財政分權(quán)中的靈活性、穩(wěn)定性與經(jīng)濟增長
——基于中國縣級數(shù)據(jù)的實證研究

徐 斌 葉 兵

一、引 言

大量研究認為，中國改革開放巨大的經(jīng)濟成就源于中國特色的財政分權(quán)體制，經(jīng)濟管轄權(quán)和財權(quán)下放促進了地方政府間的要素競爭，提高了要素配置效率，從而有利于中國經(jīng)濟增長(Qian和Weingast，1997；Qian和Roland，1998；張軍和周黎安，2008；張五常，2012)。在現(xiàn)實層面，伴隨改革開放后經(jīng)濟迅速發(fā)展的是財政包干體制頻繁變化。盡管1994年分稅制改革后在中央與省份之間確立了固定稅收分享體制，結(jié)束了運行十多年的“財政包干制”，但對省份以下的財政體制尚沒有做出統(tǒng)一規(guī)定。從實際運行來看，省份以下仍就保留了國家“財政包干制”的普遍做法，其事實上是一種地方財政包干體制。

單一制國家上級政府對下級政府擁有絕對的權(quán)威，在談判和安排財政比例時上級政府擁有相機修改合同的權(quán)力，體現(xiàn)出財政包干體制的靈活性。財政包干合同肇始于市場要素缺乏的20世紀(jì)80年代。彼時，靈活多樣的包干合同可以沖破計劃經(jīng)濟體制的阻力，獲得地方政府對市場化改革的支持，從而推動改革進程(Shirk，1993)。但是，隨著市場化程度的提高以及市場機制的逐步完善，價格機制在配置資源方面越發(fā)重要。對此，一些學(xué)者認為，不應(yīng)過高估計中國財政分權(quán)體制對經(jīng)濟增長的貢獻，過去的分權(quán)付出了很高的長期代價，基于規(guī)則的穩(wěn)定性，財政分權(quán)才是經(jīng)濟長期成功的前提條件(Sachs等，2000；黃佩華和迪帕克，2003)。如何理解上述分歧？這是一個需要從理論和經(jīng)驗層面加以檢視的問題。

本文提出，上述中國財政分權(quán)體制特征的經(jīng)濟效應(yīng)需要放到動態(tài)市場化進程中加以考察。當(dāng)市場化程度較低的時候，價格機制在很大程度上缺失，政府配置資源的“有形之手”可能有利于經(jīng)濟增長；但隨著市場化程度的提高，價格機制日益成熟，起到了替代政府配置資源的作用。財政分權(quán)的靈活性減弱可能會使財政分權(quán)的穩(wěn)定性更有價值。檢驗這一命題具有兩方面的研究意義：一方面，理論上，從市場化角度討論財政分權(quán)體制對經(jīng)濟增長的異質(zhì)性影響，有助于理解上述爭議；另一方面，政府與市場的關(guān)系是大部分經(jīng)濟學(xué)家討論問題的邏輯起點，本文基于財政分權(quán)的靈活性、穩(wěn)定性和市場化的實證研究，在某種程度上為我國在新時代正確處理政府與市場關(guān)系、提高國家治理能力、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、完善社會主義市場經(jīng)濟法治建設(shè)等關(guān)鍵性命題提供依據(jù)。

本文的可能貢獻有兩個。其一，財政分權(quán)的靈活性在一定程度上體現(xiàn)了上級政府在處理與下級政府關(guān)系時的相機抉擇性，既有文獻對于相機抉擇與規(guī)則的討論主要聚焦貨幣政策，但從財政分權(quán)的視角考察二者的選擇如何影響經(jīng)濟增長的文獻較為鮮見，而本文為此進行了有益的探討。其二，實證研究財政分權(quán)與經(jīng)濟增長關(guān)系的相關(guān)文獻基本上關(guān)注的是財政分權(quán)本身如何影響經(jīng)濟增長，而本文聚焦財政分權(quán)的波動性，其波動性反映了財政分權(quán)的靈活性。從技術(shù)上講，文獻研究的是財政分權(quán)的一階變化，本文研究財政分權(quán)的二階變化。并且，我們考察了市場化過程中財政分權(quán)的靈活性與穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長效應(yīng)的動態(tài)影響，豐富了財政分權(quán)文獻的研究內(nèi)容。

