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財政分權與政府支出結構關系的實證分析

2013-04-29 01:46:33王明成尤思夢
貴州財經(jīng)大學學報 2013年5期
關鍵詞:財政分權

王明成 尤思夢

收稿日期:2013-06-30

作者簡介:王明成(1981-),男,安徽淮北人,三江學院文化產(chǎn)業(yè)與旅游管理學院講師,經(jīng)濟學博士,研究方向為財政分權、政府支出與經(jīng)濟增長;

尤思夢(1992-),女,貴州貴陽人,北京第二外國語學院金融學專業(yè)學生。

摘要:以我國的省際面板數(shù)據(jù)為樣本對政府支出結構與財政分權的關系進行實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn):(1)財政分權度每增加1個單位,生產(chǎn)性支出份額分別將增加0.099和0.137個單位。政府競爭與生產(chǎn)性支出份額的交互項符號為正,但不顯著。(2)財政分權度每提高一個單位,消費性支出所占的份額會分別下降0.043和0.019個單位。財政分權與政府競爭沒有通過交互效應影響消費性支出份額。(3)財政分權導致政府支出結構偏離合意水平。財政分權度每提高1個單位,政府支出結構多偏離0.155和0.204個單位。政府競爭和財政分權對政府支出結構偏離的邊際效應大于0。

關鍵詞:財政分權;合意政府支出結構;生產(chǎn)性支出;消費性支出

文章編號:2095-5960(2013)05-0056-08;中圖分類號:F812.45;文獻標識碼:A

一、引言

財政分權是我國經(jīng)濟增長取得舉世矚目發(fā)展成就的重要因素(Oi,1992[1];Qian and Weingast,1997[2]),財政分權不僅改變了政府的激勵結構,而且改變了政府行為的可行性集合,因此財政分權與政府支出的關系受到越來越多的關注。Estache(1994)認為分權會增加政府的基礎建設支出。[3]Zhuravskaya(2000)發(fā)現(xiàn)分權之后的財政激勵是俄羅斯地方政府加大教育、衛(wèi)生投入的原因。[4]Faguet(2004)以玻利維亞的面板數(shù)據(jù)為樣本,證實分權增加了政府對教育、衛(wèi)生、污水處理等公共服務的提供。[5]Arze et al(2005)指出財政分權會增加教育、醫(yī)療在政府支出中的比重。國內學者也對這一問題進行了廣泛的探討,傅勇和張晏(2007)指出中國的財政分權以及基于政績考核下的政府競爭, 導致地方政府支出結構呈現(xiàn)“重基本建設、 輕人力資本投資和公共服務”的明顯扭曲。[6]鄭磊(2008)認為以經(jīng)濟績效為考核標準的官員晉升機制導致地方政府之間展開標尺競爭,這種競爭和財政分權制度結合在一起,共同對地方政府的教育支出比重產(chǎn)生顯著的負影響。[7]

不同類型的政府支出對主要宏觀經(jīng)濟變量的影響各異:教育領域的投資通過增加人力資本而促進經(jīng)濟增長(Lucas,1988[8]) ,基礎設施通過提高勞動生產(chǎn)率、降低生產(chǎn)成本以及干中學效應(Torvik ,2001[9])、擠入私人資本投資(Agénor, 2004[10])促進經(jīng)濟增長。Fiorito and Kollintzas(2004)指出國防和公共安全領域的政府支出對私人消費具有替代效應,而健康、教育等方面的政府支出對私人消費具有互補效應。[11]王明成(2012)指出政府支出通過收入效應和替代效應影響私人消費。[12]因此,合意的政府支出結構對于宏觀經(jīng)濟具有十分重要的影響。

