王海龍，李 靜，桑達(dá)卓瑪

（1. 安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥230601；2. 安徽財(cái)貿(mào)職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥230601；3. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海200433）

一、引言

國(guó)內(nèi)外學(xué)者就分權(quán)化問題的研究主要集中在中國(guó)制度變遷和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的諸多方面聯(lián)系起來加以考察，大致分為三個(gè)方面：第一，對(duì)分權(quán)化改革帶來的宏觀績(jī)效所進(jìn)行的一系列分析。這包括分權(quán)何以有助于中國(guó)農(nóng)村基層政治治理（李明、李慧中、蘇曉馨，2011）［1］；有關(guān)財(cái)政分權(quán)化不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究（Zhang，T.and Zou，H.，1998）［2］或者財(cái)政分權(quán)化直接或間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的分析（Ma，J.1997）［3］，對(duì)分權(quán)化改革帶來的得失進(jìn)行較為全面的評(píng)估以及對(duì)財(cái)政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的關(guān)聯(lián)的檢驗(yàn)（王永欽等，2007）［4］。第二，研究分權(quán)化格局中的地方政府行為。探討的問題有：對(duì)財(cái)政分權(quán)、政府組織結(jié)構(gòu)與地方政府支出規(guī)模的檢驗(yàn)（賈俊雪、郭慶旺，2008）［5］；在不恰當(dāng)?shù)姆謾?quán)路徑背景下省際的稅收競(jìng)爭(zhēng)與博弈行為（沈坤榮、付文林，2006）［6］；地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和財(cái)政分權(quán)形式影響地方政府行為的機(jī)制及渠道（高鶴，2006）［7］；財(cái)政分權(quán)何以導(dǎo)致地方政府對(duì)FDI 展開激烈競(jìng)爭(zhēng)（王文劍、仉建濤、覃成林，2007）［8］等。第三，探討分權(quán)化改革背景下的金融發(fā)展問題。具體內(nèi)容包括：關(guān)于近代中國(guó)金融發(fā)展水平專門化研究（燕紅忠，2012）［9］；分權(quán)化改革何以致使金融部門扮演錯(cuò)位的“第二財(cái)政”角色（周立、王子明，2002）［10］；地方政府為爭(zhēng)奪金融資源而同中央政府和銀行體系所展開的博弈對(duì)金融資源配置、貨幣政策效力、銀行機(jī)構(gòu)經(jīng)營(yíng)所施加的影響（巴曙松、劉孝紅、牛播坤，2005）［11］；在財(cái)政分權(quán)化框架下金融抑制何以通過扭曲生產(chǎn)要素價(jià)格影響比較優(yōu)勢(shì)進(jìn)而影響國(guó)際貿(mào)易以及分權(quán)化格局下，地方與中央政府圍繞金融資源而展開的博弈對(duì)金融秩序和分配結(jié)構(gòu)的影響（沈能、劉鳳翔、趙建強(qiáng)，2004）［12］。同時(shí)，就金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系學(xué)者們產(chǎn)生了分歧，具體表現(xiàn)在：改革開放以來的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒有得到金融發(fā)展的強(qiáng)有力支持（沈坤榮、張成，2013）［13］；金融部門和實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門之間不存在良性互動(dòng)關(guān)系（陳剛、尹希果、潘楊，2006）［14］；金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響（王保慶等，2008；馬穎等，2009）［15-16］等。其他關(guān)于金融發(fā)展問題的研究有，金融發(fā)展與國(guó)有和私有企業(yè)商業(yè)信用的競(jìng)爭(zhēng)差異（余明桂、潘洪波，2010）［17］；金融發(fā)展、FDI與地區(qū)的制造業(yè)出口的關(guān)系（黃玖立，冼國(guó)明，2012）［18］；中央與地方財(cái)政關(guān)系演變過程中地區(qū)政府行為與金融深化對(duì)于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不同效率的影響（張軍、金煜，2006）［19］等等。以上三類文獻(xiàn)分別從不同角度對(duì)分權(quán)化改革所帶來的正面和負(fù)面效應(yīng)進(jìn)行了較深入的分析并得出富有針對(duì)性結(jié)論?？v觀這些文獻(xiàn)，其研究的側(cè)重點(diǎn)在于：①探討分權(quán)化背景下地方政府行為為什么拉大了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距；②論證金融發(fā)展何以被扭曲、錯(cuò)位或失序；③說明改革開放以來中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為什么沒有得到金融發(fā)展支持。但是，這些文獻(xiàn)僅僅就財(cái)政分權(quán)和金融發(fā)展與中國(guó)制度變遷和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的諸多方面聯(lián)系起來加以研究，沒有把財(cái)政分權(quán)化改革和金融體制變遷之間的內(nèi)在聯(lián)系進(jìn)行深入的挖掘。本文將在上述文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，基于分權(quán)化背景下討論中國(guó)改革開放30年來財(cái)政分權(quán)化改革和金融體制變遷之間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系。