二、文獻綜述

（一）相機抉擇、規(guī)則性與經(jīng)濟增長

財政分權(quán)的靈活性在一定程度上體現(xiàn)了上級政府在處理與下級政府關(guān)系時的相機抉擇性。因此，本文與相機抉擇和規(guī)則的文獻相關(guān)。20世紀(jì)70年代末，受理性預(yù)期學(xué)派影響，一些文獻強調(diào)在貨幣政策制定中基于規(guī)則的穩(wěn)定政策有利于塑造人們的預(yù)期，可以達到更高的社會福利目標(biāo)(Kydland和Prescott，1977；Currie和Levine，1993；Woodford，2003)。在許多國家，不同于央行可以獨立制訂貨幣政策規(guī)則，財政政策并不是由財政部自由決定，其受制于政黨選舉、政府任期、議會等諸多因素(Gnocchi，2013)，因而面臨諸多不確定性。盡管如此，20世紀(jì)90年代以來，各國還是相繼從政府赤字、債務(wù)、支出等方面設(shè)定限額，具有財政政策規(guī)則的國家從1990年的7個攀升至2009年的80個。在全球政府債務(wù)攀升的背景下，一些文章開始研究穩(wěn)定債務(wù)規(guī)則的相對相機抉擇的合意性(Bianchi和Menegatti，2012)。規(guī)則固有其優(yōu)點，但如果政府不能預(yù)知未來所有可能出現(xiàn)的情況，那么不完全合約的問題就會出現(xiàn)，保留適當(dāng)?shù)撵`活性能增加社會福利(Halac和Yared，2014)。在經(jīng)驗層面，很多研究結(jié)果表明，缺乏穩(wěn)定性的財政政策，其對經(jīng)濟增長的影響是負面的。例如，F(xiàn)atas和Mihov(2003)的研究表明，財政政策的波動性每提高1個百分點，經(jīng)濟增長率就下降0.8個百分點。Mara(2011)基于羅馬尼亞樣本的分析表明，政府為控制通脹而頻繁調(diào)整增值稅稅率，結(jié)果導(dǎo)致通脹率上升。另一些研究則表明，財政政策波動性與經(jīng)濟增長的關(guān)系可能取決于其他一些因素，在制度環(huán)境不同的國家可能具有差異(Rodik，1999)。

總體而言，西方文獻討論相機抉擇與規(guī)則性二者之間的關(guān)系是在市場化程度高、價格機制能夠發(fā)揮作用的假設(shè)下進行的。對于我國這樣的轉(zhuǎn)型國家，完善的市場機制不能作為預(yù)設(shè)。在市場化程度不高的時代或地區(qū)，政府有形之手介入，以靈活的方式配置資源，是有其價值的。本文強調(diào)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型過程中政府有形之手和市場無形之手在資源配置上的替代作用，從財政分權(quán)的來視角研究政府對靈活性和穩(wěn)定性的權(quán)衡。

（二）財政分權(quán)、市場化與經(jīng)濟增長

財政分權(quán)在經(jīng)濟增長中的作用長期受到廣泛關(guān)注。早期的文獻普遍假定財政分權(quán)與經(jīng)濟增長存在簡單的線性關(guān)系，但結(jié)論并不一致?；谑〖墧?shù)據(jù)，Lin和Liu(2000)發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)與經(jīng)濟增長具有正相關(guān)性，而Zhang和Zou(1998)證明二者呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。后期的文獻將觀察視角從省級下探到省級以下，基于不同時段、區(qū)域和市場化程度等經(jīng)濟變量考察財政分權(quán)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。張晏和龔六堂(2005)、沈坤榮和付文林(2005)基于省級數(shù)據(jù)的研究分別發(fā)現(xiàn)，分稅制改革前財政分權(quán)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系，但改革后又呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。肖文和周明海(2008)基于縣級面板數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)的經(jīng)濟增長效應(yīng)在實行分稅制后更為顯著。

市場化可以提高資源配置效率，有助于中國經(jīng)濟增長。周業(yè)安和章泉(2008)提出，中國的經(jīng)濟體制改革是一個資源配置上的雙重分權(quán)的過程，即市場化進程中政府逐步退出競爭性領(lǐng)域，資源配置決策分散化，與政府間的財政分權(quán)相互影響，共同促進經(jīng)濟增長?；?999—2004年省級面板數(shù)據(jù)，他們對市場化與財政分權(quán)進行交互項回歸后發(fā)現(xiàn)，市場化和財政分權(quán)都推動了中國經(jīng)濟發(fā)展，但市場化進程對經(jīng)濟增長的影響又依賴于各地區(qū)的財政分權(quán)水平，而財政分權(quán)度高的地區(qū)的市場化進程對經(jīng)濟增長的促進作用顯著為負。近期的一些文獻以財政分權(quán)和市場化進程為變量并基于中國省級層面數(shù)據(jù)實證檢驗了市場化進程的門檻效應(yīng)，即高于某一門檻值，財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的積極作用將趨弱(邵傳林，2016；任亞星和王寶順，2017)。

綜上所述，既有研究忽略了市場化不同發(fā)展階段財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響，盡管近期部分文獻對此空白有所彌補，但大多研究聚焦于省級層面，忽略了不同省份或同一省份不同縣域的動態(tài)差異特征。本文基于縣級層面數(shù)據(jù)實證研究中國市場化進程中財政分權(quán)的靈活性與穩(wěn)定性對經(jīng)濟增長的非線性影響。

三、制度背景與研究假設(shè)

任何一項制度或經(jīng)濟政策一般同時存在收益與成本問題，隨著時間的推移，其政策的成本與收益也將發(fā)生改變。在計劃體制下，財政包干體制體現(xiàn)了財政分權(quán)靈活性，能夠避免對計劃經(jīng)濟體制的路徑依賴，獲得地方政府的支持，推動了市場經(jīng)濟的發(fā)展。并且，改革開放初期價格機制的缺位或不完善，也為政府介入改善資源配置提供了空間。但是，隨著時間的推移，市場機制逐漸完善，價格機制在配置資源方面越發(fā)重要，而且人們開始有了關(guān)于市場的更多認知，這時就需要一些制度層面的長期激勵。這一邏輯同樣適用于中國的財政分權(quán)改革進程。

