财政分权、金融分权与经济结构性失衡

张 彤，王文甫

(1.西南财经大学财政税务学院，四川 成都 611130；2.四川大学经济学院，四川 成都 611130)

一、引言及文献综述

党的十九大后我国经济进入新时代，要求高质量增长。然而，以往隐藏在高增长速度背后的高投资低消费、低端产能过剩、集中度过高的风险日益攀升、外贸依存度过高、二元经济结构固化等问题开始浮现。2020年疫情的爆发，在加剧我国经济下行压力的同时，也给我国经济结构调整带来了一定挑战，加剧了经济结构性失衡。

对于我国经济结构性失衡的原因，已有研究大致从以下四种角度进行探讨。第一种是从增长模式的角度解释，认为非均衡增长模式是经济结构性失衡的主要原因。我国多年的渐进式转轨中存在的财政补贴、行政性配置资源等手段，使得供需无法完美耦合[1]，原本充当经济增长推动力的渐进式转轨逐渐成为平衡、充分发展的阻碍。

第二种是从财政体制的角度出发，认为非均衡增长模式是其内生的结果。分权体制下，政府在选择财政政策时会受到财政政策的工具性约束，加上居民的低消费倾向，使得政府不得不依靠过多的投资支出[2]，用重复投资来抵消调控低效率。这使得财政扩张与经济结构性失衡出现循环累积因果关系[3]。

第三种是从收入分配失衡的角度解释。我国长期以来追求的高增长与提高居民收入份额之间存在矛盾，国民收入分配博弈中，居民又天然处于劣势地位[4]，居民消费对当期收入的敏感使得在这种分配格局下出现低消费。当收入分配的不平等性越强时，居民的消费习惯越强烈，经济体中的高储蓄也随之出现[5]。

第四种是从不确定支出预期和个体理性角度来解释，认为不确定支出预期是居民谨慎消费的重要原因，会对居民消费行为产生重大影响[6]。居民私人支出负担预期的上升也会使得居民产生较强的预防性储蓄行为，进而延滞了消费[7]。

虽然以上四个层面对经济结构性失衡的形成都具有一定的解释力，但一些学者认为长期的结构性失衡需要从经济制度方面找原因[8][9]。因此，从经济制度方面尤其是核心的财政金融分权方面探究经济结构失衡至关重要，但这方面的研究却较少。在这支少数文献中，王文甫等(2020)较为细致地从理论模型分析财政分权对经济结构性失衡的影响及其作用机制[10]。该文献使用的经济结构性失衡指标为消费率、投资率以及劳动报酬比三个独立指标，但是，系统中诸多结构失衡中的某一个结构失衡并不必然具有总量上的直接意义，且该篇文章割裂了财政体制和金融体制之间的关联，仅从财政分权单线条出发，对现实传导机制缺乏全面的刻画。

因此，本文拟从以下两方面丰富现有研究：第一，本文在中国经济分权的大框架下，同时研究财政分权与金融分权对经济结构性失衡的影响及其作用机理；第二，本文以《中国国民经济核算体系(2016)》为依据，在借鉴相关学者指标选取的基础上，对我国省级层面经济结构性失衡程度进行了测度。

二、理论分析与假说提出

(一)经济结构性失衡的定义

经济结构性失衡描述的是经济结构长期、大幅度偏离其均衡状态所导致的经济低效率的运行状态[11][12]。有学者认为经济结构性失衡包含产业结构、投资消费结构、金融结构、区域经济结构与国际收支结构五个方面的失衡[11][13]，也有学者认为包含实体经济失衡、收入与价格失衡、货币金融失衡、国际收支失衡、资源环境失衡[14]，更有学者认为包含宏观、中观、微观共十三个方面的失衡[9]。本文界定的经济结构失衡包含产业结构、投资消费结构、金融结构、区域经济结构与国际收支结构五方面失衡。

