黃險(xiǎn)峰，周美彤

(遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 遼寧 沈陽　110036)

一、引言

財(cái)政是國(guó)家治理的基礎(chǔ)和支柱，對(duì)一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)至關(guān)重要。而合理化的政府間財(cái)政關(guān)系更是其中不可缺少的方面。以財(cái)政分權(quán)理論為指導(dǎo)，1994年我國(guó)進(jìn)行了分稅制的財(cái)政體制改革。經(jīng)過20多年的發(fā)展，我國(guó)政府間的財(cái)政關(guān)系得以理順和完善。對(duì)于財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系的研究，龔六堂、鄒恒甫通過建立兩部門政府(中央政府和地方政府)模型，擴(kuò)展了Brro的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，在財(cái)政分權(quán)的視角下，論證了政府稅收、轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。殷德生借鑒Baroo、Davoodi和Zou的理論，將Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)模型中的人均產(chǎn)量設(shè)置為人均私人資本、中央政府人均投資以及地方政府人均投資的函數(shù)，利用內(nèi)生增長(zhǎng)模型，通過構(gòu)建最優(yōu)財(cái)政分權(quán)模型求出了增長(zhǎng)最大化的財(cái)政分權(quán)水平并通過實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)的財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。他們均認(rèn)為我國(guó)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)[1-2]。林毅夫、劉志強(qiáng)以邊際分成率作為衡量財(cái)政分權(quán)的指標(biāo)，通過檢驗(yàn)省級(jí)面板數(shù)據(jù)來探討中國(guó)1980年代以來的財(cái)政分權(quán)對(duì)人均GDP的增長(zhǎng)率的作用。沈坤榮、付文林將勞動(dòng)和技術(shù)因素引入巴羅的模型中，并將人力資本、市場(chǎng)發(fā)育程度、預(yù)算外收支引入省級(jí)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中來分析中國(guó)的財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。他們都認(rèn)為財(cái)政分權(quán)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[3-4]。張晏、龔六堂在Zhang和Zou與Lin和Liu模型的基礎(chǔ)上，將預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政收入、預(yù)算內(nèi)本級(jí)財(cái)政支出、扣除凈轉(zhuǎn)移支付的財(cái)政支出、預(yù)算內(nèi)外總收支作為度量財(cái)政分權(quán)的指標(biāo)，實(shí)證分析1986—2002年中國(guó)財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，并且指出分稅制改革以來地區(qū)間的財(cái)政分權(quán)具有跨時(shí)和跨地區(qū)的差異。胡書東在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的中央與地方關(guān)系》一書中指出,從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的整個(gè)轉(zhuǎn)型過程中，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不顯著，并通過定量分析來研究財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)改革的績(jī)效。這些學(xué)者一致認(rèn)為財(cái)政分權(quán)與GDP增長(zhǎng)之間不存在明顯的相關(guān)關(guān)系[5-6]。喬寶云、徐永勝從研究財(cái)政分權(quán)度的衡量方式這個(gè)角度入手，實(shí)證研究中國(guó)的財(cái)政分權(quán)的影響、王紹光則認(rèn)為分權(quán)應(yīng)該具有底限。劉金濤、楊君、曲曉飛實(shí)證求出了最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)度為66.7%。宋玉華、林治乾、孫澤生在Devarajan、Swaroop和Zou模型的基礎(chǔ)上通過建立最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)模型來研究財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。通過實(shí)證來檢驗(yàn)中國(guó)的財(cái)政分權(quán)效率。這些研究者認(rèn)為財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是單純的線性關(guān)系，而是存在最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)度[7-10]。

本文正是以最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)度為切入點(diǎn)，利用我國(guó)1978—2015年的數(shù)據(jù)，用地方財(cái)政支出占總財(cái)政支出的比重作為衡量財(cái)政分權(quán)的指標(biāo)，建立理論模型，運(yùn)用最優(yōu)控制理論中的漢密爾頓函數(shù)分析財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二、理論模型的建立

借鑒Zou[3]、龔六堂等[1]、殷德生[2]的數(shù)學(xué)模型，建立政府部門、代表性廠商、代表性消費(fèi)者的最優(yōu)函數(shù)模型，并求出使人均產(chǎn)出增長(zhǎng)率最大化的地方政府支出與總財(cái)政支出的比即最優(yōu)分權(quán)度。

(一)政府部門

假設(shè)G=πY，G1=π1G，G2=π2G

其中：π、π1、π2分別為公共支出占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重、中央政府支出、地方政府支出占公共支出的比重。G1+G2=G，G為公共資本支出，G1為中央政府的支出，G2為地方政府的支出。

(二)代表性廠商

假設(shè)Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，b、f分別為中央政府支出的彈性和地方政府支出的彈性。

假設(shè)0

(2)