（一）我國財政分權(quán)的靈活性特征

超越一致性規(guī)則的專有承包是中國改革開放的主要形式。20世紀(jì)80年代中央與地方“分灶吃飯，財政包干”，規(guī)定了中央和地方之間的收入分成的基數(shù)和比例，且一經(jīng)確定，在5年內(nèi)不改變，但在實際執(zhí)行中這一比例通常由中央和地方逐年談判確定。1994年分稅制改革雖然彌補了上述缺陷，但省級以下政府間的財政分權(quán)安排仍然比較復(fù)雜，由于不存在一個全國統(tǒng)一的規(guī)定，各式各樣的財政包干制、分稅制廣泛存在于各省省級政府與地級、縣級政府的收入分享安排中。因此，長期以來中國式分權(quán)事實上廣泛實行的是一種靈活的“具體合同具體對待”的政治邏輯(Shirk，1993)。

1980—1994年，我國的政府間財政關(guān)系可以概括為“國家財政包干”制度。1980年實施“劃分收支、分級包干”體制，按企事業(yè)單位的隸屬關(guān)系劃分政府間的財政收支關(guān)系，即中央企業(yè)的利稅上繳中央財政，地方企業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的利稅上繳地方財政；中央與地方之間的財政收入分成由雙方談判確定，確定后原則上5年內(nèi)不變；足額上交歸屬中央的部分后，地方財政的盈余或赤字，中央財政均不再索取或補貼。1985年，為適應(yīng)國有企業(yè)“利改稅”改革，財政上開始實施“劃分稅種、核定收支、分級包干”體制，按照稅種將財政收入劃分為中央固定收入、地方固定收入和中央地方共享收入；按照基期的財政收支狀況，地方財政盈余的部分上交中央，赤字的部分中央予以補貼，分成比例確定后5年內(nèi)不改變。

1988年開始，我國根據(jù)各省份的不同情況實行了不同形式的財政包干辦法，包括“收入遞增包干”“總額分成”“總額分成加增長分成”“上解遞增包干”“定額上解”和“定額補助”六種，其中實行“收入遞增包干”的省份最多，即確定一個基期，中央與地方對地方財政收入的增量進行分成。這一階段，省級以下的各級政府間的財政分權(quán)體制，大多參照中央對省級政府的辦法，建立各種各樣的地方性財政包干體制。各省份的情況不盡相同，但總體而言，地縣兩級政府都保留了較大的預(yù)算獨立性，省級以下的財政分權(quán)安排同樣通過逐年協(xié)商確定，且上級政府通常在談判中居于主導(dǎo)地位。

1994年實行分稅制改革后，中央確立了與省級之間的固定稅收分享體制，各省份陸續(xù)參照中央與省級的分稅制建立省級以下的財政管理體制。但是，中央對省級以下財政體制并無統(tǒng)一明文規(guī)定，各省份稅收收入劃分形式多樣。例如，中央規(guī)定分享各省份增值稅的75%，但省級以下的25%增值稅如何分配并不確定。因此，分稅制后，省級以下財政管理體制仍然在很大程度上沿襲分稅制前國家財政包干體制的做法，持續(xù)體現(xiàn)出我國財政分權(quán)的靈活性特征。

根據(jù)周黎安和吳敏(2015)的描述，截至2006年，省級以下財政體制可以概括為“總額分成”“增收分成”和“分稅制”三種類型。一些省份在省份內(nèi)部依然沿用過去國家財政包干的體制，如福建和湖北自2001年起實行總額分成；江蘇和浙江則實行增量分成；一些省份比照與中央之間的分稅安排，在省份內(nèi)各級政府之間建立了稅收分享機制，如江西和湖南等；一些省份的財政收入分享安排中同時包含了分稅制和包干制的成分，如山東在規(guī)定各市與省之間的稅收分享比例之外，還要求一些市將市級財政總收入增量的一部分上解省級財政?？傮w上，省級以下的稅收收入劃分可以說是“一省一式”，即便是實行分稅制較為徹底的省份，省與市縣之間按行業(yè)、企業(yè)隸屬關(guān)系等劃分稅收的情況仍然不同程度存在，實際稅收分成比例往往是上下級政府之間討價還價的結(jié)果。有學(xué)者將這種財政分權(quán)靈活性特征概括為“稅收彈性分成”體制，是中國財政分權(quán)體制不斷嬗變的主導(dǎo)邏輯和典型特點(呂冰洋和聶輝華，2014；毛捷等，2018)。

（二）市場化與承諾體制選擇

20世紀(jì)80年代以來的財政包干體制強化了地方政府財政和經(jīng)濟激勵，但同時也應(yīng)當(dāng)看到，國家財政包干制下“一對一”討價還價產(chǎn)生的非規(guī)范性，影響了政策上的一致性和降低了政策的透明度，模糊了地方政府對中央的預(yù)期，使地方政府趨于選擇機會主義行為。地方政府追求預(yù)算外資金，加重了企業(yè)和農(nóng)民的負擔(dān)，造成財政收入占國民收入的比重和中央財政收入占全國財政收入的比重逐年下降，中央財政職能被嚴(yán)重弱化。原財政部長樓繼偉在40年財稅改革回顧中曾總結(jié)：財政包干制分配不規(guī)范、不穩(wěn)定、不科學(xué)，計算復(fù)雜，收入年年談判承包，人為因素影響大，容易造成各地區(qū)間的苦樂不均，不利于地方經(jīng)濟的均衡發(fā)展，與社會主義市場經(jīng)濟所需的統(tǒng)一、穩(wěn)定的體制環(huán)境不相符合(樓繼偉，2019)。