二、計(jì)量方法與實(shí)證結(jié)果

（一）變量的定義和描述

為研究分權(quán)化改革背景下的中國(guó)財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間的關(guān)系，需要對(duì)財(cái)政分權(quán)化程度和金融體制變遷程度進(jìn)行表征和定義。具體如下：

（1）“Decenrate”是表征財(cái)政分權(quán)化程度的變量，旨在說明包括各級(jí)政府在內(nèi)的財(cái)政總支出如何在地方政府和中央政府之間分配的。本文遵循人們?cè)谟懻撠?cái)政分權(quán)化時(shí)通常所做的設(shè)定，選取地方政府財(cái)政支出對(duì)中央與地方政府財(cái)政總支出的比值，以及剔除了“國(guó)防支出和政策性補(bǔ)貼支出”后的地方財(cái)政支出對(duì)中央與地方財(cái)政總支出比值的算術(shù)平均值作為度量財(cái)政體制改革程度的指標(biāo)（馬穎等，2009）［16］。

（2）“Channelrate”是表征金融體制變遷程度的變量，是指金融機(jī)構(gòu)的總貸款除以各級(jí)政府部門以傳統(tǒng)的財(cái)政資金劃撥方式用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)的支出。它被用來描述金融資源的流動(dòng)渠道如何從傳統(tǒng)的財(cái)政與銀行“大一統(tǒng)”體制下的財(cái)政撥款機(jī)制轉(zhuǎn)變?yōu)橐允袌?chǎng)為導(dǎo)向的商業(yè)銀行貸款機(jī)制。以上定義的變量的統(tǒng)計(jì)及來源描述見表1和表2。

為了避免短時(shí)間段的全國(guó)性的年度數(shù)據(jù)分析的缺陷，本文選取自1978-2014年各省、直轄市和自治區(qū)的長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)作為開展研究的基礎(chǔ)。鑒于Decenrate和Channelrate均表現(xiàn)為非平穩(wěn)的序列（見表1），本文采用系統(tǒng)的面板VECM 方法研究?jī)烧咧g的內(nèi)在聯(lián)系。同時(shí)，為了確認(rèn)實(shí)證結(jié)果，分別分時(shí)段、分區(qū)域方式對(duì)結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

表1 面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果

（二）計(jì)量分析與檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間的Granger因果關(guān)系，我們首先根據(jù)Maddala&Wu(1999)的方法檢驗(yàn)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。表2 列出了面板單位根檢驗(yàn)的ADF檢驗(yàn)值和相應(yīng)的p值。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在各種情況下（含常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和漂移項(xiàng)）Channelrate和Decenrate 均不平穩(wěn)，但是它們一階差分都是平穩(wěn)的。因此，這兩個(gè)面板數(shù)據(jù)序列均為同階單整I（1）。

表2 面板數(shù)據(jù)協(xié)整分析結(jié)果

2.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

由于Channelrate 和Decenrate 均為同階單整I（1）。因此我們可以檢驗(yàn)這兩者之間的穩(wěn)定關(guān)系。我們采用Maddala&Wu(1999)基于Fisher 所提出的單個(gè)因變量聯(lián)合檢驗(yàn)的結(jié)論，建立了可用面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法，即Johansen 面板協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，二者存在協(xié)整關(guān)系，即長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。

3.因果關(guān)系檢驗(yàn)

由于Channelrate 和Decenrate 為同階單整I（1），對(duì)二者的因果關(guān)系檢驗(yàn)不能通過向量自回歸模型（VAR），需要利用向量誤差修正模型（VECM），如模型（1）所示。

