中國(guó)的財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

1、No.C20000082000-6中國(guó)的財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1林毅夫劉志強(qiáng)NO.C20000082000年6月1日摘要我們利用了省級(jí)數(shù)據(jù)來(lái)估算中國(guó)自1980年代開(kāi)始的財(cái)政分權(quán)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上所產(chǎn)生的作用。我們發(fā)現(xiàn)，在控制了同時(shí)期其它各項(xiàng)改革措施的影響后，財(cái)政分權(quán)提高了省級(jí)人均GDP的增長(zhǎng)率。這與財(cái)政分權(quán)可以提高經(jīng)濟(jì)效率的假說(shuō)一致。另外，我們還發(fā)現(xiàn)農(nóng)村改革、非國(guó)有部門的發(fā)展以及資本積累也是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)在過(guò)去二十年里迅速增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素。1我們感謝HansBinswanfer、JackHou、李華剛、SuzannePiriou-Sall、馬峻、AnwarShah和鄒恒甫對(duì)本文初稿所作的有益的評(píng)論和建議。我

2、們的研究得到了世界銀行和香港科技大學(xué)的支持和贊助。1998年1月1318日，在泰國(guó)曼谷RoyalorohidSheraton召開(kāi)了“第3屆環(huán)太平洋聯(lián)合經(jīng)濟(jì)組織會(huì)議”，我們向該會(huì)議提交了論文，本文基本上是對(duì)該論文的修訂稿。文中所有可能的錯(cuò)誤均由作者負(fù)責(zé)。1引言自20世紀(jì)70年代末開(kāi)始經(jīng)濟(jì)改革以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)以年均接近10%的破紀(jì)錄速度增長(zhǎng)。在這一過(guò)程中，許多因素都起到了重要的作用。例如使家庭成為基本生產(chǎn)單位的農(nóng)業(yè)改革，在企業(yè)管理中引入了物質(zhì)激勵(lì)的企業(yè)改革，各種價(jià)格改革、技術(shù)引進(jìn)、面向國(guó)際貿(mào)易和外國(guó)投資的市場(chǎng)開(kāi)放以及非國(guó)有部門的興起等等。在眾多的改革措施中，一個(gè)重要的但卻沒(méi)有被充分研究的方面就是始于

3、80年代初的財(cái)政改革。本文主要在于探討財(cái)政分權(quán)是否對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有著積極的作用。從廣義上講，中國(guó)的財(cái)政分權(quán)與世界其它地方的財(cái)政分權(quán)沒(méi)有差別，都指中央政府將財(cái)政控制下放給地方政府。在那些財(cái)政分權(quán)的擁護(hù)者眼中，財(cái)政權(quán)力和責(zé)任向各級(jí)地方政府的轉(zhuǎn)移有助于提高經(jīng)濟(jì)效率，因?yàn)楹椭醒胝啾?，各?jí)地方政府在資源配置上具有信息優(yōu)勢(shì)(Oates,1972)。效率改善的觀點(diǎn)為許多學(xué)者所接受，例如Bahl和Linn(1992)Bird(1993).見(jiàn)Barro(1990)kin和Rebelo(1990),以及Jorgenson和Tun(1990)。顯然，無(wú)法僅從理論上去斷定財(cái)政分權(quán)是否會(huì)導(dǎo)致效率的提高，必須經(jīng)過(guò)嚴(yán)

4、格的實(shí)證檢驗(yàn)才能下結(jié)論。有些人從對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的控制和各級(jí)政府的貪污等問(wèn)題的考慮而對(duì)財(cái)政分權(quán)抱有謹(jǐn)慎態(tài)度。Puodhomme(1995)對(duì)此有詳盡的論述。換言之，地方政府可以更好地提供各種公共物品的服務(wù)以滿足本地需要。而且，當(dāng)?shù)胤秸墓賳T承擔(dān)起提供公共物品服務(wù)的責(zé)任時(shí)，他們也就處于當(dāng)?shù)鼐用窀鼑?yán)密的監(jiān)督之下，從而也更有動(dòng)力去行使他們的財(cái)政職能以為公眾謀求最大利益(見(jiàn)Shah和Qureshi，1994)。另外，中國(guó)的地方政府控制著大量的地方企業(yè)。財(cái)政分權(quán)可能硬化了地方企業(yè)(localenterprises)的預(yù)算約束(Qian和Roland，1996)，從而可能提高了地方企業(yè)的效率，并導(dǎo)致了高速的、

5、可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。財(cái)政分權(quán)也可能會(huì)給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)動(dòng)態(tài)效益。有關(guān)內(nèi)生性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最新文獻(xiàn)指出制度安排會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，3可以預(yù)計(jì)財(cái)政制度從集權(quán)向分權(quán)的轉(zhuǎn)變，能提高經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率(Oates1993;Liu,1997)。有些人對(duì)財(cái)政分權(quán)使效率提高的說(shuō)法提出了質(zhì)疑。首先，他們認(rèn)為地方政府可能實(shí)際上并沒(méi)有明顯的信息優(yōu)勢(shì)。中央政府可以向地方派遣對(duì)當(dāng)?shù)仄脫碛凶銐蛐畔⒌墓賳T，因而即使在集中的財(cái)政制度下，他們也可以在資源配置過(guò)程中發(fā)揮作用。其次，中央政府的決策也可以有中央以下級(jí)別的官員的參與；第三，在大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家，地方政府的官員都不是依靠民主選舉產(chǎn)生，因此他們是否會(huì)更好地去熟悉各種情況是值得懷疑的；即使

6、他們對(duì)情況十分了解，他們也未必有足夠的激勵(lì)去依此行事。4而且，由于中國(guó)的地方政府一般都直接擁有絕大多數(shù)當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)，所以他們可能會(huì)設(shè)置各種貿(mào)易壁壘以保護(hù)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)，從而造成市場(chǎng)的分割和尋租行為，導(dǎo)致效率的損失。在整個(gè)80年代，中國(guó)的財(cái)政制度經(jīng)歷了許多重要的變化，從一種單一的由中央政府完全控制收入集中的預(yù)算分配的制度變?yōu)橐环N相對(duì)分權(quán)化的制度安排。中央政府和地方政府各自擁有自己的財(cái)政收入。在這種制度安排下，大部分省一級(jí)的政府須將本省的一部分財(cái)政收入上繳中央。有一些省份的財(cái)政支出超過(guò)了其財(cái)政收入，中央政府可能會(huì)向這些省份提供一些財(cái)政補(bǔ)貼，一個(gè)省內(nèi)部的各級(jí)政府間也存在著類似的財(cái)政安排。理解財(cái)政改革在迄今為