在這個意義上，從20世紀(jì)80年代的國家財政包干制轉(zhuǎn)變?yōu)?994年分稅制的改革在一定程度上體現(xiàn)了這種基于規(guī)則和穩(wěn)定性的轉(zhuǎn)變。因此，理解中國的財政分權(quán)改革需要從市場化不同發(fā)展階段的動態(tài)視角去分析和判斷。在市場化初期，當(dāng)舊的計劃經(jīng)濟制度還具有很強的路徑依賴的時候，當(dāng)市場的發(fā)育取決于人們對改革的支持和意識形態(tài)的突破時，通過政府有形之手的靈活性可以更有效配置資源，創(chuàng)造改革的動力。但是，如果市場得到充分的發(fā)育，就需要財政分權(quán)的穩(wěn)定性和地方政府的長期激勵機制。

一些文獻也證明了上述觀點。格林沃德和斯蒂格利茨(Greenwood和Stiglitz，1986)證明了在市場不完備情況下，政府靈活性干預(yù)可幫助一個不存在市場機制的“市場”實現(xiàn)資源有效配置，進而改進經(jīng)濟效率。但是，市場化建立后，穩(wěn)定的正式制度就變得更為重要。Li(2003)和Dixit(2003)討論了交易范圍和市場的擴大，引入正式法律制度來執(zhí)行合同進行轉(zhuǎn)換的必要性，盡管一開始構(gòu)建可能需要一個非常高的固定成本，但有了正式法律后市場交易的邊際成本會非常低，從而有利于經(jīng)濟增長。迪克里特(2004)隨后從更為綜合的交易費用政治學(xué)視角進行解釋，認為承諾體制(穩(wěn)定性)和靈活性體制各具比較優(yōu)勢。在適當(dāng)?shù)臅r候需要利用無條件的規(guī)則，有時候又要保持一定的靈活性。當(dāng)一個國家制度嚴(yán)重偏離其均衡的水平，那么靈活性的政策便十分重要，但是當(dāng)這種制度偏離均衡不是太遠時，則無條件的承諾體制更為重要。

改革開放前，以重工業(yè)優(yōu)先的發(fā)展戰(zhàn)略內(nèi)生地形成中國從宏觀到微觀層面的整體性制度扭曲(林毅夫等，1994)。這種扭曲的經(jīng)濟制度構(gòu)成中國改革開放的制度初始條件。20世紀(jì)80年代鄧小平的經(jīng)濟特區(qū)分權(quán)試驗，是在一個扭曲的計劃體制條件下進行的。在這個階段，采取靈活性財政分權(quán)特殊安排是可行和必要的，況且人們也沒有就新的體制與規(guī)則形成共同認識。但是，隨著時間的推移，一旦市場化程度得到提高，市場機制形成，而且人們開始有了關(guān)于市場的許多共同認識時，就需要一些長期性的市場激勵，而財政分權(quán)穩(wěn)定性是維護市場目標(biāo)的保證。如果還是停留于財政分權(quán)靈活性，則會導(dǎo)致市場化體制建立的交易成本越來越高。

財政分權(quán)穩(wěn)定性的最大優(yōu)越性是透明性、可預(yù)測性和普遍適用性，也是一種政府可信承諾方式，體現(xiàn)政府的信譽，激勵地方政府進取，提高分工與交易效率，可以有效降低交易成本。反之，則容易導(dǎo)致地方政府的機會主義，產(chǎn)生掠奪型地方政府，或與企業(yè)合謀損害第三方利益，導(dǎo)致企業(yè)無效率均衡狀態(tài)，大量低效率的企業(yè)無法退出市場，從風(fēng)險的累積角度看，帶來整體宏觀經(jīng)濟的不穩(wěn)定。

據(jù)此，可以提出本文一個弱假設(shè)和一個強假設(shè)。

弱假設(shè)：當(dāng)市場化程度足夠低的時候，靈活的財政分權(quán)政策有利于經(jīng)濟增長；市場的健康發(fā)展削弱了財政分權(quán)的靈活性對經(jīng)濟增長的促進作用。

強假設(shè)：當(dāng)市場化程度高的時候，財政分權(quán)的穩(wěn)定性促進經(jīng)濟增長。

四、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型

參考研究經(jīng)濟增長的決定因素的文獻(Davoodi和Zou，1998；Rodrik，2004；周業(yè)安和章泉，2008)，設(shè)置計量模型如下：

CV是分權(quán)的靈活性/穩(wěn)定性的度量指標(biāo)。具體而言，其度量借鑒了毛捷等(2018)提出的縣級增值稅分成比例法。分稅制改革后，增值稅成為中央和地方共享稅種，省級財政與中央財政的增值稅分成方法以75∶25的比例固定下來；但省級以下政府間的財政分權(quán)安排仍然比較復(fù)雜，不存在一個全國甚至全省份層面的統(tǒng)一規(guī)定，各式各樣的包干制、分稅制廣泛存在于各省份的省級政府與地級、縣級政府的收入分享安排中。因此，測量共享稅種在縣級的留存比例及其變化，能夠精準(zhǔn)地反映縣級的財政分權(quán)水平及其變化情況。中央與地方的共享稅種中最大一塊是增值稅。因此，本文關(guān)注增值稅分成比例及變化情況。一地納稅人繳納的增值稅有一部分被該縣級政府分享，其余歸諸上級政府。因此，各年增值稅財政分成比例的計算公式如下：

