模型求出了增長最大化的財政分權(quán)水平并通過實證檢驗了中國的財政分權(quán)與經(jīng)濟增長的關系。他們均認為我國財政分權(quán)與經(jīng)濟增長負相關[1-2]。林毅夫、劉志強以邊際分成率作為衡量財政分權(quán)的指標，通過檢驗省級面板數(shù)據(jù)來探討中國1980年代以來的財政分權(quán)對人均GDP的增長率的作用。沈坤榮、付文林將勞動和技術因素引入巴羅的模型中，并將人力資本、市場發(fā)育程度、預算外收支引入省級的計量經(jīng)濟模型中來分析中國的財政分權(quán)對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。他們都認為財政分權(quán)促進了經(jīng)濟增長[3-4]。張晏、龔六堂在Zhang和Zou與Lin和Liu模型的基礎上，將預算內(nèi)本級財政收入、預算內(nèi)本級財政支出、扣除凈轉(zhuǎn)移支付的財政支出、預算內(nèi)外總收支作為度量財政分權(quán)的指標，實證分析1986—2002年中國財政分權(quán)與經(jīng)濟增長的關系，并且指出分稅制改革以來地區(qū)間的財政分權(quán)具有跨時和跨地區(qū)的差異。胡書東在《經(jīng)濟發(fā)展中的中央與地方關系》一書中指出,從計劃經(jīng)濟到市場經(jīng)濟的整個轉(zhuǎn)型過程中，財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的貢獻不顯著，并通過定量分析來研究財政分權(quán)對中國改革的績效。這些學者一致認為財政分權(quán)與GDP增長之間不存在明顯的相關關系[5-6]。喬寶云、徐永勝從研究財政分權(quán)度的衡量方式這個角度入手，實證研究中國的財政分權(quán)的影響、王紹光則認為分權(quán)應該具有底限。劉金濤、楊君、曲曉飛實證求出了最優(yōu)的財政分權(quán)度為66.7%。宋玉華、林治乾、孫澤生在Devarajan、Swaroop和Zou模型的基礎上通過建立最優(yōu)的財政分權(quán)模型來研究財政分權(quán)與經(jīng)濟增長的關系。通過實證來檢驗中國的財政分權(quán)效率。這些研究者認為財政分權(quán)與經(jīng)濟增長不是單純的線性關系，而是存在最優(yōu)的財政分權(quán)度[7-10]。

本文正是以最優(yōu)的財政分權(quán)度為切入點，利用我國1978—2015年的數(shù)據(jù)，用地方財政支出占總財政支出的比重作為衡量財政分權(quán)的指標，建立理論模型，運用最優(yōu)控制理論中的漢密爾頓函數(shù)分析財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響。

二、理論模型的建立

借鑒Zou[3]、龔六堂等[1]、殷德生[2]的數(shù)學模型，建立政府部門、代表性廠商、代表性消費者的最優(yōu)函數(shù)模型，并求出使人均產(chǎn)出增長率最大化的地方政府支出與總財政支出的比即最優(yōu)分權(quán)度。

(一)政府部門

假設G=πY，G1=π1G，G2=π2G

其中：π、π1、π2分別為公共支出占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重、中央政府支出、地方政府支出占公共支出的比重。G1+G2=G，G為公共資本支出，G1為中央政府的支出，G2為地方政府的支出。

(二)代表性廠商

假設Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，b、f分別為中央政府支出的彈性和地方政府支出的彈性。

假設0

(2)

將t=1/G代入式(1)，有：

Y/G=(K/G)a(G1/G)b(G2/G)f

(3)

(三)代表性消費者

采用拉姆齊模型構(gòu)建代表性消費者模型：

(4)

其中：Ct為時間t的家庭的消費量，p為貼現(xiàn)率。

采用標準的拉姆齊函數(shù)模型：

(5)

其中：e>0,邊際效用彈性為-e。

于是，消費者的動態(tài)預算約束條件為：

(6)

(四)求解

求解上述問題的最大化的解，構(gòu)建漢密爾頓方程：

(7)