7、止的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中所起的作用對(duì)于中國(guó)未來(lái)的改革頗為重要。如果正如擁護(hù)者所言，財(cái)政制度的變化有益于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，那么今后的改革就應(yīng)致力于進(jìn)一步鞏固分權(quán)化改革的成果并使之制度化。相反，若財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有起到什么作用，中國(guó)就應(yīng)該實(shí)行更為集中的財(cái)政制度，或者是在其它領(lǐng)域里進(jìn)行相應(yīng)的改革，以使分權(quán)化的財(cái)政制度的好處能夠完全發(fā)揮出來(lái)。本研究的意義不僅僅是對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)改革進(jìn)行評(píng)價(jià)。世界銀行和其它國(guó)際組織正在積極地研究和評(píng)估在許多國(guó)家例如中國(guó)、巴西和阿根廷所實(shí)施的各種財(cái)政改革方案，希望從中可以為其它正準(zhǔn)備進(jìn)行財(cái)政改革的國(guó)家提供有益的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)。從這個(gè)角度看，本研究具有非常重要的實(shí)用價(jià)值。同時(shí)，從理論層次來(lái)說(shuō)

8、，本文對(duì)財(cái)政分權(quán)是否有助于提高經(jīng)濟(jì)效率的實(shí)證檢驗(yàn)也是對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)的一個(gè)貢獻(xiàn)。對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的研究汗牛充棟，但其中罕見(jiàn)評(píng)估財(cái)政改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的文獻(xiàn)。Zhang和Zou(1996)以及Ma(1997)的研究是兩個(gè)例外。5前者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而后者則得出了相反的結(jié)論。然而，以上學(xué)者的研究結(jié)論須謹(jǐn)慎對(duì)待，因?yàn)樵谒麄兊姆治鲋?，要么是使用的分?quán)指標(biāo)有可爭(zhēng)議之處，要么是沒(méi)有把同時(shí)期其它的改革措施也給考慮進(jìn)去。在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析的文獻(xiàn)里，利用生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行回歸分析是被廣泛接受的方法。在本研究中我們也使用這一方法來(lái)分析財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。我們利用了19701993年間省一級(jí)的數(shù)據(jù)。我們

9、的估計(jì)結(jié)果表明：財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程有正的作用。我們還發(fā)現(xiàn)，除了財(cái)政改革外，農(nóng)村改革、非國(guó)有部門的發(fā)展和資本積累也都對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)在過(guò)去20多年里令人矚目的增長(zhǎng)起到了關(guān)鍵性的推動(dòng)作用。本研究有兩點(diǎn)創(chuàng)新。一是我們?cè)趯?shí)證分析中，除了集中分析了財(cái)政制度的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響外，還同時(shí)用不同的變量來(lái)代表各項(xiàng)重要的改革措施，另一個(gè)也是更為重要的一個(gè)創(chuàng)新是，與以前的學(xué)者不同，我們使用了邊際分成率即由省一級(jí)政府從財(cái)政收入增加額中所提留的比例這一指標(biāo)來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)的程度。本文其它部分安排如下。在第2節(jié)，我們以中央和各省級(jí)政府間財(cái)政關(guān)系的變化為側(cè)重點(diǎn)，綜述了中國(guó)80年代以來(lái)的財(cái)政改革。第3節(jié)構(gòu)建了一個(gè)計(jì)量模型，

10、第4節(jié)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了簡(jiǎn)要的討論，第5節(jié)給出了估計(jì)結(jié)果。最后一節(jié)概述了本研究的結(jié)論。II、中國(guó)的財(cái)政分權(quán)。在改革前，中國(guó)的財(cái)政制度是高度集中的。有大量非定量的文章對(duì)中國(guó)財(cái)政改革的各方面都進(jìn)行了討論，wong(1991.1992)和錢、weingast(1995)等。6對(duì)改革前財(cái)政制度的詳細(xì)討論，見(jiàn)Lardy(1975),Ksenserg和Tong(1991),wong(1995)以及林(Lin,1997)。最后兩位作者還對(duì)80年代初至90年代初的財(cái)政改革也進(jìn)行了詳細(xì)的論述。中央政府和各地方政府之間的關(guān)系被稱為“統(tǒng)收統(tǒng)支”。各級(jí)地方政府都沒(méi)有自己?jiǎn)为?dú)的預(yù)算：中央政府集中了全部的財(cái)政收入并制定一個(gè)包括

11、全部下級(jí)政府的統(tǒng)一預(yù)算。這種財(cái)政安排也將國(guó)有企業(yè)包括進(jìn)來(lái)，國(guó)有企業(yè)須向國(guó)家上繳所有的利潤(rùn)或剩余，而國(guó)家則通過(guò)財(cái)政撥款來(lái)滿足國(guó)有企業(yè)的各項(xiàng)支出。實(shí)際上，國(guó)有企業(yè)的資金安排也是整個(gè)國(guó)家財(cái)政安排的一部分。集中的財(cái)政制度是與中國(guó)在改革前所采取的集中的生產(chǎn)和資源分配模式相一致的，但它與1979開(kāi)始的市場(chǎng)化改革不相容。有3個(gè)重要因素推動(dòng)了中國(guó)財(cái)政制度的變化。第一個(gè)因素是非國(guó)有企業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、聯(lián)營(yíng)企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)的快速增長(zhǎng)，從而改變了國(guó)有企業(yè)一統(tǒng)天下的局面。虧損的國(guó)有企業(yè)越來(lái)越多，造成了國(guó)家財(cái)政的沉重負(fù)擔(dān)。政府不得不被迫去尋找其它的收入來(lái)源；第二個(gè)因素是經(jīng)濟(jì)改革使地方當(dāng)局的政治權(quán)力得到了增強(qiáng)，這自然使得各級(jí)地方

12、政府會(huì)在財(cái)政領(lǐng)域提出相應(yīng)的決策權(quán)要求；第3個(gè)因素則純粹緣于經(jīng)濟(jì)上的原因。經(jīng)濟(jì)利益會(huì)極大地影響個(gè)人乃至政府的行為，因此為了使地方政府有動(dòng)力去努力提高財(cái)政收入和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，就必須改變集中的財(cái)政制度。與其它改革類似，財(cái)政改革一開(kāi)始也是試驗(yàn)性的。早在1977年，就在江蘇省試行一種中央與省財(cái)政安排的替代方案。按這種安排，江蘇省要依合同的規(guī)定每年上繳總收入的一部分給中央政府。上繳份額按該省過(guò)去的財(cái)政收入和支出的情況決定。中央政府在1980年又實(shí)行了名為“劃分收支，分灶吃飯”的財(cái)政收入分享的安排。按這個(gè)安排，財(cái)政收入按來(lái)源被分為中央固定財(cái)政收入(包括關(guān)稅、由中央直接擁有的國(guó)有企業(yè)上繳的財(cái)政收入)、地方固定