本文选取2005—2017年31个省份的数据为样本，根据相关学者对于基础指标失衡的判定标准对省级层面的结构性失衡进行分析[15]，指标构建如表1所示。

表1 经济结构性失衡测度指标体系

(二)财政与金融分权作用于经济结构性失衡的逻辑与假说

1.财政分权与经济结构性失衡的关系。首先，基于经典多任务委托—代理理论，在现有财政体制框架下，承担多项事权责任的理性地方政府出于晋升激励的需求，会选择将有限的财政收入优先投向见效快、异于观察的产出指标上，即热衷于基本建设的重复投资，而对医疗、教育、社会保障等民生性支出缺乏关注[16][17]。尽管现有政绩考核体系已加入了民生性内容，但基于经济发展类指标占比最大且在短期易于观察，地方政府仍会存在有偏的支出结构[18]。地方政府重经济型支出、轻公共服务支出容易带动社会投资大幅度增加，促使社会投资增幅大于GDP增幅，但同样也会导致居民压低消费、提高储蓄来应对未来有可能发生的教育、医疗等支出，使得居民消费增长幅度小于GDP增长幅度，从而导致了投资消费结构的失衡。

其次，地方政府偏好经济型支出的同时也更愿意引入资本密集型的企业，导致社会资源大量流入第二产业，投资在第二产业内大量集聚，而潜力巨大、可以提供高附加值的第三产业投资较少，产业间发展不均衡，产业结构失衡出现。

再次，由于经济结构之间相互依存、相互联系，产业结构失衡导致的部分过剩产能在国内需求相对不足的情况下，必然要依靠外需来解决，贸易顺差形成，国际收支失衡出现。同时，国际收支顺差又会显著增加基础货币供给，国内流动性过剩，进而引起通货膨胀，金融结构失衡出现。

最后，金融体系流动性泛滥又会进一步推动房地产等资产价格的上升，刺激当地房地产业、建筑业的迅猛发展，而这些产业大多位于城市，进而导致区域经济结构失衡。

综上所述，本文提出第一个研究假说。

假说1：财政分权加剧了经济结构性失衡。

2.金融分权与经济结构性失衡的关系。当前我国显性集权与隐性分权并存的金融体制作用于经济结构性失衡的渠道主要有以下两条：第一，金融分权改变了地方政府和企业的信贷约束程度。一方面，金融显性集权下地方政府对银行系统的干预力度减弱，中央政府可将多余的资金按照经济社会发展战略的安排投向重点扶持的地区或产业，整体上有助于经济结构的改善。另一方面，金融显性集权下地方国企信贷约束的收紧也迫使企业改变以前的不加选择投资所有项目的投资模式，有利于整体经济结构的改善。与之相反，金融隐性分权下，对信贷约束的放松使得地方政府和地方国有企业可以轻易获取信贷资金，降低了信贷资金的配置效率，不利于整体经济结构的改善。

第二，金融分权改变了金融抑制程度。金融显性集权下金融抑制程度被减弱，隐性分权则相反。金融抑制对经济结构性失衡的影响有两个方面：一方面，金融抑制程度越高，政府越有能力去逆转从工业部门向服务业部门的经济资源流向[19]，促使资源在工业部门大量积累，不利于长期产业结构的改善。当产能过剩时，依靠外需解决的手段又会推升国际收支顺差，造成国际收支结构失衡。巨额的国际收支顺差又通过增加基础货币供给的方式使得国内通胀有上升的压力，金融结构失衡。金融体系流动性的泛滥又会进一步推动城市房地产业、建筑业等的发展，区域经济结构失衡出现。另一方面，金融抑制通过利率低估使得投资消费结构失衡[20]，通过汇率低估使得经济高度依赖对外贸易[21]，导致国际收支结构失衡，这同样也会传导、诱发其他领域的失衡。

假说2：金融显性集权会减轻经济结构性失衡，金融隐性分权则会加剧经济结构性失衡，金融分权对经济结构性失衡的总效应取决于两者相对力度的大小。

3.财政、金融分权与经济结构性失衡的关系。晋升激励下地方政府存在内生的投资冲动，但当财政资金无法满足这种投资冲动时，金融隐性分权的存在为这种内生的投资冲动提供了另一种可能，进而加剧了经济结构性失衡。

首先，地方政府偏向性的投资拉动一直存在。我国的财政分权体制对地方政府具有很强的财政激励效应[22]，并且基于长久以来发展经济是第一要务的思想，地方政府通常以直接产出效果来确保经济增速。在投资拉动型增长模式下必然需要大量投资，但限于体制性约束吸引到的民间资本有限，政府不得以用公共投资作为补充措施[8]。加上地方官员处于晋升压力和相对绩效考核的背景，政府偏向性的投资拉动一直存在于地方政府行为中。

