中國的財政分權與經濟增長

1、No.C20000082000-6中國的財政分權與經濟增長1林毅夫劉志強NO.C20000082000年6月1日摘要我們利用了省級數據來估算中國自1980年代開始的財政分權在經濟增長上所產生的作用。我們發(fā)現，在控制了同時期其它各項改革措施的影響后，財政分權提高了省級人均GDP的增長率。這與財政分權可以提高經濟效率的假說一致。另外，我們還發(fā)現農村改革、非國有部門的發(fā)展以及資本積累也是推動中國經濟在過去二十年里迅速增長的關鍵因素。1我們感謝HansBinswanfer、JackHou、李華剛、SuzannePiriou-Sall、馬峻、AnwarShah和鄒恒甫對本文初稿所作的有益的評論和建議。我

2、們的研究得到了世界銀行和香港科技大學的支持和贊助。1998年1月1318日，在泰國曼谷RoyalorohidSheraton召開了“第3屆環(huán)太平洋聯(lián)合經濟組織會議”，我們向該會議提交了論文，本文基本上是對該論文的修訂稿。文中所有可能的錯誤均由作者負責。1引言自20世紀70年代末開始經濟改革以來，中國經濟以年均接近10%的破紀錄速度增長。在這一過程中，許多因素都起到了重要的作用。例如使家庭成為基本生產單位的農業(yè)改革，在企業(yè)管理中引入了物質激勵的企業(yè)改革，各種價格改革、技術引進、面向國際貿易和外國投資的市場開放以及非國有部門的興起等等。在眾多的改革措施中，一個重要的但卻沒有被充分研究的方面就是始于

3、80年代初的財政改革。本文主要在于探討財政分權是否對中國經濟的增長有著積極的作用。從廣義上講，中國的財政分權與世界其它地方的財政分權沒有差別，都指中央政府將財政控制下放給地方政府。在那些財政分權的擁護者眼中，財政權力和責任向各級地方政府的轉移有助于提高經濟效率，因為和中央政府相比，各級地方政府在資源配置上具有信息優(yōu)勢(Oates,1972)。效率改善的觀點為許多學者所接受，例如Bahl和Linn(1992)Bird(1993).見Barro(1990)kin和Rebelo(1990),以及Jorgenson和Tun(1990)。顯然，無法僅從理論上去斷定財政分權是否會導致效率的提高，必須經過嚴

4、格的實證檢驗才能下結論。有些人從對宏觀經濟的控制和各級政府的貪污等問題的考慮而對財政分權抱有謹慎態(tài)度。Puodhomme(1995)對此有詳盡的論述。換言之，地方政府可以更好地提供各種公共物品的服務以滿足本地需要。而且，當地方政府的官員承擔起提供公共物品服務的責任時，他們也就處于當地居民更嚴密的監(jiān)督之下，從而也更有動力去行使他們的財政職能以為公眾謀求最大利益(見Shah和Qureshi，1994)。另外，中國的地方政府控制著大量的地方企業(yè)。財政分權可能硬化了地方企業(yè)(localenterprises)的預算約束(Qian和Roland，1996)，從而可能提高了地方企業(yè)的效率，并導致了高速的、

5、可持續(xù)的經濟增長。財政分權也可能會給經濟增長帶來動態(tài)效益。有關內生性經濟增長的最新文獻指出制度安排會影響經濟增長，3可以預計財政制度從集權向分權的轉變，能提高經濟的長期增長率(Oates1993;Liu,1997)。有些人對財政分權使效率提高的說法提出了質疑。首先，他們認為地方政府可能實際上并沒有明顯的信息優(yōu)勢。中央政府可以向地方派遣對當地偏好擁有足夠信息的官員，因而即使在集中的財政制度下，他們也可以在資源配置過程中發(fā)揮作用。其次，中央政府的決策也可以有中央以下級別的官員的參與；第三，在大多數發(fā)展中國家，地方政府的官員都不是依靠民主選舉產生，因此他們是否會更好地去熟悉各種情況是值得懷疑的；即使

6、他們對情況十分了解，他們也未必有足夠的激勵去依此行事。4而且，由于中國的地方政府一般都直接擁有絕大多數當地的企業(yè)，所以他們可能會設置各種貿易壁壘以保護當地企業(yè)，從而造成市場的分割和尋租行為，導致效率的損失。在整個80年代，中國的財政制度經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算分配的制度變?yōu)橐环N相對分權化的制度安排。中央政府和地方政府各自擁有自己的財政收入。在這種制度安排下，大部分省一級的政府須將本省的一部分財政收入上繳中央。有一些省份的財政支出超過了其財政收入，中央政府可能會向這些省份提供一些財政補貼，一個省內部的各級政府間也存在著類似的財政安排。理解財政改革在迄今為

