財政分權(quán)及地方工業(yè)發(fā)展分析

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摘要：本文基于1998-2018年我國31個省（直轄市、自治區(qū)）的省級面板數(shù)據(jù)，實證分析了財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)對地方工業(yè)發(fā)展的影響。結(jié)果顯示，財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)均會顯著的促進地方工業(yè)發(fā)展，且財政收入分權(quán)的促進作用更強。此外，這種促進作用還具有區(qū)域異質(zhì)性，表現(xiàn)為：將財政支出分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)，財政分權(quán)顯著提高了東部和中西部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，但當(dāng)將財政收入分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)時，財政分權(quán)顯著提高了東部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，而對中西部地區(qū)的影響并不顯著。

關(guān)鍵詞：財政分權(quán)；地方工業(yè)發(fā)展；地方政府；異質(zhì)性

一、引言及文獻綜述

我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期。而工業(yè)是國民經(jīng)濟的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，也是實體經(jīng)濟的主體，其對推動經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的作用是不可替代的。我國工業(yè)具有較好的發(fā)展基礎(chǔ)，也不斷面臨著新的挑戰(zhàn)。而工業(yè)快速增長的同時還伴隨著財政體制安排的持續(xù)調(diào)整，1994年分稅制改革的實行推動了我國經(jīng)濟的繁榮發(fā)展，在一定程度上塑造了中國經(jīng)濟奇跡(張軍和范子英，2018)[1]。在財政分權(quán)的背景下，各地政府的財政自由度顯著增強，擁有了一定的決策自主性，也具有事權(quán)以及支出責(zé)任，明確了其利益主體地位。因此，在財政分權(quán)的體制下以及上級政府的績效考評制度下，地方政府官員會綜合考慮地方經(jīng)濟發(fā)展以及稅收以追求利益的最大化，但與此同時產(chǎn)生的問題是地方政府官員任期是一定的，在理性人的假定下，其必將“短視”，可能會存在投資偏好行為，傾向于發(fā)展能較大幅度增加稅收收入的行業(yè)，如工業(yè)；而不愿意進行科技創(chuàng)新方面的投入，因為技術(shù)創(chuàng)新投資具有周期長、風(fēng)險大、回報率低且易產(chǎn)生外溢性的特點。因此，本文將重點關(guān)注財政分權(quán)對地方工業(yè)發(fā)展的影響，從財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)兩個角度入手，使用1998-2018年的省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析來探究。此外，還將樣本劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)以解決模型的異質(zhì)性。田艷平等（2018）[2]認(rèn)為中國式分權(quán)式導(dǎo)致我國工業(yè)粗放式增長的重要制度原因。范劍勇和莫家偉（2014）[3]發(fā)現(xiàn)，地方政府舉債進行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和壓低工業(yè)市場用地價格以吸引投資，其動機同樣源于中國特色的財政分權(quán)和地方政府競爭。財政收入激勵地方政府開拓收入來源，過度、低價供給工業(yè)用地，導(dǎo)致工業(yè)產(chǎn)能過剩（陶然，汪暉，2010）[4]。嚴(yán)思齊和彭建超（2019）[5]發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)對工業(yè)用地利用效率的影響會因不同的經(jīng)濟發(fā)展階段而有所差異，當(dāng)人均生產(chǎn)總值或高技術(shù)產(chǎn)業(yè)占比較低時，展現(xiàn)為負(fù)向影響，而當(dāng)人均生產(chǎn)總值或高技術(shù)產(chǎn)業(yè)占比達(dá)門檻值以上時，財政分權(quán)對工業(yè)用地利用效率的影響顯著為正?；诖耍疚目赡艿呢暙I如下，一是系統(tǒng)性的研究財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)對地方工業(yè)發(fā)展的影響；二是將全國劃分為東部和中西部地區(qū)進行分樣本回歸，分析是否存在區(qū)域異質(zhì)性。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文的研究期間選取1998-2018年，本文的研究樣本為我國31個省（直轄市、自治區(qū)）。本文的數(shù)據(jù)來自于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)定根據(jù)本文的研究目的，構(gòu)建計量模型如下：yit=α+βFDit+γXit+δi+μt+εit其中yit表示i年t省份的工業(yè)發(fā)展水平，F(xiàn)Dit表示i年t省份的財政分權(quán)程度，Xit表示控制變量，β為財政分權(quán)系數(shù)，γ為控制變量系數(shù)，εit為擾動項，δi和μt分別代表省份和時間固定效應(yīng)。

（三）變量定義1.被解釋變量本文的被解釋變量是地方工業(yè)發(fā)展水平（Company），用地方國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)單位數(shù)來衡量。2.核心解釋變量本文的核心解釋變量是財政分權(quán)程度（FD），用財政收入分權(quán)（FDin）和財政支出分權(quán)（FDex）來衡量。其中財政收入分權(quán)（FDin）用一般預(yù)算收入占全國一般預(yù)算收入的比重來表示，財政支出分權(quán)（FDex）用一般預(yù)算支出占全國一般預(yù)算支出的比重來表示。3.控制變量（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUC）：用工業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。（2）實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP_cp）：用實際人均地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量。（3）交通便捷度（ROAD）：用鐵路與公路的里程數(shù)之和來衡量。（4）人口數(shù)（POP）：用地區(qū)生產(chǎn)總值與人均地區(qū)生產(chǎn)總值的比值來衡量。（5）外貿(mào)依存度（OPEN）：用進出口總額占該地區(qū)GDP的比重來表示，對進出口總額以相應(yīng)年份人民幣對美元的匯率折算成人民幣計價。