式(7)的一階條件為：

(8)

(9)

綜上所述，財政分權(quán)與經(jīng)濟增長不是簡單的線性相關關系，而是呈現(xiàn)倒U型，財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的貢獻是先遞增再遞減。存在一個財政分權(quán)關于經(jīng)濟增長的最大值，即最優(yōu)的財政分權(quán)點，這個最優(yōu)的財政分權(quán)度與地方政府支出彈性有關。對于分權(quán)化改革來講，在改革的初期，財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的作用是很大的，而且較為明顯。當財政分權(quán)達到一定程度，進一步的分權(quán)對經(jīng)濟影響可能會減弱，甚至會阻礙經(jīng)濟的增長。然而，最優(yōu)分權(quán)度只是理論的假設，在實踐中是無法確切地找到這樣的點的。換句話說，這樣的最優(yōu)分權(quán)度實際上是很難劃分和測度的。所以說，對最優(yōu)分權(quán)度的計算只是一個理論上不十分準確的估計。

三、對中國財政分權(quán)度的實證研究

(一)回歸模型的建立

1.一般分析

利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

(10)

并對式(10)求對數(shù)，函數(shù)變?yōu)椋?/p>

lnY=alnK+blnG1+flnG2

(11)

對式(11)左右兩邊求導數(shù)，函數(shù)變?yōu)椋?/p>

(12)

選取1978—2015年這38年的相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2015年國家統(tǒng)計年鑒》。由于1994年國家實行分稅制改革，所以引入虛擬變量DV，當1978—1993年，DV=0，當1994—2015年，DV=1。

回歸函數(shù)模型為：

(13)

進行多元變量的回歸，求出結(jié)果：

lnY=0.752 lnK+0.037 lnG1+0.059 lnG2

(14)

(4.7)(2.21)(1.13)

2.平穩(wěn)性檢驗

表1　穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

由于經(jīng)濟增長對資本存量、地方政府占比、中央政府占比具有正向的相關關系，所以選用帶常數(shù)項和趨勢項的模型進行檢驗。利用ADF法檢驗模型的平穩(wěn)性，在該檢驗下，如果拒絕原假設，則表明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的(表1)。

由表1可以看出，lnY、lnk、lnG1、lnG2均在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設，因此所有數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件。

3.協(xié)整關系檢驗

對lnY和lnK、lnG1、lnG2建立如下協(xié)整回歸模型：lnY=alnK+blnG1+flnG2+μ，采用OLS法對上述模型進行估計，寫成方程形式：lnY=0.752 lnK+0.059 lnG1+0.037 lnG2。采用模型對其殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗：Δμt=a+wμt-1+ε，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2　協(xié)整檢驗結(jié)果

從表2可以得出，殘差序列協(xié)整檢驗的ADF t檢驗值小于10%臨界值，說明序列l(wèi)nY、lnK、lnG1、lnG2之間存在長期的協(xié)整關系。

4.格蘭杰因果檢驗

從表3可見，在10%的顯著性水平下拒絕了lnK不是lnY的格蘭杰原因，說明lnK是lnY的格蘭杰原因，同時也拒絕了lnG1、lnG2不是lnY的格蘭杰原因，從而說明lnK、lnG1、lnG2是lnY的格蘭杰原因。

表3　格蘭杰因果檢驗結(jié)果

5.脈沖響應結(jié)果分析

根據(jù)圖1所示，X1表示lnK，Y表示lnY，X2表示lnG1，X3表示lnG2。其中，lnK表示資本存量的對數(shù)，lnG1表示中央政府投資的對數(shù)，lnG2代表地方政府投資的對數(shù)，lnY代表經(jīng)濟增長的對數(shù)。從圖1可以看出，對資本存量施加1個標準單位的沖擊，首先對經(jīng)濟增長有著1個正向影響，這種影響持續(xù)到第2期達到最大，之后這種影響逐漸減小，在第3期之后逐漸變?yōu)樨撓蛴绊憽Ｍ瑯訉χ醒胝顿Y施加1個標準單位的沖擊，首先對經(jīng)濟增長有著1個正向影響，這種影響持續(xù)到第3期達到最大，之后這種影響逐漸減小，在第5期之后逐漸趨近于零。對地方政府投資實施1個標準單位的沖擊，首先對經(jīng)濟增長有著1個正向影響，這種影響持續(xù)到第2期達到最大，之后影響逐漸減小，在第4期之后逐漸趨向于零。

