财政分权对经济增长的倒U型效应研究<br/>——基于中国的实证

财政分权对经济增长的倒U型效应研究
——基于中国的实证

2018-04-09黄险峰周美彤

重庆理工大学学报(社会科学) 2018年3期

黄险峰，周美彤

(辽宁大学经济学院，辽宁沈阳　110036)

一、引言

财政是国家治理的基础和支柱，对一国的经济增长至关重要。而合理化的政府间财政关系更是其中不可缺少的方面。以财政分权理论为指导，1994年我国进行了分税制的财政体制改革。经过20多年的发展，我国政府间的财政关系得以理顺和完善。对于财政分权与经济增长的关系的研究，龚六堂、邹恒甫通过建立两部门政府(中央政府和地方政府)模型，扩展了Brro的内生经济增长模型，在财政分权的视角下，论证了政府税收、转移支付与经济增长的关系。殷德生借鉴Baroo、Davoodi和Zou的理论，将Cobb-Douglas生产函数模型中的人均产量设置为人均私人资本、中央政府人均投资以及地方政府人均投资的函数，利用内生增长模型，通过构建最优财政分权模型求出了增长最大化的财政分权水平并通过实证检验了中国的财政分权与经济增长的关系。他们均认为我国财政分权与经济增长负相关[1-2]。林毅夫、刘志强以边际分成率作为衡量财政分权的指标，通过检验省级面板数据来探讨中国1980年代以来的财政分权对人均GDP的增长率的作用。沈坤荣、付文林将劳动和技术因素引入巴罗的模型中，并将人力资本、市场发育程度、预算外收支引入省级的计量经济模型中来分析中国的财政分权对地区经济增长的影响。他们都认为财政分权促进了经济增长[3-4]。张晏、龚六堂在Zhang和Zou与Lin和Liu模型的基础上，将预算内本级财政收入、预算内本级财政支出、扣除净转移支付的财政支出、预算内外总收支作为度量财政分权的指标，实证分析1986—2002年中国财政分权与经济增长的关系，并且指出分税制改革以来地区间的财政分权具有跨时和跨地区的差异。胡书东在《经济发展中的中央与地方关系》一书中指出,从计划经济到市场经济的整个转型过程中，财政分权对经济增长的贡献不显著，并通过定量分析来研究财政分权对中国改革的绩效。这些学者一致认为财政分权与GDP增长之间不存在明显的相关关系[5-6]。乔宝云、徐永胜从研究财政分权度的衡量方式这个角度入手，实证研究中国的财政分权的影响、王绍光则认为分权应该具有底限。刘金涛、杨君、曲晓飞实证求出了最优的财政分权度为66.7%。宋玉华、林治乾、孙泽生在Devarajan、Swaroop和Zou模型的基础上通过建立最优的财政分权模型来研究财政分权与经济增长的关系。通过实证来检验中国的财政分权效率。这些研究者认为财政分权与经济增长不是单纯的线性关系，而是存在最优的财政分权度[7-10]。

本文正是以最优的财政分权度为切入点，利用我国1978—2015年的数据，用地方财政支出占总财政支出的比重作为衡量财政分权的指标，建立理论模型，运用最优控制理论中的汉密尔顿函数分析财政分权对经济增长的影响。

二、理论模型的建立

借鉴Zou[3]、龚六堂等[1]、殷德生[2]的数学模型，建立政府部门、代表性厂商、代表性消费者的最优函数模型，并求出使人均产出增长率最大化的地方政府支出与总财政支出的比即最优分权度。

(一)政府部门

假设G=πY，G1=π1G，G2=π2G

其中：π、π1、π2分别为公共支出占国内生产总值的比重、中央政府支出、地方政府支出占公共支出的比重。G1+G2=G，G为公共资本支出，G1为中央政府的支出，G2为地方政府的支出。

(二)代表性厂商

假设Cobb-Douglas生产函数：

(1)

其中，b、f分别为中央政府支出的弹性和地方政府支出的弹性。

假设0

(2)

将t=1/G代入式(1)，有：

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

(3)

(三)代表性消费者

采用拉姆齐模型构建代表性消费者模型：

(4)

其中：Ct为时间t的家庭的消费量，p为贴现率。

采用标准的拉姆齐函数模型：

(5)

其中：e>0,边际效用弹性为-e。

于是，消费者的动态预算约束条件为：

(6)

(四)求解

求解上述问题的最大化的解，构建汉密尔顿方程：

(7)

式(7)的一阶条件为：

(8)

(9)

综上所述，财政分权与经济增长不是简单的线性相关关系，而是呈现倒U型，财政分权对经济增长的贡献是先递增再递减。存在一个财政分权关于经济增长的最大值，即最优的财政分权点，这个最优的财政分权度与地方政府支出弹性有关。对于分权化改革来讲，在改革的初期，财政分权对经济增长的作用是很大的，而且较为明显。当财政分权达到一定程度，进一步的分权对经济影响可能会减弱，甚至会阻碍经济的增长。然而，最优分权度只是理论的假设，在实践中是无法确切地找到这样的点的。换句话说，这样的最优分权度实际上是很难划分和测度的。所以说，对最优分权度的计算只是一个理论上不十分准确的估计。

