财政分权与地区服务业增长的门槛效应分析——基于地方政府政绩观的逻辑分析

郝宏杰，付文林

(1.上海财经大学 公共经济与管理学院，上海 200433；2.郑州轻工业大学 社会发展研究中心，郑州 450001)

内容提要：中国经济增长的驱动因素中，政策性因素更明显。针对我国服务业增长的阶段性、地区异质性特征带来的总量滞后问题，本文从理论上分析财政分权影响地区服务业增长的内在作用机理，并利用1980-2016年30省份的面板数据考察财政分权对服务业增长的影响。理论分析表明，中国特色财政分权体制直接影响地方政府的政绩观，因而在产业发展政策支持上，在不同的经济发展水平的地区和阶段，会区别性选择更有利于体现经济增长政绩考核的产业，影响服务业增长地区的差异性和阶段性。实证分析结果显示，财政分权对服务业增长具有重要影响,并呈现非线性特征;进一步利用面板门槛模型的实证分析发现地区经济发展对财政分权的服务业增长效应存在双重门槛，在低收入阶段，财政分权加强会阻碍服务业增长，在中等收入阶段，财政分权对服务业增长的阻碍作用明显弱化，在高收入阶段，财政分权显著促进服务业增长。本文解释了长期以来我国服务业发展滞后问题及个别地区服务业快速增长的现象，同时认为，随着我国大部分地区经济发展水平接近或超过高收入门槛，扩大财政分权有利于服务业快速增长，因此，要进一步完善财政分权制度，改进地方官员考核机制，提升经济发展质量。

一、引言

改革开放以来我国服务业虽然取得了较快发展，服务业占GDP比重从1978年的23.4%上升到2018年的52.2%，但长期滞后于经济发展。人均GDP从3000美元增长到5000、8000和10000美元时，我国服务业增加值占比分别为42.8%、44.2%、50.2%和52.2%，而相同发展阶段，高收入国家服务业占比分别为56.5%、58%、59%和62.2%，全球平均水平分别为59.5%、64.2%、68.5%和69.9%，如今欧美、日本等发达国家服务业增加值和就业占比都高达70%以上①。可见随着经济社会的发展，信息、知识和技能等要素在生产中的作用愈加重要，服务业在国民经济中的比重也越来越高，根据国际经验，我国服务业增加值占比应该高于同期全球平均水平，但事实上却与同期发达国家和全球平均水平相差10%-20%左右，服务业增长严重滞后。

我国服务业发展的总体滞后主要体现在地区服务业增长的异质性和阶段性。首先，我国服务业发展水平存在明显的地区差异，截止2017年底，北京、上海、天津、浙江等东南沿海地区服务业发展水平相对比较高，但这些地区除了北京、上海外，其他发达省份服务业增加值占比均低于60%，服务业发展水平与发达国家还有不少差距，引领我国服务业增长的中心级太少；河南、安徽、江西、陕西等大部分中西部省份地方政府在产业发展中可能偏爱制造业，导致服务业发展严重滞后，服务业增加值比重大都低于50%②。其次，与国际经验相比，我国服务业增长过程的波动性特征比较明显。1970-2016年间，全球大部分国家服务业增加值占比的增长都呈现稳步上升趋势，向下回落的年份很少。而改革开放以来，我国服务业增长趋势则呈现明显的波动性特征，改革开放初期服务业增长较快，分税制改革后的一段时间服务业增长总体上减缓，一些年份甚至下滑，2013年以后服务业又呈现加快增长趋势。地区层面，北京、上海等服务业发达地区与河南、江西等欠发达地区服务业增长趋势在分税制改革之前差异不大，但分税制改革之后增长趋势呈现很大差异(见图1)，尤其是分税制改革到2012年间的一段时期，欠发达地区服务业增加值占比的下降幅度明显大于发达地区，且下滑的持续时间更长。受经济发展阶段差异性的影响，客观上欠发达地区服务业增长要滞后于发达地区，然而地区服务业占比增长的波动性特征明显与服务业发展规律不太一致③。