計算該比例在1999—2007年的平均值，記為FDi，它是縣級財政分權(quán)水平的一個度量。需要說明的是，式(2)的分母只有截至2007年的數(shù)據(jù)，而GDP的數(shù)據(jù)從1999年開始才有，這就是為什么我們將樣本時間段限制在1999—2007年。稅收分享比例事實上是由上下級政府之間的討價還價決定的(樓繼偉，2013)。對數(shù)據(jù)進行初步觀察也可以發(fā)現(xiàn)，對于絕大多數(shù)縣來說，上述的增值稅分成比例都經(jīng)歷了較大幅度的變動。該比例的變動是縣級以上地方政府審時度勢做出的應(yīng)對，反映縣一級財政分權(quán)的靈活性或穩(wěn)定性。本文使用各縣級單位的財政分權(quán)水平在1999—2007年的變異系數(shù)來體現(xiàn)財政分權(quán)的靈活性或穩(wěn)定性：

式(1)中Market代表市場化程度。本文參考周業(yè)安和章泉(2008)、邵傳林(2016)等的研究方法，使用樊綱和王小魯(2010)等構(gòu)造的市場化指數(shù)來評價區(qū)域市場化水平。由于樊綱等學(xué)者只計算了省級層面的市場化指數(shù)，因此本文為了使其與模型中的縣級數(shù)據(jù)匹配，假設(shè)一省內(nèi)所有縣市的市場化程度相同。這一假設(shè)可能會導(dǎo)致估計結(jié)果忽視市場化程度的個體異質(zhì)性，但根據(jù)朱恒鵬(2004)等學(xué)者的觀點，中國絕大多數(shù)的區(qū)域市場壁壘現(xiàn)象發(fā)生在省際，同一省份內(nèi)部的縣級市場化程度差異有限，上述假設(shè)在一定程度上是可以接受的。

式(1)中X為一系列控制變量，包括：(各縣)1999—2007年財政分權(quán)比例FD的平均值；期初(即1999年)GDP與年末總?cè)丝诘谋戎档膶?shù)值(lny1999)，用以度量期初的經(jīng)濟發(fā)展水平(之所以選擇期初值，是為了避免核心解釋變量通過它影響因變量，即排除可能的傳導(dǎo)機制)；期初一般預(yù)算支出與GDP的比值(ExpR1999)，用以度量政府規(guī)模；期初一般預(yù)算收入與一般預(yù)算支出的比值(RevR1999)，表示的是財政自給度，即縣政府的支出中多大比例的資金來自自身的收入；期初第一產(chǎn)業(yè)GDP與整體GDP的比值(Str1999)，用以度量經(jīng)濟結(jié)構(gòu)；2000—2007年中小學(xué)生人數(shù)年均復(fù)合增長率(StuNG)①1999年其中小學(xué)生人數(shù)存在大量缺失，故不采用。(人口自然增長率在文獻中被視為經(jīng)濟增長的一大影響因素，在縣級數(shù)據(jù)中，沒有人口自然增長率這一指標(biāo)，我們使用中小學(xué)生數(shù)量年均復(fù)合增長率反映年輕人口數(shù)的增長，在一定程度上控制人口自然增長)；2000—2007年社會福利院床位數(shù)年均復(fù)合增長率(BedNG)②1999年其社會福利院床位數(shù)缺失，故不采用。(社會福利院床位數(shù)與人口老齡化相關(guān)，因而這一指標(biāo)可視為老年人數(shù)量變化的代理變量，也在一定程度上起到控制人口自然增長率的作用)。ε為隨機擾動項。

關(guān)于式(3)，一個潛在的問題是核心解釋變量CV可能與隨機擾動項ε相關(guān)。這可能是因為CV與遺漏變量相關(guān)，也可能是因為y(期初GDP與年末總?cè)丝诘谋戎?反過來影響CV。如果CV與ε相關(guān)，那么，OLS估計量將是有偏且不一致的。為此，我們試圖尋找工具變量以解決內(nèi)生性問題。參考Lee和Gordon(2005)的做法，我們選取行政相鄰地區(qū)(同一地級市內(nèi)其他縣)CV的平均值(CV_nei)作為CV的工具變量。一個地級市制定的針對其所轄縣的財政收入分配方案應(yīng)該是相似的，而且地區(qū)間競爭和地方政府間財政政策等的相互模仿也會導(dǎo)致相鄰地區(qū)的財政政策呈現(xiàn)出相似性，所以有理由認為該變量與CV呈正相關(guān)。況且，A縣的經(jīng)濟增長不會反過來影響其相鄰縣的財政政策，且相鄰縣的財政政策直接影響A縣經(jīng)濟增長的可能性也較小。因此，該變量與隨機擾動項不相關(guān)的可能性較高。綜合來看，該變量可視為一個合格的工具變量。需要說明的是，我們選擇行政相鄰地區(qū)而非地理相鄰地區(qū)構(gòu)造工具變量，是因為行政相鄰地區(qū)可能呈現(xiàn)出更高的相關(guān)性。首先，中國的國情是一地一策，同一個地級市下轄縣可能具有更趨同的政策；其次，中國的地方間競爭在很大程度上表現(xiàn)為晉升競爭，地級市提供了一個很好的競爭的邊界。

（二）數(shù)據(jù)