現(xiàn)有文獻主要集中于對財政分權與特定類型的政府支出之間關系的實證檢驗,而忽略了財政分權與合意政府支出結構之間的關系。政府支出更偏好于以基本建設為代表的生產(chǎn)性支出,而以教育、醫(yī)療等消費性支出不足已得到國內學者的認可(傅勇和張晏,2007[6];鄭磊,2008[7];龔鋒和盧洪友,2009[13])。就我國的現(xiàn)實而言,《中國教育競爭力報告2009》指出2006年我國的人均公共教育支出為42美元,美國為2684美元,是中國的63.9倍。中國人均公共教育支出僅為人均GDP的0.82%,而美國、日本、韓國、俄羅斯、巴西分別為6.10%、4.28%、3.01%、1.87%、2.29%。2006年我國醫(yī)療支出占GDP的比重為4.7%,而同期世界的平均水平為9.8%,其中發(fā)達國家為11.2%,中等收入和低收入國家都為5.3%。就目前而言,縮小生產(chǎn)性支出份額與消費性支出份額之間的差距是提高政府支出合意水平的重要手段。Aschauer(1985)和Barro(1990)將政府支出分為生產(chǎn)性支出和消費性支出,其中生產(chǎn)性支出指進入企業(yè)生產(chǎn)函數(shù),用于提高私人資本邊際產(chǎn)量的支出,比如基礎設施建設、研發(fā)投入等;消費性支出指進入家庭效用函數(shù)的支出,比如教育、醫(yī)療等領域的支出。因此,本文將用生產(chǎn)性支出份額與消費性支出份額的差來表示政府支出結構的合意水平。

二、假說

從圖1我們可以發(fā)現(xiàn):第一,改革開放以來,我國消費率不斷下降,從1978年的62.1%,下降至2010年474%。同時,我國的投資率不斷增加,從1978年的38.2%,上升至2010年48.6%。第二,1990年之前我國的投資率和消費率處于相對穩(wěn)定的狀態(tài),但是1990年之后我國的投資率逐步上升,消費率不斷下降,特別是在2000年之后,呈現(xiàn)“消費率單邊下降,投資率單邊上升”的走勢。

從圖2我們可以發(fā)現(xiàn):投資是政府“保增長”的重要選擇工具,居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻略有下降,但是波動相對較小。凈出口對經(jīng)濟增長貢獻波動比較大,在出口貢獻較低甚至為負的1985年、1995年、2001年、2003年和2009年的期間,投資的增速都非常大。

為什么地方政府如此熱衷于GDP的增長?這是由地方政府所面臨的激勵機制所決定的。

我國從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉型的實質是政府向企業(yè)、家庭分權的過程,與此同時我國的財政體制經(jīng)歷了從分灶吃飯、分級包干到分稅制的變革。隨著財政體制改革的深入,地方政府的財政權力得到了增強,但其實質是地方的事權增加了,而相應的財權卻沒有相應增加,并且中央擁有地方政府官員的任免權。與西方財政學標準意義上的財政分權相比,我國的財政分權在地方政府的獨立性、地方政府行為的約束機制以及分權的徹底性等方面仍有很大的區(qū)別。在這些區(qū)別中,地方政府的獨立性以及地方政府行為約束機制對政府支出的目標具有重要影響。Blanchard and Shleifer(2000)指出中央政府在獎勵和懲罰地方官員方面處于強勢的位置。[14]“用腳投票”是經(jīng)典分權理論中制約政府行為的重要機制,但我國戶口制度的存在限制了人口的跨區(qū)域流動,這削弱了“用腳投票”對政府行為的約束。底層約束機制的缺失以及中央政府的強勢位置決定了做為“經(jīng)濟人”的地方政府官員將最大化的滿足中央所指定的政績考核體系。

為了維持國家正常運轉,地方政府需要在經(jīng)濟建設、教育、醫(yī)療和養(yǎng)老以及社會穩(wěn)定和文化建設等方面承擔責任。由于信息搜集成本的存在、考核的可衡量性以及不同目標之間的邏輯關系,目前我國確定了以GDP為中心的政績考核體系。Zhang(2006)指出中央對省級領導的考核體系中60%是與經(jīng)濟績效相關的指標。[15]中央政府不僅看重區(qū)域GDP的絕對成就,也看重GDP增長的相對速度。Li and Zhou(2005)的研究表明經(jīng)濟增長率相對較快的省份,官員更容易升遷。[16]因此,在目前的制度安排下,地方政府展開了一場以GDP增長率為核心的“自上而下的標尺競爭?!弊鳛榈胤秸饕x擇變量的政府支出自然也向促進GDP的迅速增長傾斜。[17]

為了促進經(jīng)濟增長,政府既可以增加居民消費、投資和凈出口,也可以增加要素供給和提高TFP?;诠┙o的政策可以促進經(jīng)濟增長,但是缺乏需求支撐的經(jīng)濟增長是難以維系的。因此,尋求市場是促進經(jīng)濟增長的基礎。那么,國內市場和國際市場,政府會選擇哪一個?就國內市場而言,一方面收入是消費的決定因素,這意味著只有具備初始經(jīng)濟增長的動力或者收入與消費實現(xiàn)良性互動,國內市場才能成為經(jīng)濟增長的主要動力。但以“GDP”為導向的競爭涵蓋了各個層次的政府,這種多層次的政府競爭將我國劃分為很多小的子市場。正如Young(2000)所指出的,我國地方政府為了鞏固既得利益,人為地扭曲了地方經(jīng)濟。改革非但沒有促進國內市場的整合,反而加劇了區(qū)域市場的分割。[18]

