財政分權、地方政府投資與經(jīng)濟增長的實證分析

張婷婷

1 問題的提出

經(jīng)濟增長是經(jīng)濟學家們永恒的課題，當今對經(jīng)濟增長的研究主要有三個理論，即新古典經(jīng)濟增長理論，以Solow（1956）和Swan（1956）的研究代表的；內生經(jīng)濟增長理論，以Romer(1986)和Lucas(1988)的研究為代表；制度經(jīng)濟學，以Coase（1937）和Williamson（1985）。其中制度經(jīng)濟學研究越來越受到經(jīng)濟學家們的關注。財政主義理論是從制度經(jīng)濟學中逐漸演化而來，該理論主要關注財政分權對經(jīng)濟增長的影響，現(xiàn)已形成了第一財政聯(lián)邦主義和第二財政聯(lián)邦主義兩套理論。

在我國經(jīng)濟活動的各個領域都有政府參與的身影，特別是在財政分權這一制度設計形成以后，使得地方政府逐漸演變?yōu)楠毩⒌摹敖?jīng)濟人”，各級政府在這一制度設計下追求自身利益的傾向越發(fā)明顯。與此伴隨的是我國經(jīng)濟多年來的高速增長。于是國內學者們對財政分權這一制度設計對國內經(jīng)濟增長的影響展開了研究，相關文獻不斷增多。學者們的研究得出的結論存在一定的爭議，甚至有的結論截然相反，但是這些都肯定了財政分權這一制度設計體系對我國經(jīng)濟增長具有不可忽視的影響。如林毅夫和劉志強（2000）、張軍等（2007）等的研究認為財政分權的制度設計推動了我國經(jīng)濟的增長，而鄒恒甫等（2005）的研究結論卻指出我國的財政分權制度體系并沒有起到促進經(jīng)濟增長的效應，反而在一定程度上阻礙了經(jīng)濟的正常發(fā)展。

在財政分權制度體系下，地方政府為了實現(xiàn)晉升或者自身福利的最大化，積極參與經(jīng)濟活動，并導致了政府之間的“GDP競賽”。財政分權使得地方政府自身能夠掌握一定的經(jīng)濟資源，并獲得分配這些資源的權利。在有限的資源下如何實現(xiàn)獲得盡可能多的GDP增長，于是地方政府將經(jīng)濟資源重點配置到經(jīng)濟建設中去，通過自身的投資推動經(jīng)濟的增長，這與當前我國的政府支出的現(xiàn)實分配情況是相吻合的。然而在財政分權體系下地方政府的投資決策并不是完全以經(jīng)濟效應為目標的，其對經(jīng)濟增長的影響有待更為深入的研究。東部地區(qū)積聚了我國經(jīng)濟最為發(fā)達的幾個省份，經(jīng)濟多年的快速增長中各級政府作出了巨大的貢獻，地方政府投資已成為該地區(qū)投資的重要組成部分，在未來相當一段時間內投資在地方政府支出中的比重仍將占據(jù)較大份額。因此，在財政分權體制下，針對東部地區(qū)地方政府投資對經(jīng)濟增長的影響的研究，以為地方政府的投資決策提供理論借鑒，具有更為現(xiàn)實的意義。本文正是基于此，通過固定效應模型，實證研究財政分權體系下，東部地區(qū)地方政府投資對經(jīng)濟增長的影響。

2 實證分析

2.1 模型設定、指標說明和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)本文研究的需要，我們將東部地區(qū)的地方政府投資變量作為解釋變量加入到經(jīng)濟增長模型中，設定基本的分析模型為：

其中，gdpit表示各省每年的GDP，ginvit表示各省每年的政府投資，cit為其它一系列控制變量，這其中包括東部地區(qū)各省每年的勞動力投入水平（laborit）、金融發(fā)展水平（firit）等。另外，模型中下標中的i代表不同的省份，t代表不同年份，αt表示那些未觀察因素，到經(jīng)濟增長但在本文中未被分析的變量，而eit則表示隨機擾動項。各指標的具體含義如下：

（1）經(jīng)濟增長指標，衡量一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長的指標主要有GDP、人均GDP、GDP增長率等，考慮到本文研究的需要以及方程設定，我們選擇GDP作為衡量一個地區(qū)的經(jīng)濟增長代理變量。

