分權(quán)化改革背景下的財政分權(quán)與金融體制變遷

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. 安徽財貿(mào)職業(yè)學(xué)院，安徽 合肥230601；3. 上海財經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海200433）

一、引言

國內(nèi)外學(xué)者就分權(quán)化問題的研究主要集中在中國制度變遷和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的諸多方面聯(lián)系起來加以考察，大致分為三個方面：第一，對分權(quán)化改革帶來的宏觀績效所進(jìn)行的一系列分析。這包括分權(quán)何以有助于中國農(nóng)村基層政治治理（李明、李慧中、蘇曉馨，2011）［1］；有關(guān)財政分權(quán)化不利于經(jīng)濟(jì)增長的研究（Zhang，T.and Zou，H.，1998）［2］或者財政分權(quán)化直接或間接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的分析（Ma，J.1997）［3］，對分權(quán)化改革帶來的得失進(jìn)行較為全面的評估以及對財政分權(quán)、經(jīng)濟(jì)增長、經(jīng)濟(jì)波動之間的關(guān)聯(lián)的檢驗（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：對財政分權(quán)、政府組織結(jié)構(gòu)與地方政府支出規(guī)模的檢驗（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爭與博弈行為（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］；財政分權(quán)何以導(dǎo)致地方政府對FDI 展開激烈競爭（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位的“第二財政”角色（周立、王子明，2002）［10］；地方政府為爭奪金融資源而同中央政府和銀行體系所展開的博弈對金融資源配置、貨幣政策效力、銀行機(jī)構(gòu)經(jīng)營所施加的影響（巴曙松、劉孝紅、牛播坤，2005）［11］；在財政分權(quán)化框架下金融抑制何以通過扭曲生產(chǎn)要素價格影響比較優(yōu)勢進(jìn)而影響國際貿(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，就金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(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］；金融部門和實體經(jīng)濟(jì)部門之間不存在良性互動關(guān)系（陳剛、尹希果、潘楊，2006）［14］；金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長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)展與國有和私有企業(yè)商業(yè)信用的競爭差異（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，冼國明，2012）［18］；中央與地方財政關(guān)系演變過程中地區(qū)政府行為與金融深化對于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長不同效率的影響（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性結(jié)論?？v觀這些文獻(xiàn)，其研究的側(cè)重點在于：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、錯位或失序；③說明改革開放以來中國的經(jīng)濟(jì)增長為什么沒有得到金融發(fā)展支持。但是，這些文獻(xiàn)僅僅就財政分權(quán)和金融發(fā)展與中國制度變遷和經(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)化背景下討論中國改革開放30年來財政分權(quán)化改革和金融體制變遷之間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系。

二、計量方法與實證結(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財政分權(quán)和金融體制變遷之間的關(guān)系，需要對財政分權(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”是表征財政分權(quán)化程度的變量，旨在說明包括各級政府在內(nèi)的財政總支出如何在地方政府和中央政府之間分配的。本文遵循人們在討論財政分權(quán)化時通常所做的設(shè)定，選取地方政府財政支出對中央與地方政府財政總支出的比值，以及剔除了“國防支出和政策性補(bǔ)貼支出”后的地方財政支出對中央與地方財政總支出比值的算術(shù)平均值作為度量財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)的總貸款除以各級政府部門以傳統(tǒng)的財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渠道如何從傳統(tǒng)的財政與銀行“大一統(tǒng)”體制下的財政撥款機(jī)制轉(zhuǎn)變?yōu)橐允袌鰹閷?dǎo)向的商業(yè)銀行貸款機(jī)制。以上定義的變量的統(tǒng)計及來源描述見表1和表2。

為了避免短時間段的全國性的年度數(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 方法研究兩者之間的內(nèi)在聯(lián)系。同時，為了確認(rèn)實證結(jié)果，分別分時段、分區(qū)域方式對結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

（二）計量分析與檢驗

1.單位根檢驗

為檢驗財政分權(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)的方法檢驗面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。表2 列出了面板單位根檢驗的ADF檢驗值和相應(yīng)的p值。檢驗結(jié)果顯示，在各種情況下（含常數(shù)項、趨勢項和漂移項）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

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

3.因果關(guān)系檢驗

由于Channelrate 和Decenrate 為同階單整I（1），對二者的因果關(guān)系檢驗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，我們對兩個原假設(shè)進(jìn)行檢驗。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所有滯后項的系數(shù)均為0且γ2也為0。當(dāng)滯后期從1到8時，檢驗原假設(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