7、止的經濟增長過程中所起的作用對于中國未來的改革頗為重要。如果正如擁護者所言，財政制度的變化有益于經濟增長，那么今后的改革就應致力于進一步鞏固分權化改革的成果并使之制度化。相反，若財政分權對經濟增長并沒有起到什么作用，中國就應該實行更為集中的財政制度，或者是在其它領域里進行相應的改革，以使分權化的財政制度的好處能夠完全發(fā)揮出來。本研究的意義不僅僅是對中國的經濟改革進行評價。世界銀行和其它國際組織正在積極地研究和評估在許多國家例如中國、巴西和阿根廷所實施的各種財政改革方案，希望從中可以為其它正準備進行財政改革的國家提供有益的經驗教訓。從這個角度看，本研究具有非常重要的實用價值。同時，從理論層次來說

8、，本文對財政分權是否有助于提高經濟效率的實證檢驗也是對經濟學文獻的一個貢獻。對中國經濟改革的研究汗牛充棟，但其中罕見評估財政改革對經濟增長貢獻的文獻。Zhang和Zou(1996)以及Ma(1997)的研究是兩個例外。5前者認為財政分權不利于經濟增長，而后者則得出了相反的結論。然而，以上學者的研究結論須謹慎對待，因為在他們的分析中，要么是使用的分權指標有可爭議之處，要么是沒有把同時期其它的改革措施也給考慮進去。在對經濟增長進行經驗分析的文獻里，利用生產函數進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分析財政分權對經濟增長的影響。我們利用了19701993年間省一級的數據。我們

9、的估計結果表明：財政分權對經濟增長過程有正的作用。我們還發(fā)現，除了財政改革外，農村改革、非國有部門的發(fā)展和資本積累也都對中國經濟在過去20多年里令人矚目的增長起到了關鍵性的推動作用。本研究有兩點創(chuàng)新。一是我們在實證分析中，除了集中分析了財政制度的變化對經濟增長率的影響外，還同時用不同的變量來代表各項重要的改革措施，另一個也是更為重要的一個創(chuàng)新是，與以前的學者不同，我們使用了邊際分成率即由省一級政府從財政收入增加額中所提留的比例這一指標來衡量財政分權的程度。本文其它部分安排如下。在第2節(jié)，我們以中央和各省級政府間財政關系的變化為側重點，綜述了中國80年代以來的財政改革。第3節(jié)構建了一個計量模型，

10、第4節(jié)對數據進行了簡要的討論，第5節(jié)給出了估計結果。最后一節(jié)概述了本研究的結論。II、中國的財政分權。在改革前，中國的財政制度是高度集中的。有大量非定量的文章對中國財政改革的各方面都進行了討論，wong(1991.1992)和錢、weingast(1995)等。6對改革前財政制度的詳細討論，見Lardy(1975),Ksenserg和Tong(1991),wong(1995)以及林(Lin,1997)。最后兩位作者還對80年代初至90年代初的財政改革也進行了詳細的論述。中央政府和各地方政府之間的關系被稱為“統(tǒng)收統(tǒng)支”。各級地方政府都沒有自己單獨的預算：中央政府集中了全部的財政收入并制定一個包括

11、全部下級政府的統(tǒng)一預算。這種財政安排也將國有企業(yè)包括進來，國有企業(yè)須向國家上繳所有的利潤或剩余，而國家則通過財政撥款來滿足國有企業(yè)的各項支出。實際上，國有企業(yè)的資金安排也是整個國家財政安排的一部分。集中的財政制度是與中國在改革前所采取的集中的生產和資源分配模式相一致的，但它與1979開始的市場化改革不相容。有3個重要因素推動了中國財政制度的變化。第一個因素是非國有企業(yè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、聯(lián)營企業(yè)和私營企業(yè)的快速增長，從而改變了國有企業(yè)一統(tǒng)天下的局面。虧損的國有企業(yè)越來越多，造成了國家財政的沉重負擔。政府不得不被迫去尋找其它的收入來源；第二個因素是經濟改革使地方當局的政治權力得到了增強，這自然使得各級地方

12、政府會在財政領域提出相應的決策權要求；第3個因素則純粹緣于經濟上的原因。經濟利益會極大地影響個人乃至政府的行為，因此為了使地方政府有動力去努力提高財政收入和推動經濟增長，就必須改變集中的財政制度。與其它改革類似，財政改革一開始也是試驗性的。早在1977年，就在江蘇省試行一種中央與省財政安排的替代方案。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。上繳份額按該省過去的財政收入和支出的情況決定。中央政府在1980年又實行了名為“劃分收支，分灶吃飯”的財政收入分享的安排。按這個安排，財政收入按來源被分為中央固定財政收入(包括關稅、由中央直接擁有的國有企業(yè)上繳的財政收入)、地方固定