縣是我國最基本的經(jīng)濟單元，縣域經(jīng)濟對全國的經(jīng)濟增長有著重要的推動作用，縣級財政分權(quán)在整個中國的財政分權(quán)中具有很強的代表性。此外，與省級數(shù)據(jù)相比，縣級數(shù)據(jù)樣本量更大，更容易得到穩(wěn)健的估計結(jié)果，也避免了“分母同一性”的問題。本文的縣級數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計數(shù)據(jù)應(yīng)用支持系統(tǒng)，省級的市場化指數(shù)數(shù)據(jù)取自《中國市場化指數(shù)(2010)》。西藏的數(shù)據(jù)缺失過多，予以剔除。市轄區(qū)和縣、縣級市等在體制上存在較大的差異，也予以剔除。至于樣本時間段，由于用于計算FD的縣級地區(qū)實際繳納的增值稅總額數(shù)據(jù)只截至2007年，而縣級GDP的數(shù)據(jù)最早到1999年，故本文采用1999—2007年這一時間段的數(shù)據(jù)來研究財政分權(quán)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。在這段時間，并不是所有的縣都有各年的增值稅數(shù)據(jù)，為了保證變量CV可比，只保留在此時間段內(nèi)增值稅數(shù)據(jù)齊全的縣。對于解釋變量和核心解釋變量的極端值，本文做0.5%和99.5%分位數(shù)上的縮尾處理。其主要變量的描述性統(tǒng)計詳見附錄①讀者可掃描本文二維碼獲取附錄。下同。。

五、實證分析結(jié)果

（一）基于OLS法的估計結(jié)果

基于OLS法的估計結(jié)果見表1。因變量是1999—2007年GDP的年均復(fù)合增長率。表1第(1)列僅納入財政分權(quán)的靈活性的度量指標(biāo)CV、財政分權(quán)程度FD和期初人均GDP的對數(shù)lny1999作為解釋變量。三個變量的系數(shù)均在1%的水平上顯著。CV的系數(shù)為正，說明平均而言，在樣本期間內(nèi)，財政分權(quán)的靈活性促進了經(jīng)濟增長。FD的系數(shù)為正，說明財政分權(quán)有利于經(jīng)濟增長。lny1999的系數(shù)為負，說明地區(qū)間存在經(jīng)濟收斂。表1第(2)列加入市場化指數(shù)Market及其與CV的交叉項。Market的系數(shù)并不顯著，但其與CV的交叉項的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明平均而言的市場化本身對經(jīng)濟增長并無促進或抑制作用，但它通過財政分權(quán)的靈活性對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響(市場化程度提高，財政分權(quán)的靈活性對經(jīng)濟增長的促進作用減弱，即市場化抑制了財政分權(quán)的靈活性對經(jīng)濟增長的促進作用)。表1第(3)列加入期初一般預(yù)算收入與一般預(yù)算支出的比值(RevR1999)、期初一般預(yù)算支出與GDP的比值(ExpR1999)和期初第一產(chǎn)業(yè)GDP與整體GDP的比值(Str1999)。以上變量的符號和顯著性不變。這三個變量都是顯著的。RevR1999的系數(shù)為正，說明財政自給率高有利于經(jīng)濟增長。ExpR1999的系數(shù)為正，說明更大的政府規(guī)模與更快的經(jīng)濟增長相聯(lián)系。Str1999的系數(shù)顯著為負，說明農(nóng)業(yè)縣經(jīng)濟增長更慢。表1第(4)列和第(5)列依次加入2000—2007年中小學(xué)生人數(shù)年均復(fù)合增長率(StuNG)和2000—2007年社會福利院床位數(shù)年均復(fù)合增長率(BedNG)等人口動力學(xué)指標(biāo)②由于一些縣社會福利院床位數(shù)據(jù)缺失，其第(5)列中觀測值有所減少。。CV及其與Market的交叉項的符號和顯著性均不變。StuNG的系數(shù)顯著為正，BedNG的系數(shù)并不顯著，似乎意味著年輕人數(shù)量的增加有利于經(jīng)濟增長。其最后一列考慮了樣本期間縣級行政區(qū)劃變更。行政區(qū)劃變更如果導(dǎo)致轄區(qū)變化，那么將2007年的GDP與1999年的GDP相比就存在問題。轄區(qū)變化體現(xiàn)為行政區(qū)劃面積的變動。因此，在其最后一列中，我們只考慮那些1999—2007年行政區(qū)劃面積增減在1%以內(nèi)的縣?？紤]行政區(qū)劃增減1%以內(nèi)而非嚴(yán)格不變，是因為由于測量的問題，即使轄區(qū)不變，不同年份的行政區(qū)劃面積也可能有小幅差異。此列不納入BedNG，因其系數(shù)不顯著。其結(jié)果表明，CV及其與Market交叉項的系數(shù)符號和顯著性均不受影響。此外，我們嘗試控制了縣級地理特征，包括高度和坡度，盡管它們的系數(shù)是顯著的，表明地理特征影響經(jīng)濟增長，但CV及其與Market交叉項的系數(shù)并沒有大的變化，詳見附錄。