图1 1980-2016年我国不同地区服务业增加值占比变动趋势

那么，是什么原因导致我国服务业增长的总体滞后性及地区增长差异？中国经济增长的驱动因素中，政府的政策性因素更明显。在中国式分权体制下，中央政府授予地方政府一定的财权，并通过官员考核制度激励地方政府发展地方经济，为了实现政绩最大化，地方政府一方面与中央政府展开谈判和博弈，另一方面地方政府之间展开横向竞争，竞相在土地、投资、财税、对外开放等方面争取更大的政策空间，一定程度上影响着地方政府的产业发展战略和产业结构布局，影响服务业增长的市场化、城市化，所以财政分权应该是影响服务业增长的普遍适用性因素。

基于以上认识，本文从理论和实证层面研究财政分权对我国地区服务业增长的影响，梳理财政分权影响地区服务业增长的机理，利用1980-2016 年中国30 省份面板数据，实证检验财政分权对服务业增长的影响，并同时检验了财政分权影响服务业增长的门槛效应。

二、财政分权影响地区服务业增长的作用机理分析

(一)中国特色的财政分权制度

财政分权制度是处理我国中央和地方关系的根本制度，该制度的核心是中央和地方的财权和事权的划分，以及中央对地方的垂直组织人事管理制度，即地方官员考核和晋升制度(周黎安，2007；杨龙，2015)。中央和地方财政关系方面，改革开放以来我国就确立了地方分权的改革主线，并在改革开放初期实施了“划分收支，分级包干” 的财政包干制，地方财政不仅拥有了独立的预算编制权，享有较高的财政自主性，不受干扰地决定预算支出和中央政府分享预算收入(陈硕和高琳，2012)，这有利于提高地方政府发展经济的积极主动性，GDP和财政收入都大幅增加；然而该模式也激励了地方政府隐藏税源的动机，导致中央财力薄弱，且地区间财力差距大等问题。为此，1994年我国对分权制度进行了重塑，建立了根据税种来划分中央和地方财政收入的“分税制”，全部税收分为中央税、地方税和中央地方共享税，形成了当前中央和地方分权分税的基本格局。

分税制有利于地方政府减少对企业的干预和对市场的封锁，提高了市场配置资源的效率，总体上促进了地方经济的发展，并增加了中央政府财力，但由于中央和地方财权与事权的不匹配性，带来地方政府财政收支缺口(即财政纵向失衡)问题。由于地方经济发展的不平衡性，分税制给地方政府带来的财政收支缺口存在很大的地区差异，经济发展水平比较高的地方(北京、上海、浙江、江苏、广东、天津、山东、福建等地)，财政收支缺口比较小，地方财政的自主度高，地方政府就有更多的财力来干预地方经济，相反财政收支缺口大的地区就更加依赖于中央的转移政府(西藏、青海、甘肃、黑龙江、宁夏、新疆、吉林、广西、云南、贵州等地)，地方政府在干预经济方面就缺少自由度。

由于分权体制下，为了激励地方政府发展经济的积极性，建立了垂直的组织人事管理制度，即地方官员的评价和晋升取决于中央对地方官员的政绩考核成绩，而政绩考核的关键就是考核指标，这成为地方官员制定发展目标的依据。由于中央和地方政府所掌握的信息不对称问题，受地方经济和财政资源的限制，作为“理性经济人”的地方官员会集中财力来完成核心指标或关键指标，以便在政绩考核中获得更好的排名，通常经济增长速度、财政收入等量化的硬约束指标就成为地方政府追求的关键指标，形成可能偏离中央政府意图的“为增长而竞争”的地方官员政绩观(陈潭和刘兴云，2011等；刘伟，2016)。