13、財政收入(包括鹽稅、農業(yè)稅、工商所得稅、由地方政府所擁有的國有企業(yè)上繳的財政收入、其它稅收收入以及地方特產稅)和中央地方共享收入(包括由中央和地方政府共同領導的大型企業(yè)的利潤，工商稅或營業(yè)稅)。在1980年的安排中有幾個例外：廣東省和福建省每年向中央政府上繳一個固定的收入，余下的收入則全歸該兩省支配。5個少數民族自治區(qū)(西藏、新疆、內蒙古、寧夏、廣西)和3個有大量少數民族聚居的貧困偏遠省區(qū)(青海、云南、廣西)可以從中央獲得財政補貼，其數額以每年10%的速度增加。然而，雖然中央許諾上述財政收入分享方案一定5年不變，但實際上分配規(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，國有企業(yè)實行了利改稅。盡管財政收入仍被劃分成3類中央固定收入、地方固定收入和共享收入，劃分的依據卻有了改變。以前主要是根據對國有企業(yè)的所有權來劃分收入，新的劃分標準則與稅種相聯(lián)系。為了使分稅方案能夠和各個不同地方的社會、經濟條件相適應，又引進了4種收入分攤辦法。14個省份，包括3個直轄市，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固定數量的收入。有5個省份從中央政府獲得了一個固定數額的轉移收入。剩下的7個省份則從中央那里得到以每年10%的速度增加的財政補貼

15、。1985年的財政安排中，中央固定收入和地方固定收入只占政府總預算中相對較小的比例，共享收入則占了主要地位。這意味著現在中央政府要依靠地方政府來增加收入，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，地方政府也會努力去增加這些收入。財政安排在1988年再度發(fā)生變化。這一次則有5種收入分享方案，表1列出了各個省份所實行的不同的方案。皿計量模型在對經濟增長進行實證分析的文獻中，生產函數是一個被廣泛使用的基本估計框架(見Mankiw等，1992)，我們也采用了這一工具來檢驗財政分權對經濟增長的影響。我們采用了柯布道格拉斯型的生產函數，故第t期的生產可表述為：y(t)=A(t)k(t

16、)a屮lp(1)其中y為人均產出，k為人均資本，A為技術水平，屮為勞動力占總人口的比例(假設為常數)，對表達式(1)的左右兩邊同時取對數并對時間進行一階微分，就得到人均產出增長率，記為：g(t)=y(t)=A(t)+ak(t)(2)從式(2)中可以看出，人均產出增長率取決于兩個因素：人均資本增長率和技術進步率。需要注意的是，A(t)不僅反映了技術的變化，還反映了不同地區(qū)資源稟賦和制度的差異和跨時間的變化，以及其它地區(qū)特定的但不可觀測到的特征。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施的兩個最重要的改革措施。這包括財政分權（FD）和家庭聯(lián)產承包責任制（HRS）。

17、財政分權對經濟增長的影響是本文研究的核心內容。然而，財政分權只是中國全方位改革措施中的一個組成部分，可能與其它改革措施存在相關關系，因此排除其它改革措施的影響是準確評估財政分權對經濟增長的直接效應的關鍵。而以前的研究恰好忽略了這一點，因此這些研究的結論恐怕并不十分準確。家庭聯(lián)產承包責任制改革是改革期間農業(yè)增長的最主要的原因（林毅夫（Lin），1992）。這項改革增大了農民的自主權并導致了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的崛起，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的成長是中國近年來經濟快速增長的最大動力。我們還以農產品與非農產品（FPMP）之間的相對價格衡量了價格放開的影響，因為價格放開大大提高了農產品的相對價格。其它諸如企業(yè)改革，對外開放政策等

18、政策改革的效應，由于缺乏較合適的指標而無法予以直接衡量。然而，在回歸模型中加入年虛擬變量卻可以間接體現這些效應。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。財政能力（FISCAP）定義為人均真實GDP的3年移動平均值，該指標反映了一個地區(qū)的財政實力。農村人口比重（POPSHR）與總人口數（TPOP）被分別用來考察城市化以及人口規(guī)模對經濟增長的影響。非國有企業(yè)的相對重要性是通過非國有企業(yè)的產出占工業(yè)總產出（NSOESH）的比重來衡量的。通過考察非國有企業(yè)的相對重要性可以了解非國有企業(yè)在經濟增長中所起到的作用。我們還利用了人均固定資產投資額（按可比價格計）增長率這一指標來作為對人均資本增長

19、率的近似替代。這樣，增長回歸模型可通過一個雙向誤差因子模型來描述；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i為省份，t為時間，GGDP為人均GDP的增長率，GI為人均投資增長率，M.為不可觀測的地區(qū)效應，入為不可觀測的時間效應，v.為隨機撓動項。需要注意的是入是一個不隨省份不同而變化的變量，它解釋了所有沒有被包括在回歸模型中而和時間有關的效應。這一點對于我們的分析特別重要，因為中國經濟的增長

20、模式在很大程度上是受中央政府的宏觀經濟政策所主導的：擴張性的宏觀經濟政策導致了高增長和高通貨膨脹率，這又將接著導致治理整頓和較低的經濟增長。如果不考慮這些宏觀環(huán)境的時序特征，考察財政分權對經濟增長的效應就可能會出現偏差。關于上述回歸模型的特性中，還存在一個有待討論問題。如果假設M.和入是固定的待估參數，且殘差項的隨機撓動服從v.IID（0,o2），則表達式就是一個“雙向固定效應誤差因子模型”如果殘差項的3個因子都是隨機的，則表達式（3）就相當于一個“雙向隨機效應誤差因子模型”。由于在理論上并沒有太強的理由來支持選擇那一種模型進行估計更為合適，我們完全依據Hausman模型設定檢驗的結果作決定，