圖1　lnY對lnG1、lnG2、lnK的脈沖響應函數(shù)

(二)我國總體的財政分權(quán)度分析

圖2　1978—2015年中國總體財政分權(quán)度及最優(yōu)分權(quán)度

如圖2所示，自1978年以來，中國總體的財政分權(quán)度在最優(yōu)財政分權(quán)度的左側(cè)，而后達到最優(yōu)分權(quán)度，隨之到達最優(yōu)財政分權(quán)度的右側(cè)，也就是說，中國的財政分權(quán)對中國經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)倒U型。1995年以后，中國的財政分權(quán)度一直處于70%左右，處于最優(yōu)財政分權(quán)度的右側(cè)，財政分權(quán)程度過高，阻礙了我國經(jīng)濟的增長。

從圖2可以看出，中國財政分權(quán)的最低點是1981年，這是因為在1978—1981年中國財政實行統(tǒng)收統(tǒng)支的制度，地方財政擁有一定的自主權(quán)。自1981年中國財政實行包干制體制后，地方財政的自主選擇權(quán)逐步擴大，7年間(1981—1987年)財政分權(quán)呈現(xiàn)明顯的上升態(tài)勢。財政包干制將政府職能和私人部門很好地分離，地方政府可以通過地方稅收來獲得財政收入，并且中央政府允許地方政府上解部分收入后留存剩余收益，這在很大程度上調(diào)動了地方政府擴大財政收入的積極性。1988年中國實行財政承包制體制，其中包括固定撥款、固定分成率等。財政承包制進一步導致了高度的財政分權(quán)以及整體財政支出占比的下降。

圍繞中央政府與地方政府的稅收收入的重新劃分，也為了擴大中央財政在總體財政的比重以及財政收入在整個GDP的比重，1994年我國進行了分稅制改革。這一時期的財政分權(quán)度基本維持在70%以上，在最優(yōu)財政分權(quán)度的右側(cè)，阻礙了經(jīng)濟的增長。2013年開始，中央政府推行營業(yè)稅改增值稅的財政體制改革，通過財政放權(quán)的方式推動了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟增長。此后至今的財政分權(quán)度維持在80%的水平上，達到了高度的財政分權(quán)。

(三)各省以及東、中、西部三大地區(qū)的財政分權(quán)度分析

圖3　1995—2015年我國31省的財政分權(quán)度

如果將財政分權(quán)度設置在[0 1]。根據(jù)圖3所示，上海、北京、天津、江蘇、廣東、浙江處于[0.5 0.8]，屬于高度分權(quán)；福建、遼寧、山東、重慶、山西、海南、內(nèi)蒙古、陜西、湖北、江西、河北、安徽、四川、吉林等省份處于[0.4 0.5]，屬于中度分權(quán)；新疆、湖南、河南、云南、貴州、寧夏、廣西、黑龍江、甘肅、青海處于[0.3 0.4]，屬于低度分權(quán)。

按照嚴冀對三大地區(qū)的劃分標準，將31個省份劃分為東、中、西部三大地區(qū)*東部地區(qū)：北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；西部地區(qū)：四川、重慶、云南、貴州、陜西、甘肅、青海、西藏、寧夏、新疆；中部地區(qū)：吉林、黑龍江、河北、內(nèi)蒙古、山西、廣西、河南、湖南、湖北、安徽、江西。，1995—2015年東、中、西部三大地區(qū)內(nèi)各省的財政分權(quán)度的平均值如圖4所示。