(二)财政分权影响服务业增长的非线性特征

在“为增长而竞争”的政绩观驱使下，地方官员为了经济的快速增长，最直接的办法就是优化财税政策工具的设计，通过招商引资等方式来增加投资，短期内形成生产能力，引导社会资本和人口、劳动力流动，调节产业结构，实现GDP、税收等指标的快速增长，以最小的成本获取最大政绩。然而，分税体制下，地方政府之间存在着横向竞争关系，在各种资源有限的情况下，地方政府就展开了招商引资等方面的竞争(周光亮，2012)。

地方政府招商引资的对象都是有所选择的，所引进的企业要符合其政绩观要求，即投资额大、能够在短期形成生产能力、能够带动相关产业的发展、GDP和税收的贡献高等。理论上讲招商引资的对象包括制造业和服务业两类行业，但两类行业在产品性质、要素投入、生产过程、需求对象、跨区流动性等方面存在本质差异，制造业是劳动和资本密集型，而服务业是劳动和知识、技术密集型，所以从投资角度，制造业投资额更大一些；从税收角度，由于分税制初期，企业利润和人均GDP水平还比较低，所得税等直接税来源渠道少，税制结构以间接税为主，而制造业税收中间接税比重更高；从生产规模和流动性角度，制造品方便储存和运输，可以面向全球出口，而服务业通常依赖于本地制造业水平及居民需求，且交易具有即时性，不能储存，生产规模有限，跨区流动性比较难；从产业的带动效应来看，制造业的前向和后向连锁效应都比较大，而服务业中生产性服务业具有一定的后向连锁效应，消费性服务业的前向和后向连锁效应都不明显；从对地区环境的适应性来讲，制造业对投资环境要求低，主要条件是需要大量用地和劳动力条件，而服务业则对人均GDP水平、交通通信条件、高技能劳动者、城市消费环境等都有要求。

与产品同质化程度高、市场范围大的制造业相比，服务企业规模较小、形成生产能力较慢、产业关联效应较小、跨区流动存在较大困难，地方政府在招商引资等竞争中无疑更加偏好制造业，服务业获得的优惠条件会比较少。也就是说，受“为增长而竞争”政绩观驱使，地方政府可能把土地 、财政等有限的资源向制造业倾斜，财政分权可能不利于服务业增长。

然而，财政分权的制度安排并不是一成不变的，伴随经济社会环境的变化，国际产业分工和竞争加剧，服务业对制造业产业链、竞争力的提升作用，及满足居民精神文化等消费需求的作用充分显现，工业化和城市化进程也为服务业发展创造了良好的要素条件和空间环境；与此同时，产业升级压力下官员晋升考核的机制也在不断调整，政府官员的考核指标也日趋科学化和多元化，“加快服务业发展，增加服务业就业比重”等被设定为纳入政府官员绩效考核体系的约束性“硬指标”(崔滨，2011)，地方官员正在形成“增长和质量并举的”政绩观，多种因素共同作用下，地方政府的产业发展偏好正在逐步转向服务业。也有一些学者发现财政分权对产业升级也可能是正向促进作用。张少军和刘志彪(2010)研究表明，市场环境的变化会促使地方政府改变博弈策略，有效激励了地方政府促进产业升级活动。黄显林(2013)基于 1997-2010 年省级面板数据的实证分析表明财政分权度越高，地方获得的财税政策空间越大，越能促进地区产业结构升级。王立勇、高玉胭(2018)以2002-2015 年山西省“省直管县”县级面板数据为样本，采用双重差分法的实证分析结果表明直管县有更多财政自主权，激活了地方政府发展经济的活力，对县域产业结构升级产生了正向推动作用。

在分权体制对地方政府发展服务业的激励下，经济发展水平相对较高的发达地区服务业也取得了快速发展。如图2所示，2001到2004年在“为增长而竞争”的政绩观引导下，各地大力发展第二产业，服务业增加值占比呈下降趋势，2005年之前我国发达省份服务业占比除了北京外普遍都不高；2005年之后北京、上海率先开始了经济结构调整，服务业增长值占比持续上升；随后2008-2012年期间天津、广东、浙江、江苏等发达省份也顺应产业结构升级的趋势，加大了服务业发展，服务业增加值占比呈增长趋势，尤其是2012年之后这些地区服务业占比的增长明显加快④。