其次，金融隐性分权为财政资金受限时的地方政府投资行为提供了可能。当财政资金无法满足本地区经济发展的需求以及具有独立意志的地方政府的利益时，地方政府会将目光转向金融领域，提高参与控制金融资源的积极性，即提高金融隐性分权的程度。地方政府对金融资源的掌握催生出了以土地资源为载体的地方融资平台来向金融机构借款，以债务形式用于地区经济建设[23]。金融隐性分权在地方政府财力受限时为地方政府的投资冲动变为现实提供了可能。

再次，对比来看金融显性集权。虽然中央推行了一系列改革来进行金融资源的集中统配，但渐进式的改革使得改革效果并未立竿见影，并且还会被地方政府自下而上的争夺金融资源的举措进一步削弱。故而，金融显性集权所起到的调节作用有限。

最后，传统经济增长方式会导致经济结构性失衡。地方政府用于投资的资金主要来源于两部分，一部分为财政资金，一部分为信贷资金。对于财政资金，地方政府重基本建设轻公共服务的支出偏向在导致社会投资居高不下的同时，会促使居民进行预防性储蓄，使得储蓄率居高不下且消费需求被抑制。地方政府面对低消费会以扩张性财政政策来刺激，加剧了重复建设，而地方用于投资的资金又会进一步压缩公共服务支出，最终导致投资消费结构失衡的日益加剧。投资消费结构的失衡又会因为经济结构内部的依存特征传导到产业结构、国际收支结构、金融结构和区域经济结构，最终导致经济结构的整体失衡。对于信贷资金，地方政府的过度干预使得信贷资金的分配更多遵循行政原则而非效率原则，资金使用效率降低。信贷资金也会被异化为财政资金，用于有偏的财政支出中，导致经济结构性失衡。

综上所述，本文提出第三个研究假说。

假说3：财政分权通过投资冲动作用经济结构性失衡的机制中，金融隐性分权的调节作用为负，金融显性集权的调节作用不明显。

如果整个孕期母亲的钙摄入量不足，对胎儿的影响可能不是特别大，但对孕妇自身的健康影响会非常大。因为在钙摄入不足的情况下，胎盘会分泌激素，刺激母体骨骼里面的钙质向外溶解，以满足胎儿生长发育的需要。所以说，常规性地缺钙，对胎儿没有太大的影响，但会使孕妇出现缺钙的症状表现，如腰酸背痛、腿抽筋等，而且可能会导致孕妇将来绝经以后的骨质疏松症。因为从理论上来说，育龄期是女性一生中骨密度最高的时候，也就是骨骼最硬的时候，如果这时候缺钙而导致骨密度下降，会导致绝经期以后骨质疏松症的高发，表现为腰酸背痛、乏力，甚至不小心摔一跤就容易骨折。

三、实证研究设计

(一)模型设定

鉴于经济结构性失衡存在时间上的关联[24]，本文采用动态面板数据模型来检验财政分权、金融分权与经济结构性失衡的关系。动态面板模型的估计方法主要有差分GMM和系统GMM两种，后者相较于前者利用了更多的样本信息，因而估计效率更高。系统GMM又可分为一步法和两步法。两步法不易受到异方差的干扰，且可以给出Hansen统计量来进行模型筛选，因而本文采用两步系统GMM的估计方法来缓解内生性问题。

为依次检验财政分权、金融分权对经济结构性失衡的影响，本文构建了如下两个基本模型：

unbalanceit=w0+α1unbalanceit-t+β1FiscalDit+δ1Zit+ci+uit

(1)

unbalanceit=w1+α2unbalanceit-1+β2FinancialDit+δ2Zit+ci+uit

(2)

其中，被解释变量unbalanceit表示i省份t年的经济结构性失衡程度，FiscalDit为i省t年的财政分权程度，FinancialDit为i省t年的金融分权程度，ci为不可观测的省份特征，uit为随机扰动项。Zit为控制变量，包含市场化水平(sch)、人均GDP(lnrjgdp)、原创性技术进步(lnycjs)、城镇化水平(lnur)、人口密度(lnpop)以及自然增长率(ngr)。