其中，l為滯后階數(shù)?；谀Ｐ停?）的回歸結(jié)果，我們對(duì)兩個(gè)原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。原假設(shè)1（H10）認(rèn)為Decenrate 不是Channelrate 的Granger 原因。如果該假設(shè)成立，則在DChannelrate 的回歸模型中，DDecenrate所有滯后項(xiàng)的系數(shù)均為0且γ1也為0。同理，原假設(shè)2（H20）認(rèn)為Channelrate 不是Decenrate 的Granger 原因，如果該假設(shè)成立，則在，DDecenrate的回歸模型中，DChannelrate所有滯后項(xiàng)的系數(shù)均為0且γ2也為0。當(dāng)滯后期從1到8時(shí)，檢驗(yàn)原假設(shè)的F值和p值見表3所列。

表3 面板數(shù)據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)表3 的結(jié)論，當(dāng)滯后期從1 到8 時(shí)，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設(shè)1，接受原假設(shè)2。而且這一結(jié)論在滯后期1到8都是穩(wěn)健的。因此，表3的面板數(shù)據(jù)的Granger 因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，金融體制變遷是財(cái)政分權(quán)的原因，金融體制變遷程度影響財(cái)政分權(quán)化程度。

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

根據(jù)滯后階數(shù)選擇標(biāo)準(zhǔn)，我們選擇滯后階數(shù)為2。對(duì)模型（1）估計(jì)的基礎(chǔ)上計(jì)算脈沖響應(yīng)函數(shù)，具體如圖1所示。

圖1 面板數(shù)據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)

對(duì)Channelrate 一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊迅速影響當(dāng)期及滯后的Channelrate 和Decenrate，且其持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)。Channelrate 對(duì)此沖擊的產(chǎn)生正向影響，且這種響應(yīng)幅度隨著時(shí)間的推移逐漸增強(qiáng)，大概滯后第4年開始穩(wěn)定，但是8年后的響應(yīng)幅度仍然顯著。Decenrate 當(dāng)期便對(duì)這一沖擊做出響應(yīng)，響應(yīng)幅度在2年后達(dá)到最大，之后隨著時(shí)間的推移穩(wěn)定性變動(dòng)，8年后Decenrate 對(duì)此沖擊的響應(yīng)依然顯著。說明了Channelrate 對(duì)Decenrate 的脈沖響應(yīng)是永久的。值得注意的是，Channelrate 對(duì)Decenrate 的沖擊具有負(fù)向效應(yīng)。這一結(jié)果表明金融體制變遷程度抑制財(cái)政分權(quán)化程度。但是，面對(duì)當(dāng)前Decenrate一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，Channelrate 的響應(yīng)微弱且不顯著，隨時(shí)間滯后，這種沖擊效應(yīng)依然如此。因此，我們找不到財(cái)政分權(quán)影響金融體制變遷的證據(jù)。

5.領(lǐng)先—滯后關(guān)系的進(jìn)一步比較

本文在上述模型（1）估計(jì)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷領(lǐng)先—滯后關(guān)系。估計(jì)結(jié)果見表4。從表4 可以看出，滯后1 期和滯后2 期的Decenrate 對(duì)當(dāng)期的Channelrate 影響不顯著，但是，滯后1期的Channelrate以及滯后1期和滯后2期的Decenrate 對(duì)當(dāng)期的Decenrate 影響顯著。值得注意的是，滯后1 期的Channelrate 對(duì)當(dāng)期的Decenrate具有負(fù)效應(yīng)。這表明，金融體制變遷抑制財(cái)政分權(quán)。但沒有足夠的證據(jù)表明財(cái)政分權(quán)對(duì)金融體制變遷產(chǎn)生顯著的正向或者負(fù)向作用。

表4 領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗(yàn)

三、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

這一部分內(nèi)容主要目的是檢驗(yàn)上一部分內(nèi)容所得結(jié)論的穩(wěn)健性。根據(jù)1994年分稅制改革，我們把數(shù)據(jù)分為1978-1994年和1995-2014年兩個(gè)階段。通過分時(shí)間段來檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間關(guān)系的穩(wěn)健性。同時(shí)，我們想知道，是不是市場(chǎng)化和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有所差異的地區(qū)它們這種關(guān)系會(huì)有所差別。為了進(jìn)行這樣的比較，我們把樣本分為東部和內(nèi)地兩個(gè)部分。