图2 2000-2017年我国发达省份服务业增加值占比的变动趋势

为了刻画财政分权与服务业增长的关系，本文选取了财政自主度作为财政分权的替代变量(陈硕和高琳，2012)，财政自主度=省本级预算内财政收入/省本级预算内财政支出，用服务业增加值占比和服务业就业占比来衡量服务业增长指标⑤。根据上述分析，不同经济发展阶段，财政分权与服务业增长的关系可能存在较大差异，所以本文参考北京、上海等发达地区2005-2007年左右的人均GDP均值，分别描述了人均实际GDP(即每年的名义GDP用1980年为基期的消费者物价指数平减)小于8100元及人均GDP大于8100元两个阶段，财政自主度与服务业增加值、就业占比的散点图⑥，从中可以看出：财政分权与服务业增长的关系很大程度上受到地区发展水平的影响，当人均实际GDP低于8100元时，财政自主度与服务业增加值占比、就业占比总体上都呈现负向关系，地方政府更多的财政资源投入制造业等领域，不利于服务业增长；而当人均实际GDP高于8100元时，财政自主度与服务业增加值占比、就业占比总体上都呈现正向关系，随着收入水平的提高，地方政府越来越重视服务业增长，财政资源也逐步向服务业倾斜，促进了服务业增长。

图3 财政自主度与服务业增加值占比的散点图

图4 财政自主度与服务业就业占比的散点图

综上所述，本文提出假说：在中国特色财政分权体制下，财政分权对服务业增长的影响呈现非线性特征，经济发展水平比较低时，受“为增长而竞争”的政绩观驱使，发展制造业比服务业更契合地方政府的利益，服务业获得的优惠条件较少，财政分权可能会不利于服务业增长；经济发展水平上升到一定阶段，服务业成为产业结构升级的方向，地方政府更加重视服务业，经济发展水平较高的地区逐步形成“增长和质量并举的”政绩观，财政分权可能有利于服务业增长。

三、模型与变量

服务业发展是一个渐进的过程，往往伴随着各地区的城市化进程、居民收入的增长、对外开放的演变而不断演进，因而分析财税体制对服务业增长的影响，必须要控制地区经济发展水平、城市化水平、对外开放度等因素，本文综合Hyun-Jeong Kim(2006)、Buera and Kaboski(2012)等相关研究的理论模型，得到下列基准回归计量模型：

Seviceit=β0+β1Fit+β2Zit+εit

(1)

其中，i和t分别表示地区和年份，Seviceit是被解释变量；Fit表示主要解释变量，即财政分权变量，Zit代表控制变量，εit表示误差项。

1.被解释变量

衡量经济增长的两个重要指标是增加值和就业量，服务业属于劳动和知识密集型，而且服务是无形产品、不能储存，其供给和消费具有即时性特征，所以劳动是服务生产中最重要的要素，服务业就业变动与增加值变动趋势也高度相关，为此本文选取了服务业增加值占比和服务业就业占比两个变量作为本文的被解释变量，选取服务业从业人数占地区总就业人数的比重作为服务业就业比重的替代指标。

2.主要解释变量

财政分权(Fit)是本文主要考察的解释变量。根据本文之前的分析，财税分权是影响我国服务业增长的重要制度性因素，财政分权制度设计带来地方财政收支的差异，从地方财政收支缺口和地方干预经济发展的能力角度，本文财政分权指标选择财政自主度指标，财政自主度变量=省本级预算内财政收入/省本级预算内财政支出，用Decent表示，刻画中央政府下放给地方政府的财权、决策权及财政自主权。根据陈硕和高琳(2012)的研究，“财政自主度”指标能够同时反映跨时序和跨地区的差异。2009年之前的数据来源于陈硕和高琳(2012)，2010-2016年的数据来源于各省份年度财政决算报告⑦。根据之前分析，财政分权度越高，在政治考核和晋升激励下，地方政府就有更多的资源来干预经济，从而实现其政绩需要，当财政自主度比较低的时候，地方政府只能满足其基本的政绩需要(如经济增长、税收增长等)，而当财政自主度比较高时，地方政府可能才有更多的资源用于产业结构升级和服务业增长方面的财力支出。