此外，从前文的机制分析可知，中国式经济分权大背景下财政分权与金融分权不可分割。因而，有必要检验财政分权与金融分权对经济结构性失衡的共同作用。为此，引入两者的交互项，基本模型如式(3)所示，变量选取与符号表示均和基准回归保持一致，这里不再重复介绍。

unbalanceit=w2+α3unbalanceit-t+β3FiscalDit+β4FinancialDit+β5FiscalDit*FinancialDit

+δ3Zit+ci+uit

(3)

(二)变量定义

1.经济结构性失衡。本文的经济结构性失衡指标体系包含五个分项十五个基础指标，详见表1。其中，本文将各指标的属性简化为正属性或逆属性[11][25]。此外，本文采用主成分分析法对指标的权重进行赋值，并对逆指标正向化，来保证所有指标属性上的一致性。依据指标体系测算出的数值越大，表明经济结构性失衡越严重。

2.财政分权。本文选取财政自主度指标衡量财政分权[26]。财政自主度指标越小，财政分权程度越大，经济结构性失衡越严重。在收入集权支出分权的背景下，地方政府的财政收支压力剧增。地方政府出于晋升激励的考虑，会优先将有限的财政收入投向见效快、易于观察的产出指标上，即热衷于重复建设。地方政府有偏的支出结构会导致投资消费结构的失衡，投资消费结构失衡又通过经济结构各部分的依存关系传导到产业结构、国际收支结构、金融结构和区域经济结构。因此，基于所研究的问题，本文使用财政自主度指标衡量财政分权。

3.金融分权。金融分权指为调动地方政府发展经济的积极性，在政府与市场之间以及不同层级的政府之间就金融资源配置权和控制权进行划定与分配的一系列显性与隐性的制度安排[27]。本文借鉴陈宝东和邓晓兰(2017)、余世勇和朱咸永(2019)的研究[23][28]，分别从以下两方面衡量金融分权：一方面，本文使用省银行贷款总额占全国银行贷款总额的比重来衡量金融显性集权。我国当前贷款发放中占大头的是国有商业银行和股份制银行，该指标越大，表明中央对金融资源的约束力度越强，信贷资源可以得到更好的配置，越有利于经济结构改善。另一方面，本文用地方性金融机构从业人员数占金融机构从业人员数的比重来衡量金融隐性分权，其中，地方性金融机构包括城市商业银行、农村商业银行、农村合作银行、农村信用社、新型农村金融机构和邮政储蓄银行。该指标越大，表明地方性金融机构的规模越大，地方政府对信贷资源的干预力度越强，资金配置效率越低，越不利于经济结构的改善。

4.控制变量。为减轻遗漏变量导致的内生性，选取的控制变量有：市场化水平，用市场化指数衡量；人均GDP；原创性技术进步，用每万人专利申请授权数衡量；城镇化水平，用人口城镇化率衡量；人口密度；人口自然增长率。各变量的符号及测度方式详见表2。

表2 变量描述

(三)样本选择及经济结构性失衡测算值

鉴于财政金融体制在2003年后基本保持不变，加上本文重点关注现阶段的体制特征对经济结构性失衡的影响，应当选取从2003年开始的数据。但由于各地区金融运行报告中地方性金融机构分机构从业人员数从2005年开始统计，本文最终选取的研究样本为2005—2017年31个省份的面板数据。原始数据均来源于EPS数据平台、Wind数据库以及中国人民银行官网。对于少数缺失值，本文用线性插值法补齐并对极值进行缩尾处理。

此外，图1展示了我国省级层面经济结构性失衡的两个特征。第一，整体来看，经济结构性失衡在经过迅速下降后，自2009年起呈现波动变化的特征，并且从2016年起又有抬头的趋势。这表明经济结构性失衡是一个需要持续关注的现象。此外，这两个时间点也分别对应着四万亿计划和营改增全面推广，这两项政策引致了地方政府财力的变化，进而影响了地方投资冲动，最终作用于经济结构性失衡。第二，各省份的经济结构性失衡呈现分散分布的趋势，但这种分散趋势正逐步减小，表明原处于经济结构极端失衡的省份已得到较好缓解。但也应注意到各省份的失衡状态收敛至一定区间后便数年几乎保持不变，这也说明当前呈现出的失衡是渐进式改革遗留下来的不容易解决的部分，政府更应当积极关注并寻求成因和治理办法。