（一）分時(shí)間段穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

這里還是利用上面面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法，只不過只列出Johansen 檢驗(yàn)結(jié)果，從表5 可以看出，不論是把數(shù)據(jù)分為1978-1994年時(shí)間段還是分為1995-2014年時(shí)間段，Johansen面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果表明，Channelrate 和Decenrate 之間都是協(xié)整的。表明上述關(guān)于二者之間的協(xié)整檢驗(yàn)是穩(wěn)健的，它們具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

表5 分時(shí)間段協(xié)整關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.因果關(guān)系檢驗(yàn)

表6 為分時(shí)間段檢驗(yàn)的財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間的因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在1978-1994年時(shí)間段，在5%的顯著性水平下，滯后第2 期，Channelrate 是Decenrate 的原因，但是，從滯后1 期到滯后4 期，Decenrate 都不是Channelrate 的原因。當(dāng)把數(shù)據(jù)分為1995-2014年時(shí)間段時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，從滯后1 期到滯后4期，Channelrate 都是Decenrate 的原因，但是Decenrate 不是Channelrate 的原因。分時(shí)間段檢驗(yàn)表明，上述Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是穩(wěn)健的。同時(shí)表明，自從分稅制改革以后，這種因果關(guān)系更加穩(wěn)健。

表6 分時(shí)間段Granger因果關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗(yàn)

我們依然把時(shí)間分為1978-1994年和1995-2014年時(shí)間段來檢驗(yàn)上述關(guān)于財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系的穩(wěn)健性。根據(jù)表7 回歸結(jié)果可以看出，在兩個(gè)時(shí)間段，滯后1 期的Channelrate 都對(duì)當(dāng)期Decenrate 具有負(fù)效應(yīng)，而且這種效應(yīng)顯著。同時(shí)滯后2 期的Decenrate 對(duì)其本身當(dāng)期具有正的顯著效應(yīng)。但是滯后1 期和滯后2 期的Decenrate 對(duì)當(dāng)期的Channelrate 都沒有影響。這些檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證上述關(guān)于財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系的穩(wěn)健性，同時(shí)也再一次表明金融體制變遷抑制財(cái)政分權(quán)。同時(shí)我們發(fā)現(xiàn)，1978-1994年期間，即分稅制改革之前，金融體制變遷抑制財(cái)政分權(quán)的效應(yīng)為0.027 左右，大于分稅制改革之后（1995-2014年）的抑制效應(yīng)（0.004）。

表7 分時(shí)間段領(lǐng)先—滯后關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）分區(qū)域穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們進(jìn)一步進(jìn)行分區(qū)域穩(wěn)定性檢驗(yàn)，把把樣本分為經(jīng)濟(jì)水平高的東部區(qū)域和經(jīng)濟(jì)水平較低的內(nèi)地區(qū)域作為穩(wěn)定性檢驗(yàn)樣本，東部包括北京、上海、廣東、江蘇、浙江等樣本，而內(nèi)地則覆蓋山西、陜西、青海、河南、湖北、甘肅、西藏、貴州等樣本。

1.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

分區(qū)域協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明（表8），經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間的協(xié)整關(guān)系是穩(wěn)健的。而相對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的內(nèi)地，財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間不具有協(xié)整性。

表8 分區(qū)域協(xié)整關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.因果關(guān)系檢驗(yàn)

因果關(guān)系檢驗(yàn)表明（表9），當(dāng)滯后階數(shù)選擇1-8階時(shí)，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)金融體制變遷是財(cái)政分權(quán)的Granger原因，相反，財(cái)政分權(quán)不是金融體制變遷的Granger原因。而相對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的內(nèi)地，從滯后1-8 階，財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷相互不構(gòu)成Granger因果關(guān)系。

表9 分區(qū)域Granger因果關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗(yàn)