3.其他控制变量(Zit)

服务业生产过程除了劳动的作用外，资本投入对提高提升服务业技术水平和劳动生产率也具有重要作用，为此本文选取服务业资本占比作为重要控制变量，用Capital表示，等于服务业资本存量占全社会资本存量的比重。当前，制造业和服务业呈现融合发展态势，资本在服务生产中的作用愈加重要，所以预计服务业资本存量占比对服务业增长的效应为正⑧。

根据已有关于经济增长和服务业增长的文献研究结果，本文还引入地区发展水平、对外开放度和城市化水平三个重要控制变量。

地区发展水平变量用来考察地区经济发展和居民收入水平等客观因素对服务业增长的影响，用人均GDP即Rgdp表示。根据Clark(1941)、Schettkat(2006)等研究，随着人均收入水平的增长，人们会更倾向于购买需求弹性较高的服务品，消费结构会从制造品转向服务品，预计地区发展水平对服务业增长产生正向影响，但这一影响可能会存在地区和阶段性差异，为了消除异方差和自相关的影响，本文估计过程中选取了人均实际GDP的对数(即运用物价指数对名义GDP进行了平减)。此外，财政分权对服务业增长的影响可能受到地区经济水平的制约，所以本文构建财政自主度与地方发展水平的交互项变量，即Rgdp*Decent。

城市化率用Urban表示，用来考察城市化的快速发展通过人口流动和生活方式的变化对服务业供给及需求的影响。根据相关理论，城市化促使农村人口向城镇流动，为服务业增长提供了廉价的劳动力资源，尤其是成为批发零售、住宿餐饮、交通运输等基础性服务业的主力军；同时城镇外来人口的收入水平会不断提高，其生活方式趋向于城镇居民的生活方式，同时城市文明也会向周边地区传播，最终服务消费的总人口增加，边际消费倾向提高，消费结构不断优化；另外，人口和地理的城市化还带来服务生产的空间集聚效应，增加了服务业引致需求，预计城市化水平与服务业增长应该呈正相关关系。具体计算指标采用城镇常住人口与总人口的比重来表示。

对外开放度，用Open表示，反映我国对外开放政策对服务业增长的影响。参考陈金保等(2011)的做法，对外开放度具体指标采用外贸依存度，即地区进出口总额与地区生产总值的比重。改革开放以来我国对外开放度不断提高，尤其是加入世贸组织以后，对外贸易增长迅速，不过受美国次贷危机的影响，2008年以后对外开放度的增长减缓；此外，我国的贸易结构以劳动密集型和加工贸易为主，贸易结构低端化，尤其是服务贸易比重低，所以对外开放度对服务业增长的促进作用可能会不太明显。

本文的数据如果没有特别说明，都主要来自《中国统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》及相关省份的统计年鉴。

四、实证结果分析

(一)财政分权与服务业增长的基准分析结果

本文首先利用1980-2016年的省级面板数据对财政分权的服务业增长效应进行了估计，采用逐步增加变量的方式来判定变量的显著性：模型(1)到(3)是对服务业增加值占比的估计，模型(4)到(6)是对服务业就业占比的估计，模型(1)和(4)估计了人均GDP、服务业资本存量占比，及对外开放度、城市化率等控制变量的影响；模型(2)和(5)加入财政分权变量；模型(3)和(6)加入人均GDP与财政分权变量的交互项。由于本文采用的变量都属于宏观层面变量，经相关检验，变量间存在一定程度的异方差问题，为了减少估计的偏误，本文采用了聚类稳健标准差的个体固定效应面板数据估计方法。由于西藏的数据残缺率较高，本文的分省数据不包括西藏，估计结果见表1。