將t=1/G代入式(1)，有：

Y/G=(K/G)a(G1/G)b(G2/G)f

(3)

(三)代表性消費(fèi)者

采用拉姆齊模型構(gòu)建代表性消費(fèi)者模型：

(4)

其中：Ct為時(shí)間t的家庭的消費(fèi)量，p為貼現(xiàn)率。

采用標(biāo)準(zhǔn)的拉姆齊函數(shù)模型：

(5)

其中：e>0,邊際效用彈性為-e。

于是，消費(fèi)者的動(dòng)態(tài)預(yù)算約束條件為：

(6)

(四)求解

求解上述問題的最大化的解，構(gòu)建漢密爾頓方程：

(7)

式(7)的一階條件為：

(8)

(9)

綜上所述，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是簡(jiǎn)單的線性相關(guān)關(guān)系，而是呈現(xiàn)倒U型，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是先遞增再遞減。存在一個(gè)財(cái)政分權(quán)關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大值，即最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)點(diǎn)，這個(gè)最優(yōu)的財(cái)政分權(quán)度與地方政府支出彈性有關(guān)。對(duì)于分權(quán)化改革來講，在改革的初期，財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是很大的，而且較為明顯。當(dāng)財(cái)政分權(quán)達(dá)到一定程度，進(jìn)一步的分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)影響可能會(huì)減弱，甚至?xí)璧K經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。然而，最優(yōu)分權(quán)度只是理論的假設(shè)，在實(shí)踐中是無法確切地找到這樣的點(diǎn)的。換句話說，這樣的最優(yōu)分權(quán)度實(shí)際上是很難劃分和測(cè)度的。所以說，對(duì)最優(yōu)分權(quán)度的計(jì)算只是一個(gè)理論上不十分準(zhǔn)確的估計(jì)。

三、對(duì)中國(guó)財(cái)政分權(quán)度的實(shí)證研究

(一)回歸模型的建立

1.一般分析

利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

(10)

并對(duì)式(10)求對(duì)數(shù)，函數(shù)變?yōu)椋?/p>

lnY=alnK+blnG1+flnG2

(11)

對(duì)式(11)左右兩邊求導(dǎo)數(shù)，函數(shù)變?yōu)椋?/p>

(12)

選取1978—2015年這38年的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2015年國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于1994年國(guó)家實(shí)行分稅制改革，所以引入虛擬變量DV，當(dāng)1978—1993年，DV=0，當(dāng)1994—2015年，DV=1。

回歸函數(shù)模型為：

(13)

進(jìn)行多元變量的回歸，求出結(jié)果：

lnY=0.752 lnK+0.037 lnG1+0.059 lnG2

(14)

(4.7)(2.21)(1.13)

2.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表1　穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果

由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資本存量、地方政府占比、中央政府占比具有正向的相關(guān)關(guān)系，所以選用帶常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)的模型進(jìn)行檢驗(yàn)。利用ADF法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷钠椒€(wěn)性，在該檢驗(yàn)下，如果拒絕原假設(shè)，則表明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的(表1)。

由表1可以看出，lnY、lnk、lnG1、lnG2均在5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，因此所有數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，滿足進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

3.協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

對(duì)lnY和lnK、lnG1、lnG2建立如下協(xié)整回歸模型：lnY=alnK+blnG1+flnG2+μ，采用OLS法對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，寫成方程形式：lnY=0.752 lnK+0.059 lnG1+0.037 lnG2。采用模型對(duì)其殘差序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)：Δμt=a+wμt-1+ε，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

從表2可以得出，殘差序列協(xié)整檢驗(yàn)的ADF t檢驗(yàn)值小于10%臨界值，說明序列l(wèi)nY、lnK、lnG1、lnG2之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表3可見，在10%的顯著性水平下拒絕了lnK不是lnY的格蘭杰原因，說明lnK是lnY的格蘭杰原因，同時(shí)也拒絕了lnG1、lnG2不是lnY的格蘭杰原因，從而說明lnK、lnG1、lnG2是lnY的格蘭杰原因。

表3　格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

5.脈沖響應(yīng)結(jié)果分析

根據(jù)圖1所示，X1表示lnK，Y表示lnY，X2表示lnG1，X3表示lnG2。其中，lnK表示資本存量的對(duì)數(shù)，lnG1表示中央政府投資的對(duì)數(shù)，lnG2代表地方政府投資的對(duì)數(shù)，lnY代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)數(shù)。從圖1可以看出，對(duì)資本存量施加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的沖擊，首先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著1個(gè)正向影響，這種影響持續(xù)到第2期達(dá)到最大，之后這種影響逐漸減小，在第3期之后逐漸變?yōu)樨?fù)向影響。同樣對(duì)中央政府投資施加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的沖擊，首先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著1個(gè)正向影響，這種影響持續(xù)到第3期達(dá)到最大，之后這種影響逐漸減小，在第5期之后逐漸趨近于零。對(duì)地方政府投資實(shí)施1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的沖擊，首先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著1個(gè)正向影響，這種影響持續(xù)到第2期達(dá)到最大，之后影響逐漸減小，在第4期之后逐漸趨向于零。