基于分區(qū)域的面板數(shù)據(jù)領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗(yàn)（表10），對(duì)于東部地區(qū)，在Decenrate為因變量的回歸模型中，對(duì)其具有顯著影響為滯后1期的Channelrate 以及滯后1 期和滯后2 期的Decenrate。而在Channelrate 回歸模型中，所有滯后的Channelrate 和Decenrate 都不顯著。同時(shí)，Channelrate 對(duì)Decenrate的效應(yīng)顯著為負(fù)（-0.019 6）。這說明，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，金融體制變遷抑制財(cái)政分權(quán)。這一結(jié)果也再一次證實(shí)上述結(jié)果的穩(wěn)健性。但是值得關(guān)注的是，以內(nèi)地劃分的樣本回歸結(jié)果表明，在Channelrate 和Decenrate 的回歸模型中，在5%的顯著性水平下，所有的滯后系數(shù)都不顯著。這說明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的內(nèi)地，財(cái)政分權(quán)不影響金融體制變遷，同時(shí)金融體制變遷也不影響財(cái)政分權(quán)化程度。

表10 領(lǐng)先—滯后關(guān)系穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上分區(qū)域檢驗(yàn)表明，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)，金融體制變遷是財(cái)政分權(quán)單向因果關(guān)系的結(jié)論以及金融體制變遷抑制財(cái)政分權(quán)的結(jié)論都是穩(wěn)健的。但是相對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的內(nèi)地，這種關(guān)系卻不顯著。因此，我們可以提出疑問，是不是財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷的這種關(guān)系與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)？為此，我們對(duì)此進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、引入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的進(jìn)一步分析

接下來我們來檢驗(yàn)是不是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有所差異，它們的這種關(guān)系會(huì)有所變化。因此，我們把表征地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量（用人均GDP和金融發(fā)展程度來刻畫地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平）引入到模型中，同時(shí)加進(jìn)人均GDP、金融發(fā)展程度和Channelrate 的交互項(xiàng)，用來說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和Channelrate 之間的交互作用。同時(shí)，我們?cè)谀Ｐ椭屑尤氡碚鹘?jīng)濟(jì)因素、金融發(fā)展因素和社會(huì)因素變量作為控制變量。各個(gè)變量意義為：

（1）“l(fā)gdp”為實(shí)際人均GDP；

（2）“FD”為金融發(fā)展程度變量，用貸款/GDP表示。

以上為表征區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量。

（3）“CASHBAL”為金融機(jī)構(gòu)實(shí)際現(xiàn)金投放量，等于所有金融機(jī)構(gòu)現(xiàn)金收入總額與現(xiàn)金投放總額之間的差額；

（4）“CREDITRATE”表示實(shí)際貸款率，所有金融機(jī)構(gòu)的存款與貸款之比。

以上為表征金融因素的控制變量。

（5）“EDU”教育支出/GDP，體現(xiàn)不同地區(qū)教育基礎(chǔ)設(shè)施狀況；

（6）“POP_BUR”表征人口負(fù)擔(dān)系數(shù)，用人口總體中非勞動(dòng)年齡人口數(shù)與勞動(dòng)年齡人口數(shù)之比來衡量；

（7）“SECUR”為社會(huì)保障支出占財(cái)政支出的比重；

（8）“PUB_EXPEN”為公共支出/GDP。

以上為表征社會(huì)因素的控制變量。

（9）“TRADE”為經(jīng)濟(jì)對(duì)外依存度，用進(jìn)出口總額/GDP進(jìn)行衡量；

（10）“INVEST”為投資率，用國(guó)家生產(chǎn)總值用于投資的比例衡量；

（11）“FINAN”為地方一般財(cái)政收入/GDP；

（12）“INFLAT”通貨膨脹率，用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來衡量。

以上為表征經(jīng)濟(jì)因素的控制變量。

以上各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)描述如表11，數(shù)據(jù)來源于各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》和《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料》。