表1 分权体制与服务业增长的基准回归结果

首先看财政分权对服务业增长的影响，模型(2)和(5)中，代表财政分权指标的财政自主度(Decent)的系数显著为负，而模型(3)和(6)中加入了人均GDP与财政分权的交互项(Rgdp*Decent)后，财政自主度的系数及人均GDP与财政分权的交互项的系数都显著，且Decent的系数为负，Decent*Rgdp的系数为正，这符合之前理论部分的假设，财政分权对服务业增加值占比的作用受到经济发展水平(即人均GDP)的影响，当人均GDP水平较低时，服务业发展的客观条件还不太具备，财政自主度的提高不利于服务业占比的增长。财政分权与服务业增长的负向关系也与本文理论部分的判断相一致，说明分权体制下地方政府受“为增长而竞争”的政绩观影响，政府首要的任务是加快GDP、税收收入等规模性指标的增长，而工业等“投资大、形成生产能力快、间接税比重高”的产业就受到地方政府的青睐，省级政府偏向于把比较紧缺的财政资源用于支持这些产业的发展，而对服务业的优惠和支持比较少，不利于服务业发展。周飞舟(2006)、李江帆和杨振宇(2012)、郑培(2014)、张芬(2016)等学者也认为发展服务业耗费执政资源更多、见效更慢，同时回报更低，因而服务业对大多数地方政府缺乏吸引力。

当人均GDP水平超过一定临界值，客观上具备了服务业发展的相关条件，财政自主度的提高促进了服务业增长。财政分权对服务业增长的正向作用与贺文慧等(2016)、王立勇和高玉胭(2018)等结论基本一致。可能的原因一是财政分权减少了中央政府对地方政府的直接干预，促进了地区市场化发展，提高了地方资源配置的效率，促使地方经济发展能够更好地遵循产业结构升级的规律发展，当地方人均GDP不断增加后，来自供给和需求的因素都会推动地方服务业增长。二是虽然地方政府主观上可能偏向发展工业，但工业是服务业的基础，工业发展到了一定的阶段，需要服务业的支撑作用，工业势必与服务业共生发展，为了增强工业竞争力，服务业的作用也会更加重要，所以工业的服务化发展间接带动了服务业增长(刘振中，2018)。三是在产业结构升级背景下，中央政府通过“党代会”、“两会”、“五年发展规划”等渠道不断传导推进产业结构升级和服务业增长的信号，同时中央和地方政府的考核指标体系也更加多元化、科学化，这推动地方政府政绩观从“为增长而竞争”向“增长和质量并举”转变，地方政府主动优化财税政策，促进了服务业增长。

其他控制变量方面，资本作为服务业的主要投入要素对服务业增长具有显著的正向作用。模型(1)到(6)中，资本投入(Capital)变量的系数显著为正，而在服务业劳动力不断增多，劳动者所掌握的技能的熟练程度不断提升的情况下，增加服务业资本投入，对于提高服务业技术进步水平和劳动生产率具有重要作用。

地区发展水平对服务业增长具有正向促进作用。人均GDP(Rgdp)在模型(1)、(2)、(4)、(5)中系数均显著为正，说明伴随人均GDP的增长，服务业发展的客观条件不断完善，制造业产业链、价值链提升也带来服务业引致需求的增加，制造业资本有机构成的提高，推动劳动者向服务业流入，更多的劳动者参与服务业的生产，同时人均收入水平的提高，使得消费者对收入弹性更高的服务的需求增多，从供给和消费两个层面直接促进了服务业增长。此外，模型(3)和(6)中加入财政分权与人均GDP的交互项(Decenet*Rgdp)后，Rgdp和Decenet*Rgdp的系数也都显著为正，说明财政分权比较高的地区，人均GDP与财政分权的同向增长可能还会强化人均GDP的服务业增长效应。