表1 靈活性與經(jīng)濟增長：OLS結(jié)果

（二）基于2SLS法的估計結(jié)果

一個可能的擔(dān)憂是，CV及其與Market的交叉項是內(nèi)生變量，從而導(dǎo)致估計系數(shù)有偏且不一致。為了處理可能的內(nèi)生性問題，如上所述，我們用行政相鄰地區(qū)(同一地級市內(nèi)其他縣)CV的平均值(CV_nei)及其與Market的交叉項作為工具變量①如果一個縣沒有行政相鄰縣，則設(shè)其對應(yīng)的CV_nei為缺失值。。2SLS法的第一階段的估計結(jié)果(詳見附錄)顯示，工具變量非常顯著，說明其不是弱工具變量。其第二階段的估計結(jié)果見表2。從其中可以看到，CV及其與Market交叉項的系數(shù)符號和顯著性均不變。CV的正系數(shù)和CV與Market交叉項的負系數(shù)支持弱假設(shè)。從幅度上來看，平均而言，在財政分權(quán)的靈活性對經(jīng)濟增長的影響方面，兩種方法的估計結(jié)果相差不大，在0.054左右，意味著CV每增加一個標(biāo)準(zhǔn)誤，將使樣本期間年均復(fù)合增長率提高約0.9%，相當(dāng)于樣本期間年均復(fù)合增長率均值的6.6%；在市場化導(dǎo)致財政分權(quán)的靈活性對經(jīng)濟增長的非線性影響方面，兩種估計結(jié)果呈現(xiàn)出一定的差異?；?SLS法的結(jié)果控制了內(nèi)生性，更為可信?；诒?第(3)列，圖1顯示了CV的系數(shù)隨Market變化的情形。如圖1所示，當(dāng)市場化程度低的時候，財政分權(quán)的靈活性有利于經(jīng)濟增長；當(dāng)市場化程度高的時候，財政分權(quán)的靈活性不利于經(jīng)濟增長。樣本中市場化指數(shù)平均值的最小值為3.1000，對應(yīng)CV的系數(shù)為0.0830；最大值為8.9022，對應(yīng)CV的系數(shù)為-0.0615。財政分權(quán)的靈活性對于樣本中個體經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)出雙重性：對于市場化程度低的個體的經(jīng)濟增長起到促進作用，對于市場化程度高個體的經(jīng)濟增長起到抑制作用。盡管其平均作用是正的，但不應(yīng)忽視提高財政分權(quán)的穩(wěn)定性能夠促進市場化程度高的個體經(jīng)濟增長的實際國情，這為強假設(shè)提供了支持。

表2 靈活性與經(jīng)濟增長：IV結(jié)果

圖1 基于2SLS法的CV的系數(shù)

平均而言，為什么財政分權(quán)的靈活性促進經(jīng)濟增長而市場化抑制了這一促進作用？一個可能的解釋是，政府有形的手(通過行政手段)和市場無形的手(通過價格機制)是配置資源的兩種替代方式。當(dāng)市場化程度低的時候，政府介入能夠有效配置資源，從而促進經(jīng)濟增長；隨著市場化的推進，對于政府介入資源配置的需求減弱，這個時候增強政府干預(yù)市場的穩(wěn)定性政策才能夠促進經(jīng)濟增長。由于全樣本的市場化平均水平較低，所以概而言之，財政分權(quán)的靈活性促進了經(jīng)濟增長。

（三）機制初探

對比工業(yè)、服務(wù)業(yè)和農(nóng)業(yè)，工業(yè)面向全國性的市場，市場行情千變?nèi)f化；服務(wù)業(yè)一部分是不可貿(mào)易產(chǎn)品，面向當(dāng)?shù)厥袌觯恢袊霓r(nóng)業(yè)呈現(xiàn)出相當(dāng)?shù)淖越o自足特征。因此，CV的系數(shù)應(yīng)是工業(yè)最大，服務(wù)業(yè)次之，農(nóng)業(yè)最小；它與Market交叉項的系數(shù)應(yīng)是工業(yè)最小，服務(wù)業(yè)次小，農(nóng)業(yè)最大。

為驗證這一推論，我們以第一、二、三產(chǎn)業(yè)GDP分別作為農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)增長的代理變量，結(jié)果如表3所示。前三列是基于OLS法的估計結(jié)果，后三列是基于2SLS法的估計結(jié)果，兩種結(jié)果均與預(yù)期相符。以基于2SLS的結(jié)果為例，無論是CV還是它與Market交叉項的系數(shù)均很小且不顯著。第二產(chǎn)業(yè)CV的系數(shù)為0.2453，大于第三產(chǎn)業(yè)該交叉項系數(shù)的0.1100。第二產(chǎn)業(yè)交叉項的系數(shù)為-0.0333，小于第三產(chǎn)業(yè)該交叉項系數(shù)的-0.0244。

表3 機制分析：分三大產(chǎn)業(yè)

市場化的系數(shù)值得注意。不像上一小節(jié)市場化指數(shù)的系數(shù)不顯著，此處市場化的系數(shù)于第一產(chǎn)業(yè)顯著為負，于第二和第三產(chǎn)業(yè)顯著為正。也就是說，市場化促進了第二和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展而抑制了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。其促進作用容易理解，而市場化抑制第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展可能是因為市場化優(yōu)化了資源配置，加速了要素從第一產(chǎn)業(yè)流向第二和第三產(chǎn)業(yè)。匯總?cè)螽a(chǎn)業(yè)，總的結(jié)果是市場化對經(jīng)濟增長的影響不顯著，但這并不意味著市場化沒有發(fā)揮作用，它實際上對各產(chǎn)業(yè)都產(chǎn)生了影響。如果只分析總的經(jīng)濟增長，不考察各行業(yè)情況，市場化的作用將被掩蓋。