我國嚴重的地方保護主義造成的市場分割導致出口的成本低于內銷的成本(朱希偉,等,2005[19])并且林毅夫(2003)指出出口的增長除了直接推動經(jīng)濟增長之外, 還對消費、投資、政府支出、進口造成影響, 間接刺激經(jīng)濟增長,他認為從20世紀90年代至2000年外貿出口每增長10% , 能推動GDP增長1%。因此,我國各級地方政府的“為GDP增長率而競爭”轉換為“為出口而競爭”。

勞動力和土地是我國相對豐裕的生產(chǎn)要素,而技術和資本是我國稀缺的生產(chǎn)要素,在這種條件下如何實現(xiàn)出口?隨著企業(yè)內部聯(lián)系的編碼化、通用制造技術的發(fā)展,模塊化日益成為產(chǎn)品生產(chǎn)的主要形式(Sturgeon,2002[20])。在模塊化的生產(chǎn)體系中,發(fā)達國家的跨國公司主要集中于產(chǎn)品研發(fā)、系統(tǒng)集成以及市場營銷等環(huán)節(jié),我國的企業(yè)則從事產(chǎn)品制造、組裝等環(huán)節(jié)。外商投資企業(yè)在我國出口中的份額從1981年的0.15%增加到2010年的54.64%;工業(yè)產(chǎn)品占出口總額的比重從1981年的53.43%增加到2010年的94.82%;加工貿易占出口總額的比重從1981年的5.14%增加到2010年的44%。因此,我國的出口呈現(xiàn)“以工業(yè)品為主要產(chǎn)品、以跨國公司為主體和以加工貿易為主要方式”的特點。

由此,F(xiàn)DI成為各地發(fā)展經(jīng)濟的關鍵,各地展開了激烈的引資大戰(zhàn)??鐕局赃x擇在中國投資是因為中國較低的運營成本,因此,成本最小化是跨國公司在我國進行區(qū)域選擇的關鍵因素。對于跨國公司而言,其成本降低的來源主要有:廉價的勞動力、較低的稅負、政府補貼以及優(yōu)良基礎設施所引致的綜合運營成本的下降。各地的引資大戰(zhàn)也就圍繞著如何降低跨國公司的運營成本而展開,稅收競爭以及政府支出結構的偏離成為各地吸引外資的核心政策工具。Heine(2006)指出流動性強的個體擁有退出選擇,他們更關心政府是否能有效地提供生產(chǎn)性服務。[21]Keen and Marchand(1997)[22]、Qian and Rolan(1998)[23]指出為了爭奪有限的資本,政府會迎合跨國公司的偏好,增加生產(chǎn)性支出,這導致消費性公共產(chǎn)品供給下降。這種競爭的結果一方面導致地方政府之間陷入減稅競爭的囚徒困境(張晏,2007)[24],另一方面導致生產(chǎn)性支出過高。

如圖3-圖5所示,隨著財政分權程度的提高政府競爭強度也日益增強,與此同時消費性支出份額呈現(xiàn)減少的趨勢,而生產(chǎn)性支出份額呈現(xiàn)增加的趨勢。由此我們得到如下假說:

假說1生產(chǎn)性支出與財政分權正相關。財政分權度越高,生產(chǎn)性支出所占份額越高。

假說2 消費性支出與財政分權負相關。財政分權度越高,消費性支出所占份額越低。

假說3政府支出結構偏離程度與財政分權正相關。財政分權度越高,政府支出結構偏離程度越大。

gov_compit代表政府競爭強度,本文參照鄭磊(2008)的處理方法,以各地吸引的FDI 占全國當年FDI的比重來衡量政府競爭程度③③傅勇、張晏(2007)以各地區(qū)外資企業(yè)的相對稅率作為代理變量。[6]但是實際相對稅率的數(shù)據(jù)獲得的難度較大、處理過程較為復雜,而且忽略了政府競爭所付出的的其他代價。政府為了獲得FDI不僅展開稅收競爭,而且還有基礎設施供給、費用減免以及補貼等方式。張軍等人(2007)以地方政府實際利用的 FDI 數(shù)量作為代理變量。[25]某地區(qū)實際利用FDI的絕對數(shù)忽略了不同地方在經(jīng)濟發(fā)展程度等的異質性。在中國式分權的激勵下,各級地方政府展開了一場追求“GDP增長率”的晉升錦標賽,F(xiàn)DI能通過固定資產(chǎn)投資、出口以及技術外溢等渠道促進經(jīng)濟增長,因此各地區(qū)展開了轟轟烈烈的引資大戰(zhàn)。因此,各地區(qū)實際吸引FDI占當年全國實際利用 FDI 的比重是各地區(qū)政府競爭的結果,即:通過競爭的結果來衡量政府競爭的強度。因此本文以各省實際利用的 FDI 占當年全國實際利用 FDI 的比重衡量政府競爭強度。。

[7]另外,分權對于支出結構的影響可能會隨著競爭程度的不同而改變,為此我們參照傅勇和張晏(2007)的方法,引入分權和競爭度的交互項。[6]

四、實證結果

1.財政分權、政府競爭與政府支出結構偏向

如前所述,以pro_geshare為應變量的模型(4)和(5)中FD顯著為正,以con_geshare為應變量的模型(7)和(8)中FD顯著為負,以govs_bias為應變量的模型(10)和(11)中FD顯著為正,這很好的支持了假說1-3。在(4)中,財政分權度每提高一個單位,生產(chǎn)性支出份額會提高0.099個單位。在(7)中,財政分權度每提高一個單位,消費性支出所占的份額會下降0.043個單位。在(10)中,財政分權度每提高一個單位,政府支出結構會多偏離0.155個單位。

就政府競爭而言,其與生產(chǎn)性支出份額的符號為正,但不顯著;與消費性支出份額的符號具有不確定性;與政府支出結構偏離的符號顯著為正,政府競爭程度提高一個單位,政府支出結構會多偏離0.603個單位。

就財政分權與政府競爭交互項而言,(6)中交互項符號顯著為負,這意味著當政府競爭強度高于臨界值時,生產(chǎn)性支出份額會隨著財政分權度的提高而增加;反之,則下降。(6)分

通過計算我們發(fā)現(xiàn),(13)中當gov_comp的臨界值為0.3425,財政分權對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應為0。在樣本中gov_comp的均值為0.0457,這表明即使考慮交互效應,財政分權對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應仍大于0。(14)中當FD的臨界值為0.9775,政府競爭強度對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應為0。在樣本中FD的均值為0.9621,這表明從整體上看政府競爭強度對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應大于0。在樣本中北京(1995-2009)、廣東(1995-2003)、海南(1995、2009)、遼寧(1995-2009)、上海(1995-2009)、天津(1995-2009)、浙江(2003-2009)等東部省市以及內蒙古(2002-2009)、寧夏(2001-2009)、青海(1995-2009)、云南(1995-1997)、新疆(1995、1996、2002-2009)等西部諸省FD的值大于臨界值,在這些省市政府競爭強度對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應小于0。東部省份之所以出現(xiàn)這種狀況是因為目前我國東部省份生產(chǎn)性支出以基礎設施建設為主,而基礎設施具有很強的網(wǎng)絡性,在基礎設施的網(wǎng)絡建立起來之后,東部地區(qū)政府之間的競爭更多地體現(xiàn)在稅收競爭、產(chǎn)業(yè)環(huán)境等環(huán)節(jié)上。在西部省份是因為中央財政投入了大量的資金來進行基礎設施建設①①2003至2008年,中西部地區(qū)基礎產(chǎn)業(yè)和基礎設施施工項目509758個,占全國的66.2%,比2002年提高5.9個百分點;基礎產(chǎn)業(yè)和基礎設施投資129805億元,年均增長達27.8%,比全國基礎產(chǎn)業(yè)和基礎設施投資年均增長水平快3.3個百分點。從投資資金來源看,中西部地區(qū)6年的基礎產(chǎn)業(yè)和基礎設施投資資金來源中國家預算內資金為12443億元,占全國的61.6%,比1995年和2002年分別提高0.5個和5.5個百分點。(數(shù)據(jù)來源:http://www.stats.gov.cn/tjfx/ztfx/qzxzgcl60zn/t20090915_402587081.htm),這替代了地方政府的生產(chǎn)性支出。