13、財(cái)政收入(包括鹽稅、農(nóng)業(yè)稅、工商所得稅、由地方政府所擁有的國(guó)有企業(yè)上繳的財(cái)政收入、其它稅收收入以及地方特產(chǎn)稅)和中央地方共享收入(包括由中央和地方政府共同領(lǐng)導(dǎo)的大型企業(yè)的利潤(rùn)，工商稅或營(yíng)業(yè)稅)。在1980年的安排中有幾個(gè)例外：廣東省和福建省每年向中央政府上繳一個(gè)固定的收入，余下的收入則全歸該兩省支配。5個(gè)少數(shù)民族自治區(qū)(西藏、新疆、內(nèi)蒙古、寧夏、廣西)和3個(gè)有大量少數(shù)民族聚居的貧困偏遠(yuǎn)省區(qū)(青海、云南、廣西)可以從中央獲得財(cái)政補(bǔ)貼，其數(shù)額以每年10%的速度增加。然而，雖然中央許諾上述財(cái)政收入分享方案一定5年不變，但實(shí)際上分配規(guī)則卻被頻繁改變，尤其是1982和1983年更是如此。所以1980年分

14、權(quán)安排的有效期非常短暫。到了1983年，稅收體制發(fā)生了重大變化，國(guó)有企業(yè)實(shí)行了利改稅。盡管財(cái)政收入仍被劃分成3類中央固定收入、地方固定收入和共享收入，劃分的依據(jù)卻有了改變。以前主要是根據(jù)對(duì)國(guó)有企業(yè)的所有權(quán)來(lái)劃分收入，新的劃分標(biāo)準(zhǔn)則與稅種相聯(lián)系。為了使分稅方案能夠和各個(gè)不同地方的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)條件相適應(yīng)，又引進(jìn)了4種收入分?jǐn)傓k法。14個(gè)省份，包括3個(gè)直轄市，與中央鑒訂了協(xié)議，每年向中央上繳其一定份額的地方固定收入和共享收入。廣東省和黑龍江省則條件最為優(yōu)惠，只需向中央上繳一個(gè)固定數(shù)量的收入。有5個(gè)省份從中央政府獲得了一個(gè)固定數(shù)額的轉(zhuǎn)移收入。剩下的7個(gè)省份則從中央那里得到以每年10%的速度增加的財(cái)政補(bǔ)貼

15、。1985年的財(cái)政安排中，中央固定收入和地方固定收入只占政府總預(yù)算中相對(duì)較小的比例，共享收入則占了主要地位。這意味著現(xiàn)在中央政府要依靠地方政府來(lái)增加收入，提供資源。由于地方政府可以保留一部分共享收入，因此為自身利益計(jì)，地方政府也會(huì)努力去增加這些收入。財(cái)政安排在1988年再度發(fā)生變化。這一次則有5種收入分享方案，表1列出了各個(gè)省份所實(shí)行的不同的方案。皿計(jì)量模型在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析的文獻(xiàn)中，生產(chǎn)函數(shù)是一個(gè)被廣泛使用的基本估計(jì)框架(見(jiàn)Mankiw等，1992)，我們也采用了這一工具來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。我們采用了柯布道格拉斯型的生產(chǎn)函數(shù)，故第t期的生產(chǎn)可表述為：y(t)=A(t)k(t

16、)a屮lp(1)其中y為人均產(chǎn)出，k為人均資本，A為技術(shù)水平，屮為勞動(dòng)力占總?cè)丝诘谋壤?假設(shè)為常數(shù))，對(duì)表達(dá)式(1)的左右兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)并對(duì)時(shí)間進(jìn)行一階微分，就得到人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率，記為：g(t)=y(t)=A(t)+ak(t)(2)從式(2)中可以看出，人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率取決于兩個(gè)因素：人均資本增長(zhǎng)率和技術(shù)進(jìn)步率。需要注意的是，A(t)不僅反映了技術(shù)的變化，還反映了不同地區(qū)資源稟賦和制度的差異和跨時(shí)間的變化，以及其它地區(qū)特定的但不可觀測(cè)到的特征。在這里，我們假定A（t）取決于兩組變量。第一組變量直接地衡量在改革期間所實(shí)施的兩個(gè)最重要的改革措施。這包括財(cái)政分權(quán)（FD）和家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制（HRS）。

17、財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是本文研究的核心內(nèi)容。然而，財(cái)政分權(quán)只是中國(guó)全方位改革措施中的一個(gè)組成部分，可能與其它改革措施存在相關(guān)關(guān)系，因此排除其它改革措施的影響是準(zhǔn)確評(píng)估財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接效應(yīng)的關(guān)鍵。而以前的研究恰好忽略了這一點(diǎn)，因此這些研究的結(jié)論恐怕并不十分準(zhǔn)確。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革是改革期間農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)的最主要的原因（林毅夫（Lin），1992）。這項(xiàng)改革增大了農(nóng)民的自主權(quán)并導(dǎo)致了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的崛起，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的成長(zhǎng)是中國(guó)近年來(lái)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的最大動(dòng)力。我們還以農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品（FPMP）之間的相對(duì)價(jià)格衡量了價(jià)格放開(kāi)的影響，因?yàn)閮r(jià)格放開(kāi)大大提高了農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格。其它諸如企業(yè)改革，對(duì)外開(kāi)放政策等

18、政策改革的效應(yīng)，由于缺乏較合適的指標(biāo)而無(wú)法予以直接衡量。然而，在回歸模型中加入年虛擬變量卻可以間接體現(xiàn)這些效應(yīng)。第二組變量包括那些能夠反映各地間資源稟賦差異的變量。財(cái)政能力（FISCAP）定義為人均真實(shí)GDP的3年移動(dòng)平均值，該指標(biāo)反映了一個(gè)地區(qū)的財(cái)政實(shí)力。農(nóng)村人口比重（POPSHR）與總?cè)丝跀?shù)（TPOP）被分別用來(lái)考察城市化以及人口規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。非國(guó)有企業(yè)的相對(duì)重要性是通過(guò)非國(guó)有企業(yè)的產(chǎn)出占工業(yè)總產(chǎn)出（NSOESH）的比重來(lái)衡量的。通過(guò)考察非國(guó)有企業(yè)的相對(duì)重要性可以了解非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中所起到的作用。我們還利用了人均固定資產(chǎn)投資額（按可比價(jià)格計(jì)）增長(zhǎng)率這一指標(biāo)來(lái)作為對(duì)人均資本增長(zhǎng)