根據(jù)表3 的結(jié)論，當(dāng)滯后期從1 到8 時，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)系檢驗表明，金融體制變遷是財政分權(quán)的原因，金融體制變遷程度影響財政分權(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。對模型（1）估計的基礎(chǔ)上計算脈沖響應(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Channelrate 一個標(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)時間長。Channelrate 對此沖擊的產(chǎn)生正向影響，且這種響應(yīng)幅度隨著時間的推移逐漸增強(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，之后隨著時間的推移穩(wěn)定性變動，8年后Decenrate 對此沖擊的響應(yīng)依然顯著。說明了Channelrate 對Decenrate 的脈沖響應(yīng)是永久的。值得注意的是，Channelrate 對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政分權(quán)化程度。但是，面對當(dāng)前Decenrate一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，Channelrate 的響應(yīng)微弱且不顯著，隨時間滯后，這種沖擊效應(yīng)依然如此。因此，我們找不到財政分權(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）估計的基礎(chǔ)上進(jìn)一步分析財政分權(quán)和金融體制變遷領(lǐng)先—滯后關(guān)系。估計結(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 對當(dāng)期的Decenrate 影響顯著。值得注意的是，滯后1 期的Channelrate 對當(dāng)期的Decenrate具有負(fù)效應(yīng)。這表明，金融體制變遷抑制財政分權(quán)。但沒有足夠的證據(jù)表明財政分權(quán)對金融體制變遷產(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

三、穩(wěn)健性檢驗

這一部分內(nèi)容主要目的是檢驗上一部分內(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年兩個階段。通過分時間段來檢驗財政分權(quán)和金融體制變遷之間關(guān)系的穩(wěn)健性。同時，我們想知道，是不是市場化和經(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)地兩個部分。

（一）分時間段穩(wěn)健性檢驗

1.協(xié)整關(guān)系檢驗

這里還是利用上面面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗方法，只不過只列出Johansen 檢驗結(jié)果，從表5 可以看出，不論是把數(shù)據(jù)分為1978-1994年時間段還是分為1995-2014年時間段，Johansen面板數(shù)據(jù)檢驗結(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)整檢驗是穩(wěn)健的，它們具有長期穩(wěn)定的關(guān)系。

表5 分時間段協(xié)整關(guān)系穩(wěn)健性檢驗

2.因果關(guān)系檢驗

表6 為分時間段檢驗的財政分權(quán)和金融體制變遷之間的因果關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，在1978-1994年時間段，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年時間段時，檢驗結(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。分時間段檢驗表明，上述Granger因果關(guān)系檢驗是穩(wěn)健的。同時表明，自從分稅制改革以后，這種因果關(guān)系更加穩(wěn)健。

表6 分時間段Granger因果關(guān)系穩(wěn)健性檢驗

3.領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗

我們依然把時間分為1978-1994年和1995-2014年時間段來檢驗上述關(guān)于財政分權(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，在兩個時間段，滯后1 期的Channelrate 都對當(dāng)期Decenrate 具有負(fù)效應(yīng)，而且這種效應(yīng)顯著。同時滯后2 期的Decenrate 對其本身當(dāng)期具有正的顯著效應(yīng)。但是滯后1 期和滯后2 期的Decenrate 對當(dāng)期的Channelrate 都沒有影響。這些檢驗結(jié)果驗證上述關(guān)于財政分權(quán)和金融體制變遷之間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系的穩(wěn)健性，同時也再一次表明金融體制變遷抑制財政分權(quán)。同時我們發(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 分時間段領(lǐng)先—滯后關(guān)系穩(wěn)健性檢驗

（二）分區(qū)域穩(wěn)健性檢驗

我們進(jìn)一步進(jìn)行分區(qū)域穩(wěn)定性檢驗，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

分區(qū)域協(xié)整檢驗結(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。而相對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的內(nèi)地，財政分權(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

2.因果關(guān)系檢驗

因果關(guān)系檢驗表明（表9），當(dāng)滯后階數(shù)選擇1-8階時，對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的東部地區(qū)金融體制變遷是財政分權(quán)的Granger原因，相反，財政分權(quán)不是金融體制變遷的Granger原因。而相對經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的內(nèi)地，從滯后1-8 階，財政分權(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

3.領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗

基于分區(qū)域的面板數(shù)據(jù)領(lǐng)先—滯后關(guān)系檢驗（表10），對于東部地區(qū)，在Decenrate為因變量的回歸模型中，對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，Channelrate 對Decenrate的效應