城市化率(Urban)的系数方向为正，但仅仅在模型(2)和(5)中显著，说明表明我国城市化偏向于“用地的城市化”，“人口城市化”不足导致快速的城市化进程对服务业增长的作用有限。

对外开放度(Open)即贸易依存度都不太显著，并在模型(3)和(6)中方向为负，说明对外开放度对我国服务业增长的作用还有待进一步检验，我国长期以来外贸结构以劳动密集型产品和加工贸易为主，产品的附加值比较低，可能不利于服务业增长(陈金保等，2011)。

(二)财政分权影响服务业增长的门槛效应

表1的结果说明财政分权对服务业的增长具有非线性特征，本文在 Hansen( 1999)的面板数据门槛模型基础上，选取人均GDP作为财政自主度的门槛变量，建立门槛面板数据模型，来进一步估计财政分权影响服务业增长的门槛效应。

1.门槛值的识别

表2是分别选择服务业增加值占比和服务业就业占比两种被解释变量对不同门槛检验得到的 F 统计量和采用自抽样方法得到的P值。

表2 门槛识别结果

表2说明，服务业增加值占比和服务业就业占比两种被解释变量下人均GDP都显著通过了单门槛和双门槛检验，但都没通过三门槛的显著性检验，所以人均GDP对财政分权存在两个门槛值，分为三个阶段，低收入(Rgdp≤q1)，中等收入(q1

表3 门槛值估计结果

在基准模型的基础上，本文根据门槛识别和门槛值的估计结果，设定了人均GDP对财政分权的双门槛效应模型，见式(2)：

Seviceit=β0+β1DecentitI(Rgdp≤q1)+β2DecentitI(q1

(2)

2.面板门槛模型的估计结果

本部分在确定人均GDP的两个门槛、三个阶段后，采用个体固定效应面板数据模型估计了式(2)，分析在低收入、中等收入、高收入三阶段内财政分权的服务业增长效应。估计结果见表4，第(1)、(2) 列是服务业增加值占比的估计结果，(3) 、(4) 列是服务业就业占比的估计结果。

表4 面板门槛模型的估计结果

由表4中模型(1)到(4)的估计结果来看，主要结论比较稳健，即财政分权对服务业增长的影响的确体现出非线性效应。在低收入阶段， 即rgdp≤7.7870时(人均实际GDP为 2410元左右)，财政自主度变量的估计系数一致为负，都通过 1%的显著性检验，说明低收入阶段(从时间阶段来看，北京、上海为1990年之前，天津、江苏等大部分发达地区为1995-1998年之前，大部分中西部省份为2000-2005年之前)，客观条件不利于服务业发展，当地方政府财力非常有限时，有限的财政资源更偏向于“投资大、形成生产能力快、间接税比重高”的第二产业，不仅服务业享受到的优惠政策比较少，服务业市场化改革中政府还通过提高服务价格等方式来减少相关财政支出，各种因素的综合作用下，财政分权对服务业增长产生明显的负面效应。

在中等收入阶段，7.7870

在高收入阶段，q2

五、结论与建议

在理论分析的基础上，本文利用中国30 省份1980-2016年的样本数据，选取服务业增加值占比和服务业就业占比两个被解释变量，运用聚类稳健标准差的个体固定效应面板数据模型实证检验了财政分权对服务业增长的影响：财政自主度的估计系数为负，而财政自主度和人均GDP交互项的估计系数为正，说明财政分权的服务业增长效应受到地区经济增长的影响，经济发展水平比较低时，服务业增长的客观条件薄弱，地方政府“为增长而竞争”的政绩观下，更加偏好制造业而不利于服务业增长；当经济发展到一定水平，服务业发展的客观条件日益成熟，在产业升级压力下，地方政府开始重视服务业增长。同时，通过建立门槛面板数据模型，选取人均GDP作为财政自主度的门槛变量，进一步检验了财政分权影响服务业增长的非线性特征，实证结果显示财政分权对服务业增长的影响存在双门槛效应，当人均GDP处于低收入阶段，财政自主度的估计系数显著为负；处于中等收入阶段时，财政自主度的估计系数仍然为负，但绝对值大大下降；处于高收入阶段时，财政自主度的估计系数变为正。