19、率的近似替代。這樣，增長(zhǎng)回歸模型可通過(guò)一個(gè)雙向誤差因子模型來(lái)描述；7GGDP=0FPMP+0HRS+0NSOESH0+0GI+0ln（FISCAP）+0FPMPIT+0it1it2it3it4it5it6itPOPSHR+0ln（TPOP）+p+入+v,i=l,N；t=l,T7it8ititit（3）其中，下標(biāo)i為省份，t為時(shí)間，GGDP為人均GDP的增長(zhǎng)率，GI為人均投資增長(zhǎng)率，M.為不可觀測(cè)的地區(qū)效應(yīng)，入為不可觀測(cè)的時(shí)間效應(yīng)，v.為隨機(jī)撓動(dòng)項(xiàng)。需要注意的是入是一個(gè)不隨省份不同而變化的變量，它解釋了所有沒(méi)有被包括在回歸模型中而和時(shí)間有關(guān)的效應(yīng)。這一點(diǎn)對(duì)于我們的分析特別重要，因?yàn)橹袊?guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)

20、模式在很大程度上是受中央政府的宏觀經(jīng)濟(jì)政策所主導(dǎo)的：擴(kuò)張性的宏觀經(jīng)濟(jì)政策導(dǎo)致了高增長(zhǎng)和高通貨膨脹率，這又將接著導(dǎo)致治理整頓和較低的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如果不考慮這些宏觀環(huán)境的時(shí)序特征，考察財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)就可能會(huì)出現(xiàn)偏差。關(guān)于上述回歸模型的特性中，還存在一個(gè)有待討論問(wèn)題。如果假設(shè)M.和入是固定的待估參數(shù)，且殘差項(xiàng)的隨機(jī)撓動(dòng)服從v.IID（0,o2），則表達(dá)式就是一個(gè)“雙向固定效應(yīng)誤差因子模型”如果殘差項(xiàng)的3個(gè)因子都是隨機(jī)的，則表達(dá)式（3）就相當(dāng)于一個(gè)“雙向隨機(jī)效應(yīng)誤差因子模型”。由于在理論上并沒(méi)有太強(qiáng)的理由來(lái)支持選擇那一種模型進(jìn)行估計(jì)更為合適，我們完全依據(jù)Hausman模型設(shè)定檢驗(yàn)的結(jié)果作決定，

21、放棄了隨機(jī)模型而選擇了固定效應(yīng)模型（見(jiàn)第V部分）。財(cái)政分權(quán)的一個(gè)重要作用是提供地方行政當(dāng)局更多的資源，從而能增加它們的投資和支出，因此，財(cái)政分權(quán)可能會(huì)通過(guò)增加投資而影響到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，故財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的在回歸方程中所有取百分比的變量都是水平變量而POPT和FISCAP則取對(duì)數(shù)形式。這樣做只是為了方便對(duì)估計(jì)結(jié)果的解釋，對(duì)本文的結(jié)論并沒(méi)有什么影響部分影響可通過(guò)方程（3）中的GI來(lái)解釋。財(cái)政分權(quán)也可能通過(guò)提高地方政府資源配置的效率來(lái)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)做貢獻(xiàn)。財(cái)政分權(quán)還可以通過(guò)減少對(duì)低生產(chǎn)率部門的投資和增加對(duì)高生產(chǎn)率部門的投資而影響到經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)率。財(cái)政分權(quán)的后兩種效應(yīng)是通過(guò)增長(zhǎng)方程中FD的系數(shù)來(lái)反映的，而

22、考察這種效應(yīng)也正是我們進(jìn)行實(shí)證分析的主要目的和內(nèi)容。W、數(shù)據(jù)我們收集了中國(guó)大陸30個(gè)省級(jí)單位的28個(gè)（包括北京、上海、天津）自1970年1993年的截面數(shù)據(jù)以進(jìn)行實(shí)證分析8。表2列出了各變量的定義和均值。人均實(shí)際GDP是根據(jù)中國(guó)195295年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來(lái)計(jì)算的，政府收入和支出取自各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計(jì)匯編：19491989以及歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)取自各樣本省的統(tǒng)計(jì)年鑒。所有這些數(shù)據(jù)都是根據(jù)當(dāng)年價(jià)的數(shù)據(jù)，再以19701993的價(jià)格指數(shù)換算成按1970年的不變價(jià)計(jì)算的數(shù)據(jù)。非國(guó)有企業(yè)的產(chǎn)出與工業(yè)總產(chǎn)出的經(jīng)重、總?cè)丝诤娃r(nóng)村人口數(shù)取自歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。農(nóng)產(chǎn)品對(duì)非

23、農(nóng)產(chǎn)品的相對(duì)價(jià)格則根據(jù)歷年中國(guó)物價(jià)年鑒和上述各統(tǒng)計(jì)資料上的信息算出。家庭聯(lián)產(chǎn)責(zé)任制指標(biāo)則衡量了農(nóng)村地區(qū)采納這一制度的生產(chǎn)隊(duì)的百分比，這一數(shù)據(jù)取自林毅夫1992年發(fā)表的一篇論文（Lin,1992）。如何衡量財(cái)政分權(quán)度是我們所面臨的一大關(guān)鍵性的挑戰(zhàn)。在進(jìn)行跨國(guó)別的研究中，一般都用州開(kāi)支和聯(lián)邦開(kāi)支的比值作為財(cái)政分權(quán)的近似替代。然而，在中國(guó)，中央在各省的支出的數(shù)據(jù)無(wú)從獲得，因此無(wú)法計(jì)算省開(kāi)支和中央在各省開(kāi)支的比值，而必須另辟蹊徑。在對(duì)中國(guó)財(cái)政改革進(jìn)行實(shí)證研究的兩篇論文中，分別提出了衡量財(cái)政分權(quán)的不同的方法。其中，Ma（1997）的方法是以省級(jí)政府在預(yù)算收入中保留的平均份額來(lái)代表財(cái)政分權(quán)度。該方法雖有吸