图1 省级层面经济结构性失衡

四、实证结果分析

(一)基准回归分析(1)限于篇幅，本文未报告稳健性检验结果，作者备索。

1.不含交互项的回归。表3列(1)—(3)分别为引入财政分权、金融显性集权和金融隐性分权的回归结果。首先，进行AR(2)二阶序列自相关检验和Hansen检验来判断模型的有效性。结果显示三列回归均不拒绝原假设，模型不存在二阶随机误差项自相关和工具变量过度识别的问题，动态面板模型有效。其次，三列中经济结构性失衡的一阶滞后项系数均显著为正且小于1，表明当期经济结构性失衡会受上期的影响，但影响逐步递减。表3列(1)表明地方政府财政自主度越小，地方政府本级支出中来源于本级预算内财政收入的比重越小，财政压力加上外在约束缺乏使得地方政府会选择性履行职能[29]，加剧了经济结构性失衡，验证了假说1，即财政自主度越小，财政分权程度越大，经济结构性失衡越严重。

支出刚性下，当地方政府的预算内可得收入越来越无法支撑庞杂的事权责任时，地方政府只能依靠中央税收返还、转移支付和预算外收入来填补收支缺口。但由于我国的转移支付制度还不完善，地方政府若只依靠中央的补助，仍面临较大的财政压力。因此，在问责机制不健全的政治体系下，地方政府不断扩大自主行为空间，例如发展土地财政、过度投资生产性项目等等，这毫无疑问与经济结构均衡发展所要求的地方政府行为背道而驰。

表3列(2)表明金融显性集权程度越高，中央对金融体系的约束力度越强，进而抑制了地方政府的干预，促进了金融市场化改革的脚步，提升了信贷资源的使用效率，从整体上改善了经济结构。表3列(3)表明金融隐性分权程度越高，地方性金融机构规模越大，地方政府干预信贷资源的能力越强，从而扭曲了经济资源的自由流向，降低了信贷资金的使用效率，进而加剧了经济结构性失衡，验证了假说2，即金融显性集权会减轻经济结构性失衡，而金融隐性分权会加剧经济结构性失衡。

中央政府与地方政府之间的博弈使得我国的金融分权体制呈现出显性集权与隐性分权并存的特征。中央政府作为博弈中的一方，秉持逐步消除地方政府对银行体系的干预力度来推进银行业市场化改革，约束地方政府和地方国有企业以中央政府信誉为担保实行的无限制的贷款融资活动，期望将地方政府的行为、可支配资金全部限制在体制框架内，切实提升信贷资金的配给效率，进而助力我国经济结构的改善。但作为博弈活动中的另一方，地方政府采取自下而上的创新，不断扶持地方性金融机构来应对自身金融权力的缩减，打破了中央政府给地方政府设置的权利约束，引致了经济结构性失衡的加剧。

此外，从表3列(1)—(2)中核心解释变量的系数大小也可得知，金融领域资金的集权对经济结构性失衡的弱化作用大于地方财政自主度提升引致的结构性失衡的减弱。因而政府在助力经济高质量发展，缓解经济结构性失衡的过程中，除关注财政领域资金的配置外，还需格外重视金融领域资金在央地之间的配置。

表3 面板数据模型回归结果(不含交互项)

2.含交互项的回归。依据前文设定的模型来检验财政分权与金融分权对经济结构性失衡的共同影响。首先，为确保模型的有效性进行AR(2)二阶序列自相关检验和Hansen检验，结果显示不拒绝原假设。其次，对低次项的显著性进行判断来决定是否加入两者的交互项，回归结果如表4所示。