21、放棄了隨機模型而選擇了固定效應模型（見第V部分）。財政分權的一個重要作用是提供地方行政當局更多的資源，從而能增加它們的投資和支出，因此，財政分權可能會通過增加投資而影響到經濟增長，故財政分權對經濟增長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則取對數形式。這樣做只是為了方便對估計結果的解釋，對本文的結論并沒有什么影響部分影響可通過方程（3）中的GI來解釋。財政分權也可能通過提高地方政府資源配置的效率來對經濟增長做貢獻。財政分權還可以通過減少對低生產率部門的投資和增加對高生產率部門的投資而影響到經濟的長期增長率。財政分權的后兩種效應是通過增長方程中FD的系數來反映的，而

22、考察這種效應也正是我們進行實證分析的主要目的和內容。W、數據我們收集了中國大陸30個省級單位的28個（包括北京、上海、天津）自1970年1993年的截面數據以進行實證分析8。表2列出了各變量的定義和均值。人均實際GDP是根據中國195295年的國內生產總值（GDP）來計算的，政府收入和支出取自各省、自治區(qū)、直轄市歷史統(tǒng)計匯編：19491989以及歷年的中國統(tǒng)計年鑒。固定資產投資的數據取自各樣本省的統(tǒng)計年鑒。所有這些數據都是根據當年價的數據，再以19701993的價格指數換算成按1970年的不變價計算的數據。非國有企業(yè)的產出與工業(yè)總產出的經重、總人口和農村人口數取自歷年的中國統(tǒng)計年鑒。農產品對非

23、農產品的相對價格則根據歷年中國物價年鑒和上述各統(tǒng)計資料上的信息算出。家庭聯(lián)產責任制指標則衡量了農村地區(qū)采納這一制度的生產隊的百分比，這一數據取自林毅夫1992年發(fā)表的一篇論文（Lin,1992）。如何衡量財政分權度是我們所面臨的一大關鍵性的挑戰(zhàn)。在進行跨國別的研究中，一般都用州開支和聯(lián)邦開支的比值作為財政分權的近似替代。然而，在中國，中央在各省的支出的數據無從獲得，因此無法計算省開支和中央在各省開支的比值，而必須另辟蹊徑。在對中國財政改革進行實證研究的兩篇論文中，分別提出了衡量財政分權的不同的方法。其中，Ma（1997）的方法是以省級政府在預算收入中保留的平均份額來代表財政分權度。該方法雖有吸

24、引人之處，但由于兩個原因，它卻無法體現出自80年代以來中央地方財政關系所經歷的巨大變化。首先，在改革前，有一些省份就一直對中央政府的預算有所貢獻，或者說，這些省份的財政收入大于它們的支出。因此，按Ma的方法，財政分權早已有之，但在統(tǒng)收統(tǒng)支的財政制度下，省一級政府的任何開支都必須獲得中央的批準。其次，Ma的方法使用的是平均分成率而不是邊際分成率，但會影響省和省以下各級政府行為的卻正是邊際分成率。另一項對中國財政分權的實證研究是由Zhang和Zou（1996）作出的。他們則通過一省的開支占中央總開支的比率（或者是該比率的變化）來衡量財政分權。這一方法也有問題。在他們的指標中，分母都是相同的即中央政

25、府的總支出，所以財政分權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，則財政分權度就越大。所以，地方支出數額最高的那個省就享有最高的的財政自由度。但實際情況卻并非如此，因為某個省份的支出大小只是反映了該省的人口和經濟規(guī)模而不是該省在財政上所擁有的自由空間。例如四川省的財政支出是最高的，但這并不表明四川省比較小的廣西省擁有更多的財由于數據不全，海南和西藏并沒有被包括在內；政自主權。同理，盡管上海市的財政支出要高于天津市，但上海市所擁有的財政自由度并不比天津市更多。在以前的研究中，另一個被忽略的重要問題是中國財政分權實際開始的時間。正如我們在上面所指出的那樣，中國的財政改革是在8

26、0年代初開始的。但是由于中央和省級政府所共享的收入比較小，而且，在19801984年間，中央和省級政府間的財政關系的變化在很大程度上是試驗性和暫時性的，收入分攤的規(guī)則并非一定數年，而且是，省和中央間年年重新談判。有些學者（見Wong,1991）已經指出，在這短暫的4年里，所規(guī)劃的財政關系的實際有效期非常短暫。在省級政府看來，中央政府的財政政策充滿了太多的不確定性。因此，省級政府的最佳策略就是保持現狀。與之形成對比的是，從1985年開始的財政改革的方向比較明確。收入分攤規(guī)則最初是3年不變，然后再延續(xù)到一個更長的時期。盡管在協(xié)議有效期間，由于某些原因，由中央和省級政府所共同商定的收入分攤仍有變化，