24、引人之處，但由于兩個(gè)原因，它卻無(wú)法體現(xiàn)出自80年代以來(lái)中央地方財(cái)政關(guān)系所經(jīng)歷的巨大變化。首先，在改革前，有一些省份就一直對(duì)中央政府的預(yù)算有所貢獻(xiàn)，或者說(shuō)，這些省份的財(cái)政收入大于它們的支出。因此，按Ma的方法，財(cái)政分權(quán)早已有之，但在統(tǒng)收統(tǒng)支的財(cái)政制度下，省一級(jí)政府的任何開(kāi)支都必須獲得中央的批準(zhǔn)。其次，Ma的方法使用的是平均分成率而不是邊際分成率，但會(huì)影響省和省以下各級(jí)政府行為的卻正是邊際分成率。另一項(xiàng)對(duì)中國(guó)財(cái)政分權(quán)的實(shí)證研究是由Zhang和Zou（1996）作出的。他們則通過(guò)一省的開(kāi)支占中央總開(kāi)支的比率（或者是該比率的變化）來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)。這一方法也有問(wèn)題。在他們的指標(biāo)中，分母都是相同的即中央政

25、府的總支出，所以財(cái)政分權(quán)度就完全取決于一省的支出水平。按他們的方法，若地方上的支出越大，則財(cái)政分權(quán)度就越大。所以，地方支出數(shù)額最高的那個(gè)省就享有最高的的財(cái)政自由度。但實(shí)際情況卻并非如此，因?yàn)槟硞€(gè)省份的支出大小只是反映了該省的人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模而不是該省在財(cái)政上所擁有的自由空間。例如四川省的財(cái)政支出是最高的，但這并不表明四川省比較小的廣西省擁有更多的財(cái)由于數(shù)據(jù)不全，海南和西藏并沒(méi)有被包括在內(nèi)；政自主權(quán)。同理，盡管上海市的財(cái)政支出要高于天津市，但上海市所擁有的財(cái)政自由度并不比天津市更多。在以前的研究中，另一個(gè)被忽略的重要問(wèn)題是中國(guó)財(cái)政分權(quán)實(shí)際開(kāi)始的時(shí)間。正如我們?cè)谏厦嫠赋龅哪菢?，中?guó)的財(cái)政改革是在8

26、0年代初開(kāi)始的。但是由于中央和省級(jí)政府所共享的收入比較小，而且，在19801984年間，中央和省級(jí)政府間的財(cái)政關(guān)系的變化在很大程度上是試驗(yàn)性和暫時(shí)性的，收入分?jǐn)偟囊?guī)則并非一定數(shù)年，而且是，省和中央間年年重新談判。有些學(xué)者（見(jiàn)Wong,1991）已經(jīng)指出，在這短暫的4年里，所規(guī)劃的財(cái)政關(guān)系的實(shí)際有效期非常短暫。在省級(jí)政府看來(lái)，中央政府的財(cái)政政策充滿了太多的不確定性。因此，省級(jí)政府的最佳策略就是保持現(xiàn)狀。與之形成對(duì)比的是，從1985年開(kāi)始的財(cái)政改革的方向比較明確。收入分?jǐn)傄?guī)則最初是3年不變，然后再延續(xù)到一個(gè)更長(zhǎng)的時(shí)期。盡管在協(xié)議有效期間，由于某些原因，由中央和省級(jí)政府所共同商定的收入分?jǐn)側(cè)杂凶兓?/p>

27、但它們基本上還是被遵循的。在本文中，我們認(rèn)為財(cái)政分權(quán)從1985年開(kāi)始，并用省級(jí)政府在本省預(yù)算收入中的邊際分成率這一指標(biāo)來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)。第II部分已經(jīng)指出，在19851987年間，共有4種中央省財(cái)政安排類型，在19881993年間則有5種。我們以省級(jí)政府提留了多少財(cái)政收入增加額來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)。如果，某省可以從其財(cái)政收入中保留一個(gè)份額，F(xiàn)D等于所提留的份額。在19851987年間有14個(gè)省，在19881993年間有5個(gè)省都可以歸入這一類。其余幾種類型的財(cái)政安排則意味著100%的邊際分成率。9各樣本省的邊際分成率在表1中記為FD的那一列中列出。在1985年以前，所有省份的財(cái)政分權(quán)度都記為0。ioV、

28、結(jié)果表3給出了人均GDP增長(zhǎng)率的基本回歸結(jié)果。表4給出了對(duì)用其它方法衡量財(cái)政分權(quán)所得到的結(jié)果的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果。以下幾點(diǎn)需要注意：第一，統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的結(jié)果列在表3的底部。其中有一行記為HN，該行給出了固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值，由X2統(tǒng)計(jì)值可以看出，Hausman設(shè)定檢驗(yàn)拒絕了隨機(jī)效應(yīng)模型。標(biāo)記為L(zhǎng)R的那一行則給出了假設(shè)不存在固定效應(yīng)的可能性比率檢驗(yàn)（Likelihoodrationtest）的結(jié)果。X2統(tǒng)計(jì)值大于在1%顯著水平上的臨界值，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了沒(méi)有固定效應(yīng)的古典回歸而接受了雙向固定效應(yīng)模型。因此所有的回歸都是按雙向固定效應(yīng)模型作出的。為了簡(jiǎn)單起見(jiàn)，省和年度虛擬

29、變量的估計(jì)結(jié)果，沒(méi)有在表中列出，讀者若有興趣，可向作者索取。由于這類分?jǐn)傄?guī)則如下：（1）在基期上繳當(dāng)?shù)厥杖氲囊粋€(gè)比例，在接下來(lái)的幾年里，總上繳額則按先前所商定的比率逐年增加；（2）向中央政府上繳一個(gè)固定數(shù)量；（3）在基期上繳一個(gè)固定數(shù)量，在接下來(lái)的幾年里總上繳額則按先前所商定的比率增加；（4）從中央政府獲得一個(gè)固定數(shù)量的補(bǔ)貼；（5）在基年里獲得一個(gè)補(bǔ)貼，在接下來(lái)的幾年里總補(bǔ)貼額則按以前所商定的比率增加。見(jiàn)第二部分。Breusch-Pagan拉格朗日乘數(shù)檢檢拒絕了存在同方差的零假設(shè)，我們?cè)诶ㄌ?hào)中給出了和異方差一致的標(biāo)準(zhǔn)差假設(shè)下的t統(tǒng)計(jì)值(White,1980)。11A、基本結(jié)果表3中的模型1給出