圖4　1995—2015年東、中、西部三大地區(qū)的平均財政分權(quán)度

由圖4可知，自分稅制改革以來，東部地區(qū)的財政分權(quán)度一直處于0.5～0.6的中度財政分權(quán)水平上，并呈現(xiàn)略微下降的趨勢。這是由于分稅制改革以后，國家向上集中了中央的財權(quán)。為了彌補地方政府收入的損失，中央加大了對地方政府的轉(zhuǎn)移支付，并允許地方政府加大預算外收入。這兩項收入水平很高，盡管地方政府的事權(quán)不斷擴大，但是轉(zhuǎn)移支付和預算外收入彌補了地方政府的事權(quán)損失，實際上提高了財政分權(quán)水平。加之東部沿海地區(qū)本身的經(jīng)濟發(fā)展程度就很高，所以東部地區(qū)財政分權(quán)度一直處于中高度的分權(quán)水平上。由于分稅制改革的不斷推進，中央政府實行了簡政放權(quán)、不斷轉(zhuǎn)變政府職能，不斷地將事權(quán)下放給地方政府，在財權(quán)不及事權(quán)增長的速度時，分權(quán)程度略微下降。中部地區(qū)的財政分權(quán)度從0.4的水平上升到0.5以上，中部地區(qū)相對于東部地區(qū)沒有那么多的地區(qū)優(yōu)勢，預算外支出要低于東部地區(qū)，即使國家加大轉(zhuǎn)移支付力度，相較于東部地區(qū)，分權(quán)程度仍然較低。隨著西部大開發(fā)和“一帶一路”倡議的推進，西部地區(qū)得益于國家對西部的扶持，財政分權(quán)水平呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢。西部地區(qū)的財政分權(quán)度處于[0.3 0.5]，屬于低度偏下的分權(quán)水平。東、中、西部三大地區(qū)的平均財政分權(quán)度都處于相對平穩(wěn)的狀態(tài)，并沒有出現(xiàn)較大范圍內(nèi)的波動，并且三大地區(qū)的財政分權(quán)度漸漸趨同。這說明我國多年的經(jīng)濟高增長保證了國家的財力，實現(xiàn)了各個地區(qū)財政均等化發(fā)展。

四、研究結(jié)論及政策建議

本文從財政分權(quán)的角度入手,運用數(shù)學模型，證明了財政分權(quán)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)倒U型的關系，利用理論模型中的生產(chǎn)函數(shù)，建立回歸模型，求出中國的最優(yōu)財政分權(quán)度為61.5%，從而說明我國財政分權(quán)呈現(xiàn)倒U型。通過研究分稅制改革以來的各省分權(quán)度，說明我國東、中、西部財政分權(quán)整體趨同，并且我國的東部地區(qū)財政分權(quán)水平最高，中部最低。

針對本文的研究結(jié)論，提出以下的政策建議：

第一，財政分權(quán)并不是無止境的，它具有底限。針對我國目前整體財政分權(quán)度過高的情況，應該將重點放在內(nèi)部結(jié)構(gòu)的調(diào)整上。緩和不同省份的分權(quán)水平的差距，實現(xiàn)省際之間財政分權(quán)度的帕累托改進。針對東、中、西部三大地區(qū)財政分權(quán)度的漸進趨同和長期均衡的現(xiàn)狀，用發(fā)展的眼光看待分權(quán)化改革的后續(xù)效應。

第二，針對中西部地區(qū)的平均分權(quán)度徘徊在中度偏下的情況，應該加大財政支持力度，縮小東、中、西部的收入差距。將財政適當放權(quán)到省級及基層政府，緩解地方政府的事權(quán)與財權(quán)、財力不匹配的現(xiàn)狀，同時避免財政分權(quán)可能帶來的腐敗和重復建設問題。

第三，隨著“營改增”的深入推進，地方稅收向中央進一步集中，造成地方主體稅空缺，使得本已負荷過重的地方政府的財政收入更加雪上加霜，地方政府出現(xiàn)了債務危機。所以，應當構(gòu)建以財產(chǎn)稅和消費稅為主體的地方稅收體系，落實地方政府的主體稅種，穩(wěn)定和提高地方政府收入，從而緩解地方政府的債務危機。

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