27、但它們基本上還是被遵循的。在本文中，我們認為財政分權從1985年開始，并用省級政府在本省預算收入中的邊際分成率這一指標來衡量財政分權。第II部分已經指出，在19851987年間，共有4種中央省財政安排類型，在19881993年間則有5種。我們以省級政府提留了多少財政收入增加額來衡量財政分權。如果，某省可以從其財政收入中保留一個份額，FD等于所提留的份額。在19851987年間有14個省，在19881993年間有5個省都可以歸入這一類。其余幾種類型的財政安排則意味著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，所有省份的財政分權度都記為0。ioV、

28、結果表3給出了人均GDP增長率的基本回歸結果。表4給出了對用其它方法衡量財政分權所得到的結果的顯著性檢驗結果。以下幾點需要注意：第一，統(tǒng)計檢驗的結果列在表3的底部。其中有一行記為HN，該行給出了固定效應模型和隨機效應模型進行Hausman檢驗的統(tǒng)計值，由X2統(tǒng)計值可以看出，Hausman設定檢驗拒絕了隨機效應模型。標記為LR的那一行則給出了假設不存在固定效應的可能性比率檢驗（Likelihoodrationtest）的結果。X2統(tǒng)計值大于在1%顯著水平上的臨界值，檢驗結果拒絕了沒有固定效應的古典回歸而接受了雙向固定效應模型。因此所有的回歸都是按雙向固定效應模型作出的。為了簡單起見，省和年度虛擬

29、變量的估計結果，沒有在表中列出，讀者若有興趣，可向作者索取。由于這類分攤規(guī)則如下：（1）在基期上繳當地收入的一個比例，在接下來的幾年里，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固定數量；（3）在基期上繳一個固定數量，在接下來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固定數量的補貼；（5）在基年里獲得一個補貼，在接下來的幾年里總補貼額則按以前所商定的比率增加。見第二部分。Breusch-Pagan拉格朗日乘數檢檢拒絕了存在同方差的零假設，我們在括號中給出了和異方差一致的標準差假設下的t統(tǒng)計值(White,1980)。11A、基本結果表3中的模型1給出

30、了對方程(3)進行直接估計的結果。從中可以看出，財政分權對人均GDP增長率有正的、顯著的影響。估計值為0.0362意味著財政分權度也就是對預算收入的邊際分成率從0提高到100%，人均GDP增長率就會相應提高3.62個百分點。農村改革對經濟增長率也有正的和顯著的影響。正如所預料的那樣，固定資本的增長率與經濟增長率有正的和顯著的相關。FISCAP的系數是負的且在統(tǒng)計上顯著，這意味著較富裕的省份其增長率更低。這清楚地說明了在中國各個省份的收入水平之間存在著條件性收斂的趨勢。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)計上不顯著。我們估計了模型2以檢驗財政分權的回歸結果是否會對包括那些不顯著的變量在

31、回歸方程里而相當敏感。估計結果并沒有多大改變。由于財政分權度是以各省級政府對財政收入增加額的邊際分成率來衡量的，這樣，接受財政補貼的省份和只要將其財政收入的一個固定數量上繳給中央的省邊際分成率都為100%。讀者可能會懷疑這一方法的有效性。在模型3中，我們通過引入虛擬變量對接受的財政補貼的省份和其它省份作區(qū)分，以檢驗模型1的估計結果是否依然保持不變。該虛擬變量為財政補貼虛擬變量，對于那些在1985-1993年間接受了財政補貼的省份而言，該虛擬變量取值為1，其它的省份則取值為0。而在其它時段的樣本期內，該虛擬變量同樣取值為0。結果，財政分權度從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為正且顯著，表明在其他條件相同的情況下，接受財政補貼的省份的經濟增長速度更快。其它變量的估計結果與模型1基本相同。處理上述問題的另一種辦法是利用整個數據中的一部份來估計模型1，即不包括那些接受財政補貼的省份的數據。其結果放在模型4中，盡管幾乎減少一半的樣本，但這些估計結果與模型3的估計結果基本相同，與模型1的結果一致。因此，將那些接受財政補貼的省份的邊際分成率設定為100%并沒有什么不妥之處。另一個有可能會出現偏差的地方在于改革前的參數值可能會與改革期間的參數值不同。換言之，將改革前各年份的數據也包括進來可能會對估計結果有所影響。因此在模型5中，我們僅用1979-1993

33、年這一段改革期間的數據對經濟增長進行了回歸。11另外，Durbin-Watson檢驗也表明沒有證據顯示在文中或表里給出的模型的殘差分布呈自相關。另一種方法就是對在改革前和改革期間的增長方程中的各參數的穩(wěn)定性進行檢驗。然而，因為FD和HRS在改革前的取值為O因此鄒氏檢驗在這里并不可行。其中FD的系數與模型3和模型4基本相同，且在統(tǒng)計上顯著。最引人注目的變化是對總人口數系數的估計。與其它各模型不同，該系數為正且在統(tǒng)計上顯著，說明人口規(guī)模更大的省份其經濟經濟增長速度更快。其它變量系數的估計結果變化不大。因此，沒有足夠的證據表明我們的結果是因為在分析中包括了改革前的樣本而得到的。B、對財政分權變量設定