30、了對(duì)方程(3)進(jìn)行直接估計(jì)的結(jié)果。從中可以看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)人均GDP增長(zhǎng)率有正的、顯著的影響。估計(jì)值為0.0362意味著財(cái)政分權(quán)度也就是對(duì)預(yù)算收入的邊際分成率從0提高到100%，人均GDP增長(zhǎng)率就會(huì)相應(yīng)提高3.62個(gè)百分點(diǎn)。農(nóng)村改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率也有正的和顯著的影響。正如所預(yù)料的那樣，固定資本的增長(zhǎng)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有正的和顯著的相關(guān)。FISCAP的系數(shù)是負(fù)的且在統(tǒng)計(jì)上顯著，這意味著較富裕的省份其增長(zhǎng)率更低。這清楚地說(shuō)明了在中國(guó)各個(gè)省份的收入水平之間存在著條件性收斂的趨勢(shì)。其它反映不同地區(qū)間初始條件差異的變量基本上在統(tǒng)計(jì)上不顯著。我們估計(jì)了模型2以檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)的回歸結(jié)果是否會(huì)對(duì)包括那些不顯著的變量在

31、回歸方程里而相當(dāng)敏感。估計(jì)結(jié)果并沒(méi)有多大改變。由于財(cái)政分權(quán)度是以各省級(jí)政府對(duì)財(cái)政收入增加額的邊際分成率來(lái)衡量的，這樣，接受財(cái)政補(bǔ)貼的省份和只要將其財(cái)政收入的一個(gè)固定數(shù)量上繳給中央的省邊際分成率都為100%。讀者可能會(huì)懷疑這一方法的有效性。在模型3中，我們通過(guò)引入虛擬變量對(duì)接受的財(cái)政補(bǔ)貼的省份和其它省份作區(qū)分，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?的估計(jì)結(jié)果是否依然保持不變。該虛擬變量為財(cái)政補(bǔ)貼虛擬變量，對(duì)于那些在1985-1993年間接受了財(cái)政補(bǔ)貼的省份而言，該虛擬變量取值為1，其它的省份則取值為0。而在其它時(shí)段的樣本期內(nèi)，該虛擬變量同樣取值為0。結(jié)果，財(cái)政分權(quán)度從0.0362降至0.0265，但仍在1%的水平上顯著。

32、新加入的虛擬變量的系數(shù)為正且顯著，表明在其他條件相同的情況下，接受財(cái)政補(bǔ)貼的省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度更快。其它變量的估計(jì)結(jié)果與模型1基本相同。處理上述問(wèn)題的另一種辦法是利用整個(gè)數(shù)據(jù)中的一部份來(lái)估計(jì)模型1，即不包括那些接受財(cái)政補(bǔ)貼的省份的數(shù)據(jù)。其結(jié)果放在模型4中，盡管幾乎減少一半的樣本，但這些估計(jì)結(jié)果與模型3的估計(jì)結(jié)果基本相同，與模型1的結(jié)果一致。因此，將那些接受財(cái)政補(bǔ)貼的省份的邊際分成率設(shè)定為100%并沒(méi)有什么不妥之處。另一個(gè)有可能會(huì)出現(xiàn)偏差的地方在于改革前的參數(shù)值可能會(huì)與改革期間的參數(shù)值不同。換言之，將改革前各年份的數(shù)據(jù)也包括進(jìn)來(lái)可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果有所影響。因此在模型5中，我們僅用1979-1993

33、年這一段改革期間的數(shù)據(jù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了回歸。11另外，Durbin-Watson檢驗(yàn)也表明沒(méi)有證據(jù)顯示在文中或表里給出的模型的殘差分布呈自相關(guān)。另一種方法就是對(duì)在改革前和改革期間的增長(zhǎng)方程中的各參數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。然而，因?yàn)镕D和HRS在改革前的取值為O因此鄒氏檢驗(yàn)在這里并不可行。其中FD的系數(shù)與模型3和模型4基本相同，且在統(tǒng)計(jì)上顯著。最引人注目的變化是對(duì)總?cè)丝跀?shù)系數(shù)的估計(jì)。與其它各模型不同，該系數(shù)為正且在統(tǒng)計(jì)上顯著，說(shuō)明人口規(guī)模更大的省份其經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度更快。其它變量系數(shù)的估計(jì)結(jié)果變化不大。因此，沒(méi)有足夠的證據(jù)表明我們的結(jié)果是因?yàn)樵诜治鲋邪烁母锴暗臉颖径玫降?。B、對(duì)財(cái)政分權(quán)變量設(shè)定

34、的強(qiáng)度檢驗(yàn)可以想象從改革的措施的啟動(dòng)到其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響之間會(huì)有相當(dāng)長(zhǎng)的一段間隔期。為考察這種可能性，我們?cè)O(shè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為滯后1年或2年的財(cái)政分權(quán)變量的函數(shù)。這樣做就考慮了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)改革措施的變化所需的反應(yīng)時(shí)間。在表4的模型1中，對(duì)財(cái)政分權(quán)變量進(jìn)行了一年滯后，結(jié)果所有系數(shù)的估計(jì)值，特別是財(cái)政分權(quán)的估計(jì)值，與表3中模型1的系數(shù)估計(jì)值非常相似。在表4模型之中，對(duì)財(cái)政分權(quán)變量進(jìn)行了兩年滯后，結(jié)果再度顯示財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有正的影響。唯一的變化是財(cái)政分權(quán)變量系數(shù)估計(jì)值的大小與其它模型相比變得更大了。這引發(fā)我們?nèi)ふ以撟兞康淖顑?yōu)滯后結(jié)構(gòu)的想法。然而，財(cái)由于政分權(quán)變量高度自相關(guān)，是我們無(wú)法對(duì)分布滯后結(jié)

35、構(gòu)進(jìn)行有意義的分析。但當(dāng)我們把滯后一年和兩年的FD變量也考慮進(jìn)來(lái)時(shí)，這兩個(gè)變量的估計(jì)值全部為正，但因出現(xiàn)多重共線性現(xiàn)象，其估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差也相應(yīng)變得很大。13我們對(duì)含HRS滯后形式的方程進(jìn)行回歸分析，但這樣做對(duì)結(jié)果的影響不大。14在一般的Logistic函數(shù)中，F(xiàn)D=1+exp(-X+a)/k-i，其均值為a,標(biāo)準(zhǔn)差為kn/3o.5，我們?cè)O(shè)該函數(shù)的折點(diǎn)為邊際分成率的50%(或a=0.5)，并設(shè)標(biāo)準(zhǔn)差0.25，這樣邊際分成率變量的區(qū)間在其均值的2個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差之內(nèi)。從原則上廛，HRS也存在形式設(shè)定問(wèn)題。我們關(guān)注FD設(shè)定形式變化對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響是因?yàn)樨?cái)政分權(quán)是本研究的核心內(nèi)容。不過(guò)，當(dāng)HRS同樣取對(duì)數(shù)或形