（2）地方政府投資指標，根據(jù)我國統(tǒng)計年鑒以功能的標準劃分財政支出，即地方政府支出主要用于文教科衛(wèi)、農(nóng)業(yè)支出、行政事業(yè)費以及社會保障補助支出等，在此本文將地方政府財政支出中除去科教文衛(wèi)支出和行政管理費用外，其它部分支出均視為政府投資。且考慮到預算外財政支出的數(shù)據(jù)難以獲得的現(xiàn)實情況，本文把地方政府一般預算內財政支出中扣除科教文衛(wèi)支出和行政管理費用之后的部分作為表示地方政府投資的一個代理變量。

（3）勞動力投入指標，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇各省當年的城鎮(zhèn)勞動力就業(yè)總數(shù)作為代理變量來表示東部地區(qū)的勞動力投入水平。

（4）金融發(fā)展指標，本文以金融相關率作為研究一省金融發(fā)展水平的代理變量。

本文的樣本區(qū)間為1996～2008年，以上指標的原始數(shù)據(jù)均來自《新中國統(tǒng)計年鑒60年》，這一年鑒的時間跨度較大，衡量標準也較為統(tǒng)一，更為適合計量分析。在具體數(shù)值分析時本文均選用對數(shù)形式，本文的模型之所以采取對數(shù)形式，是考慮到彈性研究的方便些。本文變量的統(tǒng)計性描述如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

2.2 計量模型檢驗

2.2.1 單位根檢驗

現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境中不僅存在著時間序列數(shù)據(jù)，同時也存在著橫截面數(shù)據(jù)，而傳統(tǒng)的單位根檢驗方法存在檢驗效力難以全面的缺陷。隨著面板數(shù)據(jù)在計量分析中的應用不斷增多，面板數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性受到了越來越多的關注。因此本文在進行實證分析前，將對各變量進行單位根檢驗，以檢驗各變量的穩(wěn)定性。為了保證結論的穩(wěn)健性，本文同時采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗等四種檢測方法來展開檢驗，檢驗平穩(wěn)的的依據(jù)為自變量、因變量在兩種檢驗方法下同時通過檢驗。檢驗結果如表2所示。

表2 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

從表2可以看到，勞動力投入變量在水平值時存在單位根，而在一階差分情況下，本文所檢測的四個變量均在不同顯著性水平下拒絕了“存在單位根”的原假設，因此本文的變量均為穩(wěn)定序列。單位根檢驗顯示本文的面板數(shù)據(jù)符合計量需要，所以我們可進行下一步的實證分析。

2.2.2 實證檢驗結果

面板數(shù)據(jù)模型有三種主要形式，在具體操作中需要根據(jù)面板數(shù)據(jù)的性質進行選擇。通常確定模型的方法為Redundant fixed effects（冗余固定效應）檢驗和Hausman(豪斯曼)隨機效應檢驗兩種，即F檢驗和Hausman檢驗。兩種檢驗的計量表達式為：

（1）冗余固定效應檢驗（F檢驗）

原假設ai=a0（真是模型為混合模型），即認為各個體之間的截距項沒有顯著變化。

其中，SSEy表示混合數(shù)據(jù)模型的殘差平方和，SSEu表示固定效應模型的殘差平方和，N表示個體個數(shù)，T表示樣本容量，K表示解釋變量對應參數(shù)的個數(shù)。如果F檢驗值顯示拒絕原假設，則認為模型存在個體固定效應。