根據(jù)上述表述，本文研究的具體模型如（2）式所示：

其中，X表示控制變量。

（一）沒有加入控制變量回歸結(jié)果及分析

沒有加入控制變量回歸結(jié)果見表11（1）-（3），在模型（1）中，單獨(dú)進(jìn)行Channelrate 和Decenrate 回歸，數(shù)據(jù)顯示Channelrate對(duì)Decenrate的作用顯著為負(fù)值，表明金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)具有抑制效應(yīng)，其抑制效應(yīng)的絕對(duì)值為0.005 6；當(dāng)加入表征區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量lgdp 和FD 變量后，Channelrate 變量系數(shù)顯著為負(fù)，而且Channelrate 對(duì)Decenrate 抑制效應(yīng)的絕對(duì)值增加到0.017。這說明，金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)抑制效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其抑制效應(yīng)越強(qiáng)。在模型（2）的基礎(chǔ)上加入lgdp、FD 和Channelrate 的交互項(xiàng)的檢驗(yàn)結(jié)果見模型（3），模型（3）結(jié)果顯示，Channelrate 變量系數(shù)顯著為負(fù)，其抑制效應(yīng)增加到0.0199，同時(shí)，lgdp、FD和Channelrate的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融體制變遷之間具有正的交互作用，金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)抑制效應(yīng)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而增強(qiáng)。

表11 方程（2）估計(jì)結(jié)果（TSLS）

續(xù)表11

（二）加入控制變量回歸結(jié)果及分析

加入控制變量回歸結(jié)果見表11（4）-（7），根據(jù)各個(gè)變量的回歸系數(shù)可以知道，加入社會(huì)因素控制變量見模型（4）后，各系數(shù)的顯著性沒有發(fā)生變化，因此模型設(shè)定是穩(wěn)健的。模型（4）回歸結(jié)果顯示Channelrate 對(duì)Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，表明金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)具有抑制效應(yīng)，其抑制效應(yīng)的絕對(duì)值為0.019。lgdp、FD和Channelrate的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融體制變遷之間具有正的交互作用，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)抑制效應(yīng)越強(qiáng)。在模型（4）的基礎(chǔ)上加入表征經(jīng)濟(jì)因素控制變量時(shí)，各個(gè)變量的回歸系數(shù)沒有發(fā)生顯著變化，Channelrate 對(duì)Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，其抑制效應(yīng)的絕對(duì)值為0.020。而且lgdp、FD和Channelrate的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正。同時(shí)，投資（INVEST）和通貨膨脹（INFLAT）對(duì)財(cái)政分權(quán)都有顯著的正向影響，而地方預(yù)算財(cái)政收入（FINAN）對(duì)財(cái)政分權(quán)具有顯著的負(fù)向影響；當(dāng)加入表征金融因素控制變量時(shí)，除了FINAN系數(shù)由顯著變?yōu)椴伙@著外。其它變量系數(shù)的顯著性并沒有發(fā)生變化，Channelrate對(duì)Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，其抑制效應(yīng)的絕對(duì)值為0.018。lgdp、FD和Channelrate的交互項(xiàng)系數(shù)依然顯著為正。在金融控制變量因素中，CREDITRATE 系數(shù)顯著為正，而CASHBAL系數(shù)顯著為負(fù)。

最后進(jìn)行全部變量回歸，結(jié)果如模型（7）所示。根據(jù)模型（7）回歸結(jié)果表明，各系數(shù)的顯著性基本沒有發(fā)生變化，因此模型設(shè)定是穩(wěn)健的。同時(shí)，Channelrate 對(duì)Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，其抑制效應(yīng)的絕對(duì)值為0.020。而且lgdp、FD 和Channelrate 的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，再一次表明區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融體制變遷之間的具有正的交互作用。因此，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)的抑制效應(yīng)越大。

綜合表11的兩階段最小二乘法回歸結(jié)果：①再一次檢驗(yàn)中國(guó)金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)具有顯著的抑制效應(yīng)；②經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量和金融體制變遷變量的交互項(xiàng)顯著為正表明，這種抑制效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平成正比關(guān)系，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，金融體制變遷對(duì)財(cái)政分權(quán)的抑制效應(yīng)越大。

表12 和13 為分省份檢驗(yàn)的結(jié)果。我們分別檢驗(yàn)北京、上海、廣東、福建、江蘇和浙江6 個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份（自治區(qū)）的結(jié)論；同時(shí)檢驗(yàn)西藏、內(nèi)蒙古、青海、甘肅、貴州和新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省份的結(jié)論。

表12 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份（自治區(qū)）檢驗(yàn)結(jié)果