36、式時(shí)，其系數(shù)估計(jì)值與FD的系數(shù)估計(jì)均為正且在統(tǒng)計(jì)顯著。見(jiàn)前文對(duì)平均分成率的批評(píng)。迄今為止，我們通過(guò)對(duì)邊際分成率的線性轉(zhuǎn)換來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)度。然而，財(cái)政分權(quán)度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的關(guān)系卻有可能是非線性的。為了檢驗(yàn)將FD設(shè)定為其它形式對(duì)回歸結(jié)果的影響，我們重新對(duì)表3模型1中的該變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換和logistic轉(zhuǎn)換并重新進(jìn)行了回歸估計(jì)，14其結(jié)果分別在表4的模型3和模型4中給出。FD的估計(jì)系數(shù)仍然為正且在統(tǒng)計(jì)上顯著。該變量對(duì)數(shù)形式的估計(jì)結(jié)果為0.0217，這意味著從中央集中控制的財(cái)政制度向完全分權(quán)的財(cái)政制度的轉(zhuǎn)變會(huì)將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率提高10個(gè)百分點(diǎn)。從對(duì)該變量進(jìn)行l(wèi)ogistic轉(zhuǎn)換的估計(jì)結(jié)果中也能得到相似

37、的解釋。對(duì)其它變量的估計(jì)基本不變。15接下來(lái)我們將對(duì)由另一種衡量財(cái)政分權(quán)方法所得到的結(jié)果的強(qiáng)度進(jìn)行檢驗(yàn),雖然這種方法與我們所使用的方法關(guān)系不大。在表4的模型5中所使用的是平均收入分成率。16其結(jié)果與先前各回歸模型的估計(jì)結(jié)果基本一致。唯一較大的變化是在該模型中，F(xiàn)D的系數(shù)估計(jì)值要比那些以對(duì)財(cái)政收入的邊際分成率來(lái)作為衡量財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的模型中的相應(yīng)系數(shù)的估計(jì)值要小得多。這表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)邊際分成率變化的反應(yīng)，要比對(duì)平均提留率變化的反應(yīng)更為敏感。換言之，若兩個(gè)省份可以從其財(cái)政收入中提留相同的份額，但若它們的邊際分成率不同，則這兩個(gè)省的人均GDP的增長(zhǎng)率就會(huì)出現(xiàn)差異，此時(shí)與邊際分成率較低的省相比邊際分成

38、率更高的省的人均GDP的增長(zhǎng)率會(huì)更高。實(shí)際上，我們?cè)诒?的模型6中同時(shí)使用了這兩種衡量方法(邊際分成率和平均分成率)，結(jié)果表明，使用邊際分成率的變量的系數(shù)估計(jì)值仍為正且在10%的水平上顯著，而使用平均分成率的變量的系數(shù)的估計(jì)值雖為正但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。這可能說(shuō)明邊際分成率是衡量財(cái)政分權(quán)的一個(gè)較好的方法。而且，前者的估計(jì)值(0.0254)要大于后者的估計(jì)值(0.0082)，這種結(jié)果與在模型中分別使用這兩種方法時(shí)的情形是一致的。C、檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)措施的外生性盡管我們的回歸分析結(jié)果表明財(cái)政分權(quán)與人均GDP的增長(zhǎng)率有著很強(qiáng)的相關(guān)，但其中的因果關(guān)系也有可能是倒置過(guò)來(lái)的：較窮的省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較低，因此更有可

39、能從中央獲取財(cái)政補(bǔ)貼；而較富裕的省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率較高，從而其財(cái)政自由度有可能更大。在這種情況下，我們先前所有的估計(jì)結(jié)果都會(huì)由于內(nèi)生性偏差問(wèn)題而出現(xiàn)估計(jì)不一致。然而有許多情況表明財(cái)政分權(quán)是外生決定的。首先，我們發(fā)現(xiàn)FD非常穩(wěn)定。在1985年以前，各省該變量的取值都為0，在其后的樣本年間，各省該變量的取值也并不隨時(shí)間的變化而出現(xiàn)多大變化。在1985年，中央和省的財(cái)政安排被確定后僅變動(dòng)過(guò)一次，這個(gè)變動(dòng)發(fā)生在1988年，并被執(zhí)行到1993年。而1993年是我們樣本期內(nèi)的最后1年。其次，我們還就財(cái)政分權(quán)變量潛在的內(nèi)生性作了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)的結(jié)果并沒(méi)有拒絕預(yù)算收入的邊際分成率外生于模型的假設(shè)。17D、投資和其它我們

40、在第三部分中曾指出財(cái)政分權(quán)可通過(guò)兩條途徑來(lái)提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。第一，財(cái)政分權(quán)能夠?qū)е率∫患?jí)的資本投資的增加從而帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。對(duì)于省級(jí)政府而言，其在一個(gè)分權(quán)的財(cái)政制度下的投資動(dòng)力要比在一個(gè)集中的財(cái)政制度下的投資動(dòng)力更強(qiáng)。因?yàn)樵诜謾?quán)的財(cái)政制度下，省級(jí)政府可以從額外進(jìn)行的投資所帶來(lái)的回報(bào)中獲取一個(gè)更大的份額。如果財(cái)政分權(quán)和省級(jí)政府的投資量之間確實(shí)存在著正的關(guān)系，那么表3和表4中所給出的財(cái)政分權(quán)系數(shù)的估計(jì)結(jié)果就可能低估了財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總效應(yīng)。我們通過(guò)一個(gè)單獨(dú)的回歸分析來(lái)檢查是否存在這種關(guān)系，以人均投資的增長(zhǎng)率(GI)對(duì)FD和其它自變量進(jìn)行回歸。結(jié)果顯示財(cái)政分權(quán)和投資之間存在正的相關(guān)關(guān)系。然而，這種關(guān)

41、系在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。18因此，并沒(méi)有明顯的證據(jù)說(shuō)明財(cái)政分權(quán)通過(guò)增加了總資本投資量而推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，財(cái)政分權(quán)通過(guò)提高資源配置效率而推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。正如我們?cè)诘贗部分中所指出的，與中央政府相比，省級(jí)政府在滿足當(dāng)?shù)匦枨蠓矫婢哂行畔?yōu)勢(shì)，因而能夠更好地提供公共物品和服務(wù)，而這些公共物品和服務(wù)對(duì)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)環(huán)境有較大影響。例如，某省份可以通過(guò)配置更多的資源來(lái)提高總產(chǎn)出，也可以通過(guò)將資源從低生產(chǎn)率的領(lǐng)域再配置到高生產(chǎn)率的領(lǐng)域來(lái)提高總產(chǎn)出。需指出的是，這種由于財(cái)政分權(quán)所帶來(lái)的效率提高的作用，同技術(shù)變遷所起的作用類似，都可以對(duì)人均GDP的增長(zhǎng)率帶來(lái)長(zhǎng)久的影響。我們所使用的計(jì)量模型使我們能夠?qū)@種效應(yīng)進(jìn)行單