通過計算我們可以發(fā)現(xiàn),(15)中gov_comp的臨界值為0.3799,樣本中gov_comp的均值為0.0457,這表明即使考慮交互效應,財政分權對政府支出結構偏離的邊際效應仍大于0。(16)中當FD的臨界值為1.1229,樣本中FD的均值為0.9621,這表明從整體上看政府競爭導致了政府支出結構偏離了合意水平。在樣本中北京(1995-2009)、上海(1995-2009)、天津(1997—2009)、廣東(1995-1999)、遼寧(1995-1996)等東部省市以及內蒙古(2007-2009)、寧夏(2002、2009)、青海(2001-2009)等西部諸省FD的值大于臨界值,在這些省市政府競爭強度對政府支出結構偏離的邊際效應小于0,政府競爭對政府支出結構具有糾正作用。

2.其他變量

政府支出規(guī)模與govs_bias回歸的符號不顯著。這表明政府支出規(guī)模的增加無法內生地導致政府支出結構偏離合意水平,政府支出結構偏離是政府對其所面臨的激勵做出的反應,這也證明了本文提出的假說。

人均GDP與pro_geshare和govs_bias回歸的符號顯著為負,和con_geshare回歸的符號顯著為正。工業(yè)化程度與人均GDP與pro_geshare和govs_bias回歸的符號顯著為負,表明隨著經(jīng)濟發(fā)展程度的提高生產(chǎn)性支出所占的份額會下降而消費性支出所占份額會上升,我國的財政逐步向公共財政轉型,政府支出結構會趨向于合意水平。

五、結論及政策建議

本文以1995—2009年中國28個省、直轄市的面板數(shù)據(jù)為樣本,運用固定效應模型對財政分權與政府支出結構的關系進行了實證檢驗,得到以下結論:

第一,生產(chǎn)性支出所占份額與財政分權正相關,財政分權度每增加1個單位,生產(chǎn)性支出所占份額分別將增加0.099和0.137個單位。政府競爭與生產(chǎn)性支出份額的直接效應符號為正,但不顯著。即使考慮交互效應,財政分權對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應仍大于0。從整體上看政府競爭強度對生產(chǎn)性支出份額的邊際效應大于0。

第二,消費性支出與財政分權負相關。財政分權度每提高一個單位,消費性支出所占的份額會分別下降0.043和0.019個單位。消費性支出份額的符號具有不確定性,財政分權與政府競爭沒有通過交互效應影響。

第三,財政分權導致了政府支出結構偏離了合意水平,政府支出結構產(chǎn)生扭曲。財政分權度每提高一個單位,政府支出結構多偏離0.155和0.204個單位。考慮交互效應,財政分權對政府支出結構偏離的邊際效應大于0。從整體上看政府競爭強度對政府支出結構偏離的邊際效應大于0,政府競爭導致政府支出結構偏離了合意水平。

第四,市場化改革的深入和經(jīng)濟發(fā)展水平的提高有利于糾正政府支出結構的偏離程度,出口導向的發(fā)展戰(zhàn)略會加劇政府支出結構的偏離,而政府支出規(guī)模的擴大對政府支出結構偏離的程度不顯著。

基于本文的研究結論,可以從以下方面來提高政府支出結構的合意水平:

第一,優(yōu)化政府官員政績考核體系。逐步將政府行為的準則由單純追求GDP增長率轉向追求經(jīng)濟增長質量和經(jīng)濟成果分享轉換??己瞬粌H要體現(xiàn)政府對經(jīng)濟增長數(shù)量擴張中的貢獻,更要考核政府在促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉型,在居民公平、合理地分享經(jīng)濟增長的成果所發(fā)揮的作用。在目標設置上,構建由GDP增長率、創(chuàng)新能力、居民消費率、人均可支配收入及增長率、醫(yī)療、教育投入占GDP比重等指標構成的綜合目標,同時考慮到不同地區(qū)的經(jīng)濟差距,在東部地區(qū)將居民消費率、人均可支配收入及增長率、醫(yī)療、教育投入占GDP比重等指標賦予較高的權重,在中西部地區(qū)適當提高GDP增長率賦予的權重。

第二,通過制度創(chuàng)新推動財政職能由“生產(chǎn)型財政”向“公共財政”轉型,進一步明確政府和市場的界限,削減能由市場和企業(yè)完成的領域的投入,財政應強化在教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等公共產(chǎn)品供給方面的投入,增強對經(jīng)濟發(fā)展方式有重要貢獻的研發(fā)、職業(yè)培訓等領域的投入。

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