表4列(1)中金融显性集权的系数不显著，因而不引入金融显性集权和财政自主度的交互项。这也说明在财政分权影响经济结构性失衡的关系中，金融显性集权并没有发挥很好的作用。结合我国的现实，虽然中央推行了以国有银行、股份制银行改革为代表的一系列排除地方政府干预的措施，但改制的逐步推进以及地方政府进行的一系列自下而上的争夺金融资源的创新举措削弱了金融显性集权的效果。表4列(2)中财政自主度与金融隐性分权的系数均显著，因而引入两者的交互项。引入交互项的回归结果如表4列(3)所示，可以发现交互项在5%的水平下显著为正，即金融隐性分权显著削弱了财政自主度对经济结构性失衡的缓解效果。此外，还可以发现，随着隐性分权的减小，财政自主度对经济结构性失衡的边际效应由正慢慢转负，即当地方政府拥有不断增加的财政资金时，若其掌握的金融资金也不断增大，则不利于经济结构的改善。

表4 面板数据模型回归结果(含交互项)

(二)进一步回归分析

从理论分析可知，财政分权通过投资冲动影响经济结构性失衡的机制中，金融显性集权对投资冲动的调节作用不明显，金融隐性分权的调节作用为负。本部分借鉴Preacher和Rucker(2007)提出的调节中介效应模型进行检验[30]。本文构建的模型为：

tzcdit=θ0+θ1FiscalDit+θ2FinancialDit+θ3FiscalDit*FinancialDit+δ4Zit+uit

(4)

unbalanceit=ω0+ω1unbalanceit-1+ω2tzcdit+ω3FiscalDit+ω4FinancialDit

+ω5FiscalDit*FinancialDit+δ5Zit+uit

(5)

其中，tzcdit表示i省份t年的投资冲动，借鉴陈志勇和陈思霞(2014)的方法[31]，使用各地区固定资产投资资金占GDP的比重表示，其余变量的选取和符号表示均与前文保持一致。本部分的实证主要分为两部分：一是检验财政分权作用投资冲动进而影响经济结构性失衡的路径未受到金融显性集权的调节，结果见表5列(1)—(2)；二是验证财政分权作用投资冲动进而影响经济结构性失衡的路径受金融隐性分权的调节，结果见表5列(3)—(4)。

表5列(1)—(2)是金融显性集权作为调节变量的回归结果，可以看出列(1)中财政自主度与金融显性集权的交互项显著，即金融显性集权在财政自主度影响投资冲动中的调节效应显著存在，但列(2)中财政自主度与金融显性集权的交互项不显著，即金融显性集权在财政自主度影响经济结构性失衡中的调节效应不明显。表5列(3)—(4)是金融隐性分权作为调节变量的回归结果，列(3)中财政自主度与金融隐性分权的交互项为正，即财政自主度影响投资冲动的效果受到金融隐性分权的调节。列(4)中投资冲动变量显著为正，财政自主度与金融隐性分权的交互项也显著为正，即投资冲动对经济结构性失衡的影响显著存在，且金融隐性分权在财政自主度作用经济结构性失衡中的调节效应显著存在。据此，本文验证了假说3，即财政分权通过投资冲动作用经济结构性失衡的机制中，金融隐性分权的调节作用为负，金融显性集权的调节作用不明显。

表5 有调节的中介效应

五、结论与政策建议

在中国式经济分权的框架下研究经济结构性失衡对我国经济的高质量发展至关重要。为此，本文先采取相对较合理的指标体系和主成分分析法测算了当前我国省级层面的经济结构性失衡，然后在梳理作用机制和提出研究假说的基础上，对财政分权、金融分权与经济结构性失衡的关系进行实证检验。得到的主要研究结论如下：财政分权与金融显性集权可以显著抑制经济结构性失衡，金融隐性分权则相反；金融隐性分权在财政分权作用投资冲动进而影响经济结构性失衡的机制中起负向调节作用，财政分权与金融分权需互相配合才可达到缓解经济结构性失衡的效果。我国经济分权体制下，基于地方政府内生的投资冲动、匮乏的财政资金和政治锦标赛的激励，地方政府有强烈干预金融资源的动机，进而使得在金融显性集权框架下催生出了金融隐性分权。地方政府寄希望于金融领域权利的扩大来填补自己的财政资金缺口，事实上也确实达到了这种效果，起到了积极的作用，但需警惕的是，金融领域权利的扩大缺乏制度的约束，其一旦失控，造成的后果不可估量。基于以上结论，本文认为，经济结构性失衡问题植根于我国的财政金融制度，不能仅从财政体制改革着手，还需要跟进金融领域的改革，两者之间协调配合才能改善经济结构。