三、實證分析

（一）全樣本回歸分析本文運用stata15軟件對方程進行回歸，以考察財政分權(quán)對地方工業(yè)發(fā)展的影響。根據(jù)Hausman檢驗，模型適合固定效應(yīng)模型，表1是對全樣本回歸分析得到的結(jié)果。模型1～模型3將財政支出分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)進行回歸，模型4～模型6將財政收入分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)進行回歸，其回歸結(jié)果表明，財政分權(quán)與工業(yè)發(fā)展有顯著的正相關(guān)關(guān)系，且均在1%的水平下顯著，說明將財政收入分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)是較為穩(wěn)健的。其中模型6的擬合程度最好，表明地方政府財政分權(quán)程度每增加一個百分點，本地國有及規(guī)模以上單位數(shù)會增加2518個。原因在于地方政府分權(quán)程度越高，財政自主性也越高，為贏得“政治錦標(biāo)賽”就會將更多的資金應(yīng)用于給企業(yè)的資金補貼以發(fā)展地方工業(yè)，還可能會挪用公共服務(wù)支出用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等生產(chǎn)性投資領(lǐng)域（范子英，2016）[6]，對工業(yè)規(guī)模的擴張產(chǎn)生促進作用，進而提高地方工業(yè)的發(fā)展水平。最后，就其他控制變量而言，實際人均GDP（GDP_cp）在模型3和模型6中，控制了省份效應(yīng)和年份效應(yīng)后，其系數(shù)僅在10%的水平下顯著且為負(fù)，意即實際GDP對工業(yè)發(fā)展有抑制作用。人口數(shù)（POP）在模型1～6中，其回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著，且為正。表明人口數(shù)的增加會促進工業(yè)的發(fā)展，因為人力資本是發(fā)展工業(yè)的重要因素。外貿(mào)依存度（OPEN）的回歸系數(shù)在模型中均在1%的水平下顯著，多數(shù)為正，表明當(dāng)外貿(mào)依存度增加時，會顯著的促進工業(yè)增長，其內(nèi)在原因是進出口同樣是拉動工業(yè)增長的馬車。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUC）的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正，說明優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有利于工業(yè)的發(fā)展。而交通便捷度（ROAD）的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，故交通越方便的地區(qū)，其工業(yè)發(fā)展水平越高（見表1）。

（二）分樣本回歸分析從上述的分析我們可以得知，在全國范圍內(nèi)，財政分權(quán)顯著促進了工業(yè)的發(fā)展，因此，為觀察這種促進作用是否具有區(qū)域異質(zhì)性，在同時控制省份效應(yīng)和年份效應(yīng)的情況下，我們將樣本分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)，并分別進行回歸，得表2的回歸結(jié)果。模型1和模型3是將財政支出分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)，財政分權(quán)顯著提高了東部和西部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，但當(dāng)將財政收入分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)（模型2和模型4）時，財政分權(quán)顯著提高了東部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，而對中西部地區(qū)的影響沒有通過顯著性檢驗。這表明財政分權(quán)對工業(yè)發(fā)展水平的促進的確具有區(qū)域異質(zhì)性。

四、結(jié)論與政策建議

本文基于1998-2018年我國31個?。ㄖ陛犑?、自治區(qū)）的省級面板數(shù)據(jù)，實證分析了財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)對地方工業(yè)發(fā)展的影響。結(jié)果顯示，財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)均會顯著的促進地方工業(yè)發(fā)展，且財政收入分權(quán)的促進作用更強。此外，這種促進作用還具有區(qū)域異質(zhì)性，表現(xiàn)為：將財政收入分權(quán)作為財政分權(quán)的衡量指標(biāo)時，財政分權(quán)顯著提高了東部地區(qū)的工業(yè)發(fā)展水平，而對中西部地區(qū)的影響并不顯著。根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下兩點政策建議：第一，進一步完善財政收支管理體制，主要是省以下的財政收支管理體制。加快推進部門細(xì)化預(yù)算和財政集中支付制度，進一步規(guī)范財政收支的核算管理，增加預(yù)算的透明度和約束力。第二，完善地方官員的晉升制度，注重完善地方官員的政績考評體系，進而優(yōu)化地方的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高居民幸福度，滿足居民對美好生活的需要和社會進步與發(fā)展的需要。

參考文獻：

[1]張軍,范子英.再論中國經(jīng)濟改革[J].經(jīng)濟學(xué)動態(tài),2018(8)．

[2]田艷平,徐瑋,顧賈能.影響工業(yè)高質(zhì)量增長的制度性因素——基于中國式分權(quán)的研究[J].學(xué)習(xí)與實踐,2018(5).

[3]范劍勇,莫家偉.地方債務(wù),土地市場與地區(qū)工業(yè)增長[J].經(jīng)濟研究,2014,49(01).

[4]陶然,汪暉.中國尚未完成之轉(zhuǎn)型中的土地制度改革:挑戰(zhàn)與出路[J].國際經(jīng)濟評論,2010(02).

[5]嚴(yán)思齊,彭建超.財政分權(quán)對工業(yè)用地利用效率影響的門檻效應(yīng)——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(社會科學(xué)版),2019,19(01).

[6]范子英.土地財政的根源:財政壓力還是投資沖動[J].黨政視野,2016,440(02).

作者：李雪瑜 單位：鄭州大學(xué)國際學(xué)院