圖1　lnY對(duì)lnG1、lnG2、lnK的脈沖響應(yīng)函數(shù)

(二)我國(guó)總體的財(cái)政分權(quán)度分析

圖2　1978—2015年中國(guó)總體財(cái)政分權(quán)度及最優(yōu)分權(quán)度

如圖2所示，自1978年以來，中國(guó)總體的財(cái)政分權(quán)度在最優(yōu)財(cái)政分權(quán)度的左側(cè)，而后達(dá)到最優(yōu)分權(quán)度，隨之到達(dá)最優(yōu)財(cái)政分權(quán)度的右側(cè)，也就是說，中國(guó)的財(cái)政分權(quán)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響呈現(xiàn)倒U型。1995年以后，中國(guó)的財(cái)政分權(quán)度一直處于70%左右，處于最優(yōu)財(cái)政分權(quán)度的右側(cè)，財(cái)政分權(quán)程度過高，阻礙了我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

從圖2可以看出，中國(guó)財(cái)政分權(quán)的最低點(diǎn)是1981年，這是因?yàn)樵?978—1981年中國(guó)財(cái)政實(shí)行統(tǒng)收統(tǒng)支的制度，地方財(cái)政擁有一定的自主權(quán)。自1981年中國(guó)財(cái)政實(shí)行包干制體制后，地方財(cái)政的自主選擇權(quán)逐步擴(kuò)大，7年間(1981—1987年)財(cái)政分權(quán)呈現(xiàn)明顯的上升態(tài)勢(shì)。財(cái)政包干制將政府職能和私人部門很好地分離，地方政府可以通過地方稅收來獲得財(cái)政收入，并且中央政府允許地方政府上解部分收入后留存剩余收益，這在很大程度上調(diào)動(dòng)了地方政府?dāng)U大財(cái)政收入的積極性。1988年中國(guó)實(shí)行財(cái)政承包制體制，其中包括固定撥款、固定分成率等。財(cái)政承包制進(jìn)一步導(dǎo)致了高度的財(cái)政分權(quán)以及整體財(cái)政支出占比的下降。

圍繞中央政府與地方政府的稅收收入的重新劃分，也為了擴(kuò)大中央財(cái)政在總體財(cái)政的比重以及財(cái)政收入在整個(gè)GDP的比重，1994年我國(guó)進(jìn)行了分稅制改革。這一時(shí)期的財(cái)政分權(quán)度基本維持在70%以上，在最優(yōu)財(cái)政分權(quán)度的右側(cè)，阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。2013年開始，中央政府推行營(yíng)業(yè)稅改增值稅的財(cái)政體制改革，通過財(cái)政放權(quán)的方式推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此后至今的財(cái)政分權(quán)度維持在80%的水平上，達(dá)到了高度的財(cái)政分權(quán)。

(三)各省以及東、中、西部三大地區(qū)的財(cái)政分權(quán)度分析

圖3　1995—2015年我國(guó)31省的財(cái)政分權(quán)度

如果將財(cái)政分權(quán)度設(shè)置在[0 1]。根據(jù)圖3所示，上海、北京、天津、江蘇、廣東、浙江處于[0.5 0.8]，屬于高度分權(quán)；福建、遼寧、山東、重慶、山西、海南、內(nèi)蒙古、陜西、湖北、江西、河北、安徽、四川、吉林等省份處于[0.4 0.5]，屬于中度分權(quán)；新疆、湖南、河南、云南、貴州、寧夏、廣西、黑龍江、甘肅、青海處于[0.3 0.4]，屬于低度分權(quán)。

按照嚴(yán)冀對(duì)三大地區(qū)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將31個(gè)省份劃分為東、中、西部三大地區(qū)*東部地區(qū)：北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；西部地區(qū)：四川、重慶、云南、貴州、陜西、甘肅、青海、西藏、寧夏、新疆；中部地區(qū)：吉林、黑龍江、河北、內(nèi)蒙古、山西、廣西、河南、湖南、湖北、安徽、江西。，1995—2015年東、中、西部三大地區(qū)內(nèi)各省的財(cái)政分權(quán)度的平均值如圖4所示。