本文的研究既解释了长期以来我国服务业发展滞后问题，又解释了近年来北京、上海等发达地区服务业快速增长的现象；同时随着我国经济发展水平的不断提高，大部分地区将接近或超过高收入门槛，扩大财政分权将有利于我国服务业的快速增长，这一方面需要根据客观经济形势的变化，不断改进分税制制度设计，优化调整中央和地方的财政关系，合理划分地方政府的事权，弱化地方政府对产业结构调整、企业经营发展的负面激励，确保地方政府有足够的财力推动产业结构升级，推动服务业优质高效发展；另一方面要进一步改进地方官员的考核机制，完善地方官员评价指标体系，比如服务业发展的考核指标不能仅仅局限于增加值占比这一指标，还要制定有关服务业发展质量、内部结构方面的指标，提升服务业发展质量，力促服务业的结构升级。

注释：

① 人均GDP达到3000、5000、8000和10000美元的时间，我国分别是，高收入国家分别为1971年、1975年、1979年和1985年，全球平均的时间分别为1986年、1995年、2007年和2010年，我国分别是2008年、2011年、2015年和2018年(2018年我国服务业GDP接近10000美元)，根据世界银行统计数据库相关数据计算获得，https://data.worldbank.org.cn。

② 数据来源于《中国统计年鉴》。

③ 本文综合服务业增加值占比和人均服务业增加值指标，划分了服务业发达地区和欠发达地区，服务业发达地区包括北京、上海、广东、天津、浙江、江苏、福建、山东、海南、重庆、辽宁、黑龙江、内蒙古、山西、湖北15个地区，服务业欠发达地区包括河北、湖南、江西、河南、安徽、吉林、陕西、四川、云南、广西、贵州、青海、宁夏、甘肃、新疆15个地区。

④ 2004年大部分省份的服务业增加值占比都有较大下降，其中一方面是因为服务业统计口径发生变化，农林牧渔服务业不再统计到第三产业中；另一方面是因为服务业增长速度低于第二产业所致；总体而言，2004年之前和2004年之后的数据所反映的各地区服务业变动的趋势是符合实际情况的。

⑤ 财政自主度2009年之前的数据来源于陈硕和高琳(2012)，2010-2016年的数据来源于各省份年度财政决算报告；服务业增加值和就业占比的数据来源于《中国统计年鉴》和各省统计年鉴。

⑥ 人均GDP以1980年为基期，用消费者物价指数进行了平减，计算了人均实际GDP，本文均采用了人均实际GDP，数据来源于《中国统计年鉴》。图3、图4i横轴为财政自主度，纵轴分别表示服务业增加值和服务业就业占比。

⑦ 财政部网站，http://yss.mof.gov.cn。

⑧ 资本存量的计算综合参考了徐现祥(2007)、宗振利和廖直东(2014)的有关方法构建得出，先通过徐现祥的缩减指数构造方法计算得出本文三次产业投资数据的价格平减指数，然后借鉴宗振利方法计算的分省折旧率和基期资本存量数据，根据永续盘存法得出本文的分省三次产业资本存量数据，1980-1995年分省分三次产业固定资本形成总额数据来自于《中国国内生产总值核算历史资料1952-1995》，1996-2002年三次产业的固定资本形成总额数据来自于《中国国内生产总值核算历史资料1996-2002》，2003-2016的固定资产投资数据来自于《中国固定资产投资统计年鉴(2004-2017)》，其中2013年数据缺失来自于《中国统计年鉴2014》。