三、对中国财政分权度的实证研究

(一)回归模型的建立

1.一般分析

利用Cobb-Douglas生产函数：

(10)

并对式(10)求对数，函数变为：

lnY=alnK+blnG1+flnG2

(11)

对式(11)左右两边求导数，函数变为：

(12)

选取1978—2015年这38年的相关数据，数据来源于《2015年国家统计年鉴》。由于1994年国家实行分税制改革，所以引入虚拟变量DV，当1978—1993年，DV=0，当1994—2015年，DV=1。

回归函数模型为：

(13)

进行多元变量的回归，求出结果：

lnY=0.752 lnK+0.037 lnG1+0.059 lnG2

(14)

(4.7)(2.21)(1.13)

2.平稳性检验

表1　稳定性检验结果

由于经济增长对资本存量、地方政府占比、中央政府占比具有正向的相关关系，所以选用带常数项和趋势项的模型进行检验。利用ADF法检验模型的平稳性，在该检验下，如果拒绝原假设，则表明数据是平稳的(表1)。

由表1可以看出，lnY、lnk、lnG1、lnG2均在5%的显著性水平下拒绝了存在单位根的原假设，因此所有数据都是平稳的，满足进行协整检验的前提条件。

3.协整关系检验

对lnY和lnK、lnG1、lnG2建立如下协整回归模型：lnY=alnK+blnG1+flnG2+μ，采用OLS法对上述模型进行估计，写成方程形式：lnY=0.752 lnK+0.059 lnG1+0.037 lnG2。采用模型对其残差序列进行平稳性检验：Δμt=a+wμt-1+ε，检验结果如表2所示。

表2　协整检验结果

从表2可以得出，残差序列协整检验的ADF t检验值小于10%临界值，说明序列lnY、lnK、lnG1、lnG2之间存在长期的协整关系。

4.格兰杰因果检验

从表3可见，在10%的显著性水平下拒绝了lnK不是lnY的格兰杰原因，说明lnK是lnY的格兰杰原因，同时也拒绝了lnG1、lnG2不是lnY的格兰杰原因，从而说明lnK、lnG1、lnG2是lnY的格兰杰原因。

表3　格兰杰因果检验结果

5.脉冲响应结果分析

根据图1所示，X1表示lnK，Y表示lnY，X2表示lnG1，X3表示lnG2。其中，lnK表示资本存量的对数，lnG1表示中央政府投资的对数，lnG2代表地方政府投资的对数，lnY代表经济增长的对数。从图1可以看出，对资本存量施加1个标准单位的冲击，首先对经济增长有着1个正向影响，这种影响持续到第2期达到最大，之后这种影响逐渐减小，在第3期之后逐渐变为负向影响。同样对中央政府投资施加1个标准单位的冲击，首先对经济增长有着1个正向影响，这种影响持续到第3期达到最大，之后这种影响逐渐减小，在第5期之后逐渐趋近于零。对地方政府投资实施1个标准单位的冲击，首先对经济增长有着1个正向影响，这种影响持续到第2期达到最大，之后影响逐渐减小，在第4期之后逐渐趋向于零。

图1　lnY对lnG1、lnG2、lnK的脉冲响应函数

(二)我国总体的财政分权度分析

图2　1978—2015年中国总体财政分权度及最优分权度

如图2所示，自1978年以来，中国总体的财政分权度在最优财政分权度的左侧，而后达到最优分权度，随之到达最优财政分权度的右侧，也就是说，中国的财政分权对中国经济增长的影响呈现倒U型。1995年以后，中国的财政分权度一直处于70%左右，处于最优财政分权度的右侧，财政分权程度过高，阻碍了我国经济的增长。

从图2可以看出，中国财政分权的最低点是1981年，这是因为在1978—1981年中国财政实行统收统支的制度，地方财政拥有一定的自主权。自1981年中国财政实行包干制体制后，地方财政的自主选择权逐步扩大，7年间(1981—1987年)财政分权呈现明显的上升态势。财政包干制将政府职能和私人部门很好地分离，地方政府可以通过地方税收来获得财政收入，并且中央政府允许地方政府上解部分收入后留存剩余收益，这在很大程度上调动了地方政府扩大财政收入的积极性。1988年中国实行财政承包制体制，其中包括固定拨款、固定分成率等。财政承包制进一步导致了高度的财政分权以及整体财政支出占比的下降。

围绕中央政府与地方政府的税收收入的重新划分，也为了扩大中央财政在总体财政的比重以及财政收入在整个GDP的比重，1994年我国进行了分税制改革。这一时期的财政分权度基本维持在70%以上，在最优财政分权度的右侧，阻碍了经济的增长。2013年开始，中央政府推行营业税改增值税的财政体制改革，通过财政放权的方式推动了经济结构的调整和经济增长。此后至今的财政分权度维持在80%的水平上，达到了高度的财政分权。