（2）豪斯曼隨機效應檢驗

Hausman檢驗的原假設與備擇假設是

H0:個體效應與回歸變量無關（個體隨機效應回歸模型）；

H1:個體效應與回歸變量相關（個體固定效應回歸模型）；

若Hausman檢驗值的結果拒絕原假設時，則認為模型個體固定效應。反之，則認為模型存在個體隨機效應。

本文從2個檢驗得到的檢驗值的置信度都為0.0000，依據(jù)這一結論本文最終選擇固定效應模型作為分析的計量基礎模型。固定效應檢驗的具體結果如表3所示：

表3 面板數(shù)據(jù)回歸結果

首先，從回歸1中可以看到，地方政府投資變量是東部各省經(jīng)濟增長的唯一解釋變量，檢驗得到的系數(shù)統(tǒng)計值為正的0.054700，且通過了5%置信水平的顯著性檢驗，這說明地方政府投資每增加1%將拉動東部地區(qū)各省近0.05%的經(jīng)濟增長。在回歸2中，本文加入了對東部各省經(jīng)濟增長具有影響的相關控制變量，從而提高模型的解釋力度。在回歸2中，地方政府投資變量的系數(shù)為正的0.032712，并繼續(xù)通過了顯著性檢驗，這一結果同樣顯示地方政府投資是促進東部地區(qū)各省經(jīng)濟增長的動力之一。回歸檢驗結果的一致性很好的闡述了地方政府對經(jīng)濟增長的正面作用。地方政府投資作為東部地區(qū)投資形成的重要組成部分，不僅直接提升了各省的投資水平，而且其投資主要針對的是基礎設施建設，這為其它經(jīng)濟主體的投資活動創(chuàng)造了良好的外部條件，從而能夠通過自身的投資行為發(fā)揮乘數(shù)效應，拉動更大規(guī)模的社會投資，推動各省的經(jīng)濟增長。

但是從檢驗的結果中可以看到，這種經(jīng)濟增長效應并不顯著。本文認為這主要與東部地區(qū)各省政府的投資決策的衡量標準——即價值取向和標準有關。在實行財政分權后，地方政府具有了顯著的“經(jīng)濟人”的特征，地方政府投資作為分配社會資源的一種方式，并不以經(jīng)濟效益作為衡量投資收益的唯一標準，反而由于官員自身的晉升激勵等因素而使投資決策表現(xiàn)出強烈的沖動、短期化等特征，這往往會造成大量重復投資以及國有企業(yè)的產(chǎn)能過剩，致使經(jīng)濟資源的極大浪費，并且可能通過占用民營經(jīng)濟發(fā)展急需的經(jīng)濟資源而限制了民營經(jīng)濟的發(fā)展空間。

其次，從回歸2中，本文加入了勞動力投入、金融發(fā)展兩個控制變量。從檢驗所的系數(shù)可以看到，勞動力投入、金融發(fā)展分別為正的1.13438、0.056983，且同時通過了1%水平的顯著性檢驗，說明它們都是推動各省經(jīng)濟增長的因素。從系數(shù)大小可以看到，勞動力投入對經(jīng)濟增長的作用更為明顯，這充分說明東部地區(qū)主要以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為經(jīng)濟主體的特征。

3 結論與政策建議

財政分權是我國一項重要的財政管理體制改革，它一方面解決了中央政府所面臨的巨大財政壓力問題，另一方面使得地方政府更加積極的參與到地方經(jīng)濟建設中去。本文基于財政分權后東部地區(qū)10個省份的面板數(shù)據(jù)，研究地方政府參與經(jīng)濟建設的最直接方式—投資對經(jīng)濟增長的影響。本文的研究表明，在東部地區(qū)的經(jīng)濟增長中，地方政府投資在一定程度上起到了推動作用，但是這種經(jīng)濟增長效應較小，本文認為這主要應歸因于地方政府投資決策的標準有關。

政府投資是多年來我國經(jīng)濟快速增長中三駕馬車中投資構成的一個重要組成部分，特別是在金融危機以后，社會投資大幅下降，政府投資肩負了拉動經(jīng)濟走出低谷的重要任務。然而本文的研究在肯定地方政府投資的經(jīng)濟增長效應時，同樣指出政府投資存在一定的不利于經(jīng)濟增長的因素。在此本文認為應注重從規(guī)范地方政府投資的領域和改革政府官員的考核機制方面做出改革，從而加快地方政府從經(jīng)濟建設性政府向服務性政府的轉變。

[1] Robert Merton Solow.Contribution to the Theory of Economic Growth[J].Quarterly Journal of Economics Band,1956,(70).

[2] Swan,T.W.Economic Growth and Capital Accumulation[J].Economic Record,1956,(32).

[3] Romer P M.Increasing Returns and Long-run Growth[J].Journal of Political Economy,1986,(94).

[4] Lucas R E.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics，1988,(22).

[5] R.H.Coase.The Nature of the Firm[J].Economics New Series,1937,4(16).

[6] Williamson,Oliver E.The Economic Institutions of Capitalism:Firms,Markets,Relational Contracting[M].New York:Free Press,1985.

[7] 林毅夫，劉志強.中國的財政分權與經(jīng)濟增長[J].北京大學學報（哲學社會科學版），2000,（4）.

[8] Heng fu Zou,Jin,Jing.Fiscal Decentralization and Economic Growth in China[C].The World Bank Working Paper,2005.

[9] 張軍，高遠，傅勇，張弘.中國為什么擁有良好的基礎設施[J].經(jīng)濟研究，2007,（3）.