42、獨(dú)的考察。而估計(jì)結(jié)果則明確表明，財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)各省間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有著顯著的作用。然而，由于缺乏相關(guān)數(shù)據(jù)，我們無(wú)法更詳細(xì)地分析財(cái)政分權(quán)如何帶來(lái)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)效率的提高。不過(guò)，省一級(jí)的宏觀統(tǒng)計(jì)數(shù)字仍然表明由于財(cái)政分權(quán)的緣故，地方政府將其收入的更大比例投向了高生產(chǎn)率領(lǐng)域。例如，我們發(fā)現(xiàn)在基礎(chǔ)投資占預(yù)算支出的比例與財(cái)政分權(quán)度之間存在著正的且顯著相關(guān)的關(guān)系。19對(duì)該結(jié)果的一個(gè)可能的解釋就是省級(jí)政府試圖通過(guò)更多地向基礎(chǔ)設(shè)施投資，更少地向低生產(chǎn)率領(lǐng)域例如農(nóng)業(yè)部門投資來(lái)提高資源配置效率，因?yàn)橄蚧A(chǔ)設(shè)施投資可以提高其它類型資本的生產(chǎn)率。20或許最具說(shuō)服力的例子就是地方政府在鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)(TVES)的發(fā)展中所扮演的角色。

43、財(cái)政分權(quán)不僅僅局限于中央省之間的財(cái)政關(guān)系，在省級(jí)政府與省以下各極政府間也存在著類似的分權(quán)式的財(cái)政關(guān)系。目前，省以下的各政府能夠從當(dāng)?shù)刎?cái)政收入中保留更大的比例，這已經(jīng)改變了這些政府的投資行為。結(jié)果，它們不僅有更強(qiáng)烈的動(dòng)力去進(jìn)行更多的投資，并且會(huì)更多地投資于高生產(chǎn)率的農(nóng)村工業(yè)部門：建設(shè)更多的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。對(duì)縣一級(jí)政府的作用進(jìn)行充分分析已超出了本文的研究范圍。21我們以邊際分成率來(lái)衡量財(cái)政分權(quán)是對(duì)過(guò)去研究中所使用的其他衡量方法的一個(gè)改進(jìn)，但邊際分成率也并非是一個(gè)完美的指標(biāo)。財(cái)政分權(quán)度還取決于在多大程度上中央政府可以通過(guò)其它途徑來(lái)干預(yù)地方政府的財(cái)政事務(wù)。例如，中央政府可能會(huì)給予某個(gè)省份幾項(xiàng)優(yōu)惠政策，諸如允

44、許創(chuàng)辦經(jīng)濟(jì)特區(qū)，有權(quán)力批準(zhǔn)投資項(xiàng)目等等。不過(guò)這些政策在很大程度上都具有省份特征，通過(guò)在回歸中設(shè)置省虛擬變量已經(jīng)將它們的效應(yīng)考慮了進(jìn)去。VI、結(jié)論在本文中，我們探討了中國(guó)始自80年代中期的財(cái)政分權(quán)改革對(duì)人均GDP的增長(zhǎng)率的影響。我們發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了顯著的作用，這與財(cái)政分權(quán)能夠提高經(jīng)濟(jì)效率的假設(shè)是一致的。同時(shí)我們還發(fā)現(xiàn)農(nóng)村改革和非國(guó)有部門的發(fā)展是在過(guò)去20多年里推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素。這些結(jié)果使我們得出了兩點(diǎn)結(jié)論：第一，制度安排很重要。除財(cái)政分權(quán)外，其它政策（如在農(nóng)村部門中推行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制改革和在工業(yè)部門通過(guò)發(fā)展非國(guó)有企業(yè)而實(shí)現(xiàn)民營(yíng)化）都對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了有利的作用。第二

45、，根據(jù)對(duì)數(shù)據(jù)的分析，財(cái)政分權(quán)主要通過(guò)提高資源的配置效率而不是引致更多的投資來(lái)提高中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。應(yīng)指出的是，自80年代以來(lái)，中央和省級(jí)政府間的財(cái)政關(guān)系的變化非常錯(cuò)綜復(fù)雜。我們?cè)诮?jīng)驗(yàn)研究中以邊際分成率作為反映財(cái)政分權(quán)度的指標(biāo)，但這還不足以充分體現(xiàn)出財(cái)政關(guān)系變化的復(fù)雜性。更好地理解在中央省談判過(guò)程中起關(guān)鍵作用的因素和機(jī)制非常重要，正是由于這個(gè)原因，本文的研究只是一個(gè)階段性的成果，更深入的研究仍有待進(jìn)行。Reference:Bahl,RoyW.andLinn,JohannesF.,UrbanPublicFinanceinDevelopingCountries,NewYork:OxfordUnive

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59、1中央省財(cái)政制度安排和邊際分成率1985198719881993省份分配方案*FD分配方案*FD北京a49.55b100.00天津a39.45a46.55上海a23.54c100.00河北a69.00b100.00山西a97.50a87.55遼寧a51.08b100.00黑龍江c100.00c100.00江蘇a40.00b100.00浙江a55.00b100.00安徽a80.10a77.50山東a59.00c100.00河南a80.00b100.00湖南a88.00d100.00湖北a100.00a100.00四川a100.00a100.00陜西e100.00e100.00吉林e100.00e

60、100.00江西e100.00e100.00甘肅e100.00e100.00內(nèi)蒙古f100.00e100.00新疆f100.00e100.00廣西f100.00e100.00寧夏f100.00e100.00云南f100.00e100.00貴州f100.00e100.00青海f100.00e100.00廣東e100.00e100.00福建e100.00e100.00資料來(lái)源：*當(dāng)代中國(guó)財(cái)政編委會(huì)，1988,PP37677；Zhu(1993),PP294-96。分?jǐn)偡桨福荷侠U當(dāng)?shù)厥杖氲囊粋€(gè)份額；在基年上繳當(dāng)?shù)厥杖氲囊粋€(gè)份額，在接下來(lái)的幾年里上繳總額按已商定的一個(gè)比率上升向中央政府上繳一個(gè)固定數(shù)量的