(三)各省以及东、中、西部三大地区的财政分权度分析

图3　1995—2015年我国31省的财政分权度

如果将财政分权度设置在[0 1]。根据图3所示，上海、北京、天津、江苏、广东、浙江处于[0.5 0.8]，属于高度分权；福建、辽宁、山东、重庆、山西、海南、内蒙古、陕西、湖北、江西、河北、安徽、四川、吉林等省份处于[0.4 0.5]，属于中度分权；新疆、湖南、河南、云南、贵州、宁夏、广西、黑龙江、甘肃、青海处于[0.3 0.4]，属于低度分权。

按照严冀对三大地区的划分标准，将31个省份划分为东、中、西部三大地区*东部地区：北京、天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；西部地区：四川、重庆、云南、贵州、陕西、甘肃、青海、西藏、宁夏、新疆；中部地区：吉林、黑龙江、河北、内蒙古、山西、广西、河南、湖南、湖北、安徽、江西。，1995—2015年东、中、西部三大地区内各省的财政分权度的平均值如图4所示。

图4　1995—2015年东、中、西部三大地区的平均财政分权度

由图4可知，自分税制改革以来，东部地区的财政分权度一直处于0.5～0.6的中度财政分权水平上，并呈现略微下降的趋势。这是由于分税制改革以后，国家向上集中了中央的财权。为了弥补地方政府收入的损失，中央加大了对地方政府的转移支付，并允许地方政府加大预算外收入。这两项收入水平很高，尽管地方政府的事权不断扩大，但是转移支付和预算外收入弥补了地方政府的事权损失，实际上提高了财政分权水平。加之东部沿海地区本身的经济发展程度就很高，所以东部地区财政分权度一直处于中高度的分权水平上。由于分税制改革的不断推进，中央政府实行了简政放权、不断转变政府职能，不断地将事权下放给地方政府，在财权不及事权增长的速度时，分权程度略微下降。中部地区的财政分权度从0.4的水平上升到0.5以上，中部地区相对于东部地区没有那么多的地区优势，预算外支出要低于东部地区，即使国家加大转移支付力度，相较于东部地区，分权程度仍然较低。随着西部大开发和“一带一路”倡议的推进，西部地区得益于国家对西部的扶持，财政分权水平呈现逐年上升的态势。西部地区的财政分权度处于[0.3 0.5]，属于低度偏下的分权水平。东、中、西部三大地区的平均财政分权度都处于相对平稳的状态，并没有出现较大范围内的波动，并且三大地区的财政分权度渐渐趋同。这说明我国多年的经济高增长保证了国家的财力，实现了各个地区财政均等化发展。

四、研究结论及政策建议

本文从财政分权的角度入手,运用数学模型，证明了财政分权与经济增长呈现倒U型的关系，利用理论模型中的生产函数，建立回归模型，求出中国的最优财政分权度为61.5%，从而说明我国财政分权呈现倒U型。通过研究分税制改革以来的各省分权度，说明我国东、中、西部财政分权整体趋同，并且我国的东部地区财政分权水平最高，中部最低。

针对本文的研究结论，提出以下的政策建议：

第一，财政分权并不是无止境的，它具有底限。针对我国目前整体财政分权度过高的情况，应该将重点放在内部结构的调整上。缓和不同省份的分权水平的差距，实现省际之间财政分权度的帕累托改进。针对东、中、西部三大地区财政分权度的渐进趋同和长期均衡的现状，用发展的眼光看待分权化改革的后续效应。

第二，针对中西部地区的平均分权度徘徊在中度偏下的情况，应该加大财政支持力度，缩小东、中、西部的收入差距。将财政适当放权到省级及基层政府，缓解地方政府的事权与财权、财力不匹配的现状，同时避免财政分权可能带来的腐败和重复建设问题。

第三，随着“营改增”的深入推进，地方税收向中央进一步集中，造成地方主体税空缺，使得本已负荷过重的地方政府的财政收入更加雪上加霜，地方政府出现了债务危机。所以，应当构建以财产税和消费税为主体的地方税收体系，落实地方政府的主体税种，稳定和提高地方政府收入，从而缓解地方政府的债务危机。

参考文献：

[1]龚六堂，邹恒甫.多级政府框架下的税收理论[J].中国科学基金，2002(5):292-297.

[2]殷德生.最优财政分权与经济增长[J].世界经济，2004(1):62-71.

[3]ZOU H F.Dynamic effects of federal grants on local spending[J].Journal of Urban Economics,1994,36:98-115.

[4]林毅夫，刘志强.中国的财政分权与经济增长[J].北京大学学报(哲学社会科学版)，2000(4)：5-17.

[5]沈坤荣，付文林.中国的财政分权制度与地区经济增长[J].管理世界，2005(1):31-39.

[6]张晏，龚六堂.分税制改革、财政分权与中国经济增长[J].经济学，2005(1):75-108.

[7]胡东书.经济发展中的中央与地方关系——中国财政制度变迁研究[J].上海：上海人民出版社，2001：155.