34、的強度檢驗可以想象從改革的措施的啟動到其對經濟增長產生影響之間會有相當長的一段間隔期。為考察這種可能性，我們設經濟增長率為滯后1年或2年的財政分權變量的函數。這樣做就考慮了經濟增長率對改革措施的變化所需的反應時間。在表4的模型1中，對財政分權變量進行了一年滯后，結果所有系數的估計值，特別是財政分權的估計值，與表3中模型1的系數估計值非常相似。在表4模型之中，對財政分權變量進行了兩年滯后，結果再度顯示財政分權對經濟增長率有正的影響。唯一的變化是財政分權變量系數估計值的大小與其它模型相比變得更大了。這引發(fā)我們去尋找該變量的最優(yōu)滯后結構的想法。然而，財由于政分權變量高度自相關，是我們無法對分布滯后結

35、構進行有意義的分析。但當我們把滯后一年和兩年的FD變量也考慮進來時，這兩個變量的估計值全部為正，但因出現多重共線性現象，其估計值的標準差也相應變得很大。13我們對含HRS滯后形式的方程進行回歸分析，但這樣做對結果的影響不大。14在一般的Logistic函數中，FD=1+exp(-X+a)/k-i，其均值為a,標準差為kn/3o.5，我們設該函數的折點為邊際分成率的50%(或a=0.5)，并設標準差0.25，這樣邊際分成率變量的區(qū)間在其均值的2個標準差之內。從原則上廛，HRS也存在形式設定問題。我們關注FD設定形式變化對估計結果的影響是因為財政分權是本研究的核心內容。不過，當HRS同樣取對數或形

36、式時，其系數估計值與FD的系數估計均為正且在統(tǒng)計顯著。見前文對平均分成率的批評。迄今為止，我們通過對邊際分成率的線性轉換來衡量財政分權度。然而，財政分權度與經濟增長率之間的關系卻有可能是非線性的。為了檢驗將FD設定為其它形式對回歸結果的影響，我們重新對表3模型1中的該變量進行了對數轉換和logistic轉換并重新進行了回歸估計，14其結果分別在表4的模型3和模型4中給出。FD的估計系數仍然為正且在統(tǒng)計上顯著。該變量對數形式的估計結果為0.0217，這意味著從中央集中控制的財政制度向完全分權的財政制度的轉變會將經濟增長率提高10個百分點。從對該變量進行l(wèi)ogistic轉換的估計結果中也能得到相似

37、的解釋。對其它變量的估計基本不變。15接下來我們將對由另一種衡量財政分權方法所得到的結果的強度進行檢驗,雖然這種方法與我們所使用的方法關系不大。在表4的模型5中所使用的是平均收入分成率。16其結果與先前各回歸模型的估計結果基本一致。唯一較大的變化是在該模型中，FD的系數估計值要比那些以對財政收入的邊際分成率來作為衡量財政分權指標的模型中的相應系數的估計值要小得多。這表明經濟增長率對邊際分成率變化的反應，要比對平均提留率變化的反應更為敏感。換言之，若兩個省份可以從其財政收入中提留相同的份額，但若它們的邊際分成率不同，則這兩個省的人均GDP的增長率就會出現差異，此時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的增長率會更高。實際上，我們在表4的模型6中同時使用了這兩種衡量方法(邊際分成率和平均分成率)，結果表明，使用邊際分成率的變量的系數估計值仍為正且在10%的水平上顯著，而使用平均分成率的變量的系數的估計值雖為正但在統(tǒng)計上并不顯著。這可能說明邊際分成率是衡量財政分權的一個較好的方法。而且，前者的估計值(0.0254)要大于后者的估計值(0.0082)，這種結果與在模型中分別使用這兩種方法時的情形是一致的。C、檢驗財政分權措施的外生性盡管我們的回歸分析結果表明財政分權與人均GDP的增長率有著很強的相關，但其中的因果關系也有可能是倒置過來的：較窮的省的經濟增長率較低，因此更有可

39、能從中央獲取財政補貼；而較富裕的省經濟增長率較高，從而其財政自由度有可能更大。在這種情況下，我們先前所有的估計結果都會由于內生性偏差問題而出現估計不一致。然而有許多情況表明財政分權是外生決定的。首先，我們發(fā)現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間的變化而出現多大變化。在1985年，中央和省的財政安排被確定后僅變動過一次，這個變動發(fā)生在1988年，并被執(zhí)行到1993年。而1993年是我們樣本期內的最后1年。其次，我們還就財政分權變量潛在的內生性作了檢驗。檢驗的結果并沒有拒絕預算收入的邊際分成率外生于模型的假設。17D、投資和其它我們

40、在第三部分中曾指出財政分權可通過兩條途徑來提高經濟增長率。第一，財政分權能夠導致省一級的資本投資的增加從而帶來經濟增長。對于省級政府而言，其在一個分權的財政制度下的投資動力要比在一個集中的財政制度下的投資動力更強。因為在分權的財政制度下，省級政府可以從額外進行的投資所帶來的回報中獲取一個更大的份額。如果財政分權和省級政府的投資量之間確實存在著正的關系，那么表3和表4中所給出的財政分權系數的估計結果就可能低估了財政分權對經濟增長的總效應。我們通過一個單獨的回歸分析來檢查是否存在這種關系，以人均投資的增長率(GI)對FD和其它自變量進行回歸。結果顯示財政分權和投資之間存在正的相關關系。然而，這種關