表13 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省份檢驗(yàn)結(jié)果

分省份檢驗(yàn)結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的北京、上海、廣東、福建、江蘇和浙江6 個(gè)省份，Channelrate和Decenrate都具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)表明，北京滯后1-8期、上海滯后4-8期，Channelrate都是Decenrate原因。廣東和福建滯后第1期、浙江滯后第10期和江蘇滯后第3、第8 和第9 期，Channelrate 是Decenrate 原因。同時(shí)Channelrate 對(duì)Decenrate具有顯著的抑制效應(yīng)。但是，對(duì)于西藏、內(nèi)蒙古、青海、甘肅、貴州和新疆經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省份，Channelrate 和Decenrate 既不存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，Channelrate 也不是Decenrate 的原因（除貴州），同時(shí)，Channelrate 對(duì)Decenrate 不具有顯著的抑制效應(yīng)。

五、主要結(jié)論

本文通過對(duì)分權(quán)化改革背景下財(cái)政分權(quán)和金融體制變遷之間相互關(guān)系進(jìn)行一系列嚴(yán)格檢驗(yàn)，得出如下結(jié)論：

第一，分權(quán)化改革作為中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中最為重要的制度安排之一，帶來了巨大的制度變遷效應(yīng)。對(duì)于肩負(fù)著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展雙重使命的中國(guó)來說，制度變遷無疑是十分重要的。與分權(quán)化為特色的制度安排以財(cái)政分權(quán)化為突破口，這種“自上而下”的制度變遷模式使得中國(guó)分權(quán)化改革有別于其他轉(zhuǎn)型國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家。但我們發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的分權(quán)化改革過程是一個(gè)特殊的過程，中國(guó)的財(cái)政分權(quán)化和金融體制變遷并不是相互影響的過程，而是單向影響過程，金融體制變遷影響財(cái)政分權(quán)，但是，沒有發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)金融體制變遷產(chǎn)生任何促進(jìn)或者抑制作用的證據(jù)。

第二，在市場(chǎng)體制不完善的環(huán)境中和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，分權(quán)化改革是同銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展程度相適應(yīng)的，有利于社會(huì)穩(wěn)定、金融安全和促進(jìn)金融發(fā)展，對(duì)于市場(chǎng)不完善的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)和發(fā)展中經(jīng)濟(jì)來說，適度的金融抑制往往有助于推動(dòng)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。麥金農(nóng)曾提到，為了保證經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的成功，“財(cái)政控制應(yīng)當(dāng)優(yōu)先于金融自由化”。但實(shí)際上，在中國(guó)，盡管財(cái)政體制改革伴隨著金融體制改革進(jìn)展，但是金融體制變遷卻抑制財(cái)政分權(quán)。而這種抑制程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相關(guān)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其抑制效應(yīng)越強(qiáng)。

究其原因，一方面，在分權(quán)化改革之前，財(cái)政、銀行資金都由國(guó)家統(tǒng)一分配，財(cái)政上國(guó)家在收支管理與結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，金融體制改革在于逐步實(shí)現(xiàn)金融市場(chǎng)化。但是，在分權(quán)背景下，最大的矛盾來自地方政府，其建設(shè)資金一方面來源于財(cái)政分權(quán)之后所分配到的財(cái)政份額，另一方面來自于金融系統(tǒng)提供的中長(zhǎng)期貸款。但是，隨著金融改革的深化、商業(yè)銀行市場(chǎng)化運(yùn)作的加強(qiáng)，地方政府從銀行體系得到的資金支持有所增加。同時(shí)，財(cái)政分權(quán)是在制度改革大框架變動(dòng)的，其改革受到諸多因素的限制和影響。因此，地方政府通過財(cái)政分權(quán)獲得的資金支持有限，這在一定程度上減少了地方政府對(duì)財(cái)政分權(quán)的訴求。另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，金融市場(chǎng)化逐步加強(qiáng)，正如有些學(xué)者所說的“當(dāng)國(guó)家變得富裕時(shí)，其金融體系變得更以市場(chǎng)為導(dǎo)向”，因此，降低企業(yè)特別是有效率的國(guó)有企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)融資成本，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這一方面體現(xiàn)金融市場(chǎng)化導(dǎo)向的成功，同時(shí)也導(dǎo)致地方政府獲得更多的收入，而財(cái)政分權(quán)并不能內(nèi)在的促進(jìn)這一過程的發(fā)展。

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