表4嘗試直接考察農(nóng)業(yè)增長和工業(yè)增長。農(nóng)業(yè)增長由1999—2007年鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)的年均復(fù)合增長率(GEmpR)度量，工業(yè)增長由1999—2007年規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值的年均復(fù)合增長率(GIndTP)度量。結(jié)果如表4所示，就農(nóng)業(yè)增長而言，CV及其與Market交叉項的系數(shù)不顯著；對于工業(yè)增長，CV的系數(shù)大很多，在1%的水平上顯著；交叉項的系數(shù)小很多，也在1%的水平上顯著。這一結(jié)果與表3中的結(jié)果共同支持了推論，從而為我們的解釋提供了間接的證據(jù)。也可以從中看出，市場化的作用促進了工業(yè)的增長而抑制了農(nóng)業(yè)的增長。

表4 機制分析：分農(nóng)業(yè)和工業(yè)

（四）異質(zhì)性分析

最后，我們進行了異質(zhì)性分析。表5前兩列將縣按lny1999大于或等于中位數(shù)和小于中位數(shù)分為經(jīng)濟發(fā)展水平高和低兩類；兩類CV的系數(shù)均顯著為正，但只有經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)交叉項的系數(shù)顯著為負，經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)交叉項的系數(shù)不顯著。其第(3)列和第(4)列將縣按RevR1999大于或等于中位數(shù)或小于中位數(shù)分為財政自給率高和低兩類；兩類CV的系數(shù)均顯著為正，但只有財政自給率高的地區(qū)交叉項CV的系數(shù)顯著為負，財政自給率低的地區(qū)交叉項的系數(shù)不顯著。其最后兩列將縣按Str1999小于中位數(shù)和大于或等于中位數(shù)分為非農(nóng)業(yè)縣和農(nóng)業(yè)縣兩類；非農(nóng)業(yè)縣CV的系數(shù)顯著為正，交叉項的系數(shù)顯著為負，但是農(nóng)業(yè)縣兩個系數(shù)均不顯著。

表5 異質(zhì)性分析：分經(jīng)濟發(fā)展水平、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和財政結(jié)構(gòu)

經(jīng)濟發(fā)展水平高的縣通常具有高的財政自給率，同時是非農(nóng)業(yè)縣，且市場化程度高。因此，這些結(jié)果表明，當(dāng)一個地方發(fā)展程度較低時，市場化的有限推進難以形成對政府有形之手的替代作用。只有當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定階段，市場化達到一定程度，市場化的持續(xù)完善才顯示出它對政府有形之手的替代作用。這個時候，減少政府施政的靈活性并相應(yīng)增強政府施政的規(guī)則性就變得尤其重要。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還嘗試構(gòu)造了縣級四年面板數(shù)據(jù)。具體來說，構(gòu)建了1999—2003年和2003—2007年兩期面板。計算兩期內(nèi)GDP的增長率，作為因變量。估計結(jié)果(詳見附錄)顯示，我們最關(guān)心的CV的系數(shù)依然顯著為正，它與Market交叉項的系數(shù)依然顯著為負，說明結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié) 論

本文以市場化進程為視角，通過稅收分成比例的實證分析，研究了財政分權(quán)的靈活性、穩(wěn)定性與經(jīng)濟增長的關(guān)系，得出以下結(jié)論。

第一，平均而言，1999—2007年，靈活性的財政分權(quán)政策有利于經(jīng)濟增長?；?999—2007年縣級截面數(shù)據(jù)的實證分析表明，稅收分成比例的波動與經(jīng)濟增長呈顯著正相關(guān)，這意味著平均而言，靈活的財政分權(quán)政策可以促進經(jīng)濟增長。

第二，市場化抑制靈活的財政分權(quán)政策對經(jīng)濟增長的促進作用。本文的實證模型通過加入財政分權(quán)靈活性指標(biāo)和市場化指數(shù)的交乘項，分析了分權(quán)的靈活性與經(jīng)濟增長之間的非線性關(guān)系。實證結(jié)果顯示，交叉項的系數(shù)為負，說明市場化程度削弱了財政分權(quán)靈活性對經(jīng)濟增長的正向作用。并且，市場化程度超過臨界值時，靈活的財政分權(quán)轉(zhuǎn)而抑制經(jīng)濟增長，或者說，穩(wěn)定性開始發(fā)揮積極作用。

第三，以上結(jié)果對控制更多的變量以及處理內(nèi)生性可能的機制是，政府有形之手和市場無形之手是配置資源的替代機制。市場化的演進削弱了財政分權(quán)靈活性的必要性。

綜合上述結(jié)論，我們可以得知，分權(quán)的靈活性與經(jīng)濟增長的關(guān)系是有條件的，在中國這樣一個大國經(jīng)濟體制中，財政分權(quán)的靈活性在市場化程度低的時候有利于突破計劃經(jīng)濟長期的約束，能夠促進經(jīng)濟增長。但是，隨著中國市場化進程的深入，其面臨的成本也在不斷上升。這一實證研究結(jié)論的政策涵義在于，應(yīng)建立一個基于市場的中央與地方的法治化體系，賦予地方政府稅收立法權(quán)，調(diào)整中央與地方的事權(quán)與財權(quán)匹配程度，在法治基礎(chǔ)上約束政府間行為，明確地方政府收益預(yù)期，降低分權(quán)帶來的成本和減少其負面影響。同時，伴隨著中國市場化程度的提高，政府“有形之手”應(yīng)有助于增進市場功能和強化產(chǎn)權(quán)保護與合約執(zhí)行的制度建設(shè)，應(yīng)盡量減少對市場主體的干預(yù)，這對中國下一步持續(xù)的經(jīng)濟增長非常關(guān)鍵。