41、系在統(tǒng)計上并不顯著。18因此，并沒有明顯的證據說明財政分權通過增加了總資本投資量而推動了經濟增長。第二，財政分權通過提高資源配置效率而推動了經濟增長。正如我們在第I部分中所指出的，與中央政府相比，省級政府在滿足當地需求方面具有信息優(yōu)勢，因而能夠更好地提供公共物品和服務，而這些公共物品和服務對當地的經濟環(huán)境有較大影響。例如，某省份可以通過配置更多的資源來提高總產出，也可以通過將資源從低生產率的領域再配置到高生產率的領域來提高總產出。需指出的是，這種由于財政分權所帶來的效率提高的作用，同技術變遷所起的作用類似，都可以對人均GDP的增長率帶來長久的影響。我們所使用的計量模型使我們能夠對這種效應進行單

42、獨的考察。而估計結果則明確表明，財政分權對中國各省間的經濟增長率有著顯著的作用。然而，由于缺乏相關數據，我們無法更詳細地分析財政分權如何帶來了中國經濟效率的提高。不過，省一級的宏觀統(tǒng)計數字仍然表明由于財政分權的緣故，地方政府將其收入的更大比例投向了高生產率領域。例如，我們發(fā)現在基礎投資占預算支出的比例與財政分權度之間存在著正的且顯著相關的關系。19對該結果的一個可能的解釋就是省級政府試圖通過更多地向基礎設施投資，更少地向低生產率領域例如農業(yè)部門投資來提高資源配置效率，因為向基礎設施投資可以提高其它類型資本的生產率。20或許最具說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、財政分權不僅僅局限于中央省之間的財政關系，在省級政府與省以下各極政府間也存在著類似的分權式的財政關系。目前，省以下的各政府能夠從當地財政收入中保留更大的比例，這已經改變了這些政府的投資行為。結果，它們不僅有更強烈的動力去進行更多的投資，并且會更多地投資于高生產率的農村工業(yè)部門：建設更多的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。對縣一級政府的作用進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衡量財政分權是對過去研究中所使用的其他衡量方法的一個改進，但邊際分成率也并非是一個完美的指標。財政分權度還取決于在多大程度上中央政府可以通過其它途徑來干預地方政府的財政事務。例如，中央政府可能會給予某個省份幾項優(yōu)惠政策，諸如允

44、許創(chuàng)辦經濟特區(qū)，有權力批準投資項目等等。不過這些政策在很大程度上都具有省份特征，通過在回歸中設置省虛擬變量已經將它們的效應考慮了進去。VI、結論在本文中，我們探討了中國始自80年代中期的財政分權改革對人均GDP的增長率的影響。我們發(fā)現財政分權對經濟增長起到了顯著的作用，這與財政分權能夠提高經濟效率的假設是一致的。同時我們還發(fā)現農村改革和非國有部門的發(fā)展是在過去20多年里推動中國經濟增長的關鍵因素。這些結果使我們得出了兩點結論：第一，制度安排很重要。除財政分權外，其它政策（如在農村部門中推行家庭聯(lián)產承包責任制改革和在工業(yè)部門通過發(fā)展非國有企業(yè)而實現民營化）都對中國的經濟增長起到了有利的作用。第二

45、，根據對數據的分析，財政分權主要通過提高資源的配置效率而不是引致更多的投資來提高中國的經濟增長率。應指出的是，自80年代以來，中央和省級政府間的財政關系的變化非常錯綜復雜。我們在經驗研究中以邊際分成率作為反映財政分權度的指標，但這還不足以充分體現出財政關系變化的復雜性。更好地理解在中央省談判過程中起關鍵作用的因素和機制非常重要，正是由于這個原因，本文的研究只是一個階段性的成果，更深入的研究仍有待進行。Reference:Bahl,RoyW.andLinn,JohannesF.,UrbanPublicFinanceinDevelopingCountries,NewYork:OxfordUnive

46、rsityPress,1992.Barro,RobertJ.,“GovernmentSpendinginaSimpleModelofEndogenousGrowth,”JournalofPoliticalEconomy98,vol.5,pt.2,1990,S103-25.Bird,RichardM.,“ThreadingtheFiscalLabyrinth:SomeIssuesinFiscalDecentralization,”NationalTaxJournalXLVI,vol.2,1993,207-27.ChinaMinistryofFinance,TenYearsReforminFina

47、nceandTaxation(CaishuiGaigeShiNian),DepartmentofSystemReforms,Beijing:ChineseFinanceandEconomicsPublishingHouse,1989.ChinaMinistryofFinance,ChinaFiscalStatistics1950-91,Beijing:ChineseFinanceandEconomicsPublishingHouse,1992.ChinaStatisticalBureau,CompilationofHistoricalStatisticsforEachProvince,Auto