圖4　1995—2015年東、中、西部三大地區(qū)的平均財(cái)政分權(quán)度

由圖4可知，自分稅制改革以來，東部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)度一直處于0.5～0.6的中度財(cái)政分權(quán)水平上，并呈現(xiàn)略微下降的趨勢(shì)。這是由于分稅制改革以后，國(guó)家向上集中了中央的財(cái)權(quán)。為了彌補(bǔ)地方政府收入的損失，中央加大了對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付，并允許地方政府加大預(yù)算外收入。這兩項(xiàng)收入水平很高，盡管地方政府的事權(quán)不斷擴(kuò)大，但是轉(zhuǎn)移支付和預(yù)算外收入彌補(bǔ)了地方政府的事權(quán)損失，實(shí)際上提高了財(cái)政分權(quán)水平。加之東部沿海地區(qū)本身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度就很高，所以東部地區(qū)財(cái)政分權(quán)度一直處于中高度的分權(quán)水平上。由于分稅制改革的不斷推進(jìn)，中央政府實(shí)行了簡(jiǎn)政放權(quán)、不斷轉(zhuǎn)變政府職能，不斷地將事權(quán)下放給地方政府，在財(cái)權(quán)不及事權(quán)增長(zhǎng)的速度時(shí)，分權(quán)程度略微下降。中部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)度從0.4的水平上升到0.5以上，中部地區(qū)相對(duì)于東部地區(qū)沒有那么多的地區(qū)優(yōu)勢(shì)，預(yù)算外支出要低于東部地區(qū)，即使國(guó)家加大轉(zhuǎn)移支付力度，相較于東部地區(qū)，分權(quán)程度仍然較低。隨著西部大開發(fā)和“一帶一路”倡議的推進(jìn)，西部地區(qū)得益于國(guó)家對(duì)西部的扶持，財(cái)政分權(quán)水平呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢(shì)。西部地區(qū)的財(cái)政分權(quán)度處于[0.3 0.5]，屬于低度偏下的分權(quán)水平。東、中、西部三大地區(qū)的平均財(cái)政分權(quán)度都處于相對(duì)平穩(wěn)的狀態(tài)，并沒有出現(xiàn)較大范圍內(nèi)的波動(dòng)，并且三大地區(qū)的財(cái)政分權(quán)度漸漸趨同。這說明我國(guó)多年的經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)保證了國(guó)家的財(cái)力，實(shí)現(xiàn)了各個(gè)地區(qū)財(cái)政均等化發(fā)展。

四、研究結(jié)論及政策建議

本文從財(cái)政分權(quán)的角度入手,運(yùn)用數(shù)學(xué)模型，證明了財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)倒U型的關(guān)系，利用理論模型中的生產(chǎn)函數(shù)，建立回歸模型，求出中國(guó)的最優(yōu)財(cái)政分權(quán)度為61.5%，從而說明我國(guó)財(cái)政分權(quán)呈現(xiàn)倒U型。通過研究分稅制改革以來的各省分權(quán)度，說明我國(guó)東、中、西部財(cái)政分權(quán)整體趨同，并且我國(guó)的東部地區(qū)財(cái)政分權(quán)水平最高，中部最低。

針對(duì)本文的研究結(jié)論，提出以下的政策建議：

第一，財(cái)政分權(quán)并不是無止境的，它具有底限。針對(duì)我國(guó)目前整體財(cái)政分權(quán)度過高的情況，應(yīng)該將重點(diǎn)放在內(nèi)部結(jié)構(gòu)的調(diào)整上。緩和不同省份的分權(quán)水平的差距，實(shí)現(xiàn)省際之間財(cái)政分權(quán)度的帕累托改進(jìn)。針對(duì)東、中、西部三大地區(qū)財(cái)政分權(quán)度的漸進(jìn)趨同和長(zhǎng)期均衡的現(xiàn)狀，用發(fā)展的眼光看待分權(quán)化改革的后續(xù)效應(yīng)。

第二，針對(duì)中西部地區(qū)的平均分權(quán)度徘徊在中度偏下的情況，應(yīng)該加大財(cái)政支持力度，縮小東、中、西部的收入差距。將財(cái)政適當(dāng)放權(quán)到省級(jí)及基層政府，緩解地方政府的事權(quán)與財(cái)權(quán)、財(cái)力不匹配的現(xiàn)狀，同時(shí)避免財(cái)政分權(quán)可能帶來的腐敗和重復(fù)建設(shè)問題。

第三，隨著“營(yíng)改增”的深入推進(jìn)，地方稅收向中央進(jìn)一步集中，造成地方主體稅空缺，使得本已負(fù)荷過重的地方政府的財(cái)政收入更加雪上加霜，地方政府出現(xiàn)了債務(wù)危機(jī)。所以，應(yīng)當(dāng)構(gòu)建以財(cái)產(chǎn)稅和消費(fèi)稅為主體的地方稅收體系，落實(shí)地方政府的主體稅種，穩(wěn)定和提高地方政府收入，從而緩解地方政府的債務(wù)危機(jī)。

參考文獻(xiàn)：

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