48、nomousRegion,andtheDirectlyAdministeredMunicipalities1949-1989,Beijing:StatisticalPublishingHouse,1990.ChinaStatisticalBureau,PriceStatisticalYearbookofChina(WujiaNianjian),Beijing:StatisticalPublishingHouse,variousyears.ChinaStatisticalBureau,StatisticalYearbookofChina,Beijing:StatisticalPublishing

49、House,variousyears.ChinaStatisticalBureau,TheGrossDomesticProductofChina,1952-1995,Liaoning:DongbeiUniversityofFinnaceandEconomicPress,1997.DangdaiZhongguoCaizhengEditingCommittee,PublicFinanceinMordernChina(DangdaiZhongguoCaizheng),Beijing:ChinaSocialSciencesPress,1988.Jorgenson,DaleW.andYu,Kun-Yon

50、g,“TaxReformandU.S.EconomicGrowth,”JournalofPoliticalEconomy98,vol.5,pt.2,1990,S151-93.King,RobertG.andRebelo,Sergio,“PublicPolicyandEconomicGrowth:DevelopingNeoclassicalImplications,”JournalofPoliticalEconomy98,vol.5,pt.2,1990,S126-50.Lardy,Nicholas,“CentralizationandDecentralizationinChinasFiscalM

51、anagement,”TheChinaQuarterly61,March1975,26-60.Lin,JustinYifu,“RuralReformsandAgriculturalGrowthinChina,”AmericanEconomicReview82,1992,34-51.Lin,JustinYifu;Liu,Zhiqiang;andZhong,Funning,“FiscalDecentralizationandRuralDevelopmentinChina,”aReportSubmittedtotheWorldBank,June1997.Liu,Zhiqiang,“FiscalDec

52、entralizationandRuralGrowth,”manuscript,December1997.Ma,Jun,ChinasEconomicReforminthe1990s,1997.Mankiw,GregoryN.;Romer,David;andWeil,DavidN.,“AContributiontotheEmpiricsofEconomicGrowth,”TheQuarterlyJournalofEconomics,May1992,407-37.Oates,WallaceE.,FiscalFederalism.NewYork:HarcoutBraceJovanovich,1972

53、.Oates,WallaceE.,“FiscalDecentralizationandEconomicDevelopment,”NationalTaxJournalXLVI,vol.2,1993,237-43.Oksenberg,MichelandTong,James,“TheEvolutionofCentral-ProvincialFiscalRelationsinChina,1971-1984:theFormalSystem,”TheChinaquarterly125,March1991,1-32.Perkins,DwightH.,“ReformingChinasEconomicSyste

54、m,”JournalofEconomicLiterature26,June1988,601-45.Prudhomme,Remy,“TheDangersofDecentralization,”TheWorldBankResearchObserver,August1995,210-26.Qian,YingyiandWeingast,BarryR.,ChinasTransitiontoMarkets:Market-preservingFederalism,ChineseStyle,Stanford,CA:HooverInstitutiononWar,RevolutionandPeace,Stanfo

55、rdUniversity,1995.Qian,YingyiandRoland,Gerard.“TheSoftBudgetConstraintinChina,”JapanandtheWorldEconomy,8,June1996,217-23.Shah,AnwarandQureshi,Zia,“IntergovernmentalFiscalRelationsinIndonesia,”239WorldBankDiscussionpapers,1994.Zhang,TaoandZou,Heng-fu,“FiscalDecentralization,PublicSpending,andEconomic

56、GrowthinChina,”manuscript,PolicyResearchDepartmentoftheWorldBank,1996.White,Herbert,“AHeteroskedasticity-ConsistentCovarianceMatrixEstimatorandaDirectTestforHeteroskedasticity,”Econometrica48,May1980,817-38.Wong,ChristineP.W.,“Central-LocalRelationsinanEraofFiscalDecline:TheParadoxofFiscalDecentrali

57、zationinPost-MaoChina,”Chinaquarterly128,1991,691-715.Wong,ChristineP.W.,“FiscalReformandLocalIndustrialization,”ModernChina18,1992,197-227.Wong,ChristineP.W.;Heady,Christopher;andWooWingT.,FiscalManagementandEconomicReforminthePeoplesRepublicofChina,OxfordUniversityPress,1995.Xie,Danyang;Zou,Heng-f

58、u;andDavoodi,Hamid,“FiscalDecentralizationandEconomicGrowthintheUnitedStates,”JournalofUrbanEconomics45,1999,228-39.Zhu,Xingmin(ed.),ReformandPracticeoffinancialSystemandManagementinJiangsuProvince(JiangsuShengCaizhengGuanliTizhiGaigeYuShijian),Beijing:ChinaFinancialandEconomicPublishingHouse,1993.表

59、1中央省財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資料來源：*當代中國財政編委會，1988,PP37677；Zhu(1993),PP294-96。分攤方案：上繳當地收入的一個份額；在基年上繳當地收入的一個份額，在接下來的幾年里上繳總額按已商定的一個比率上升向中央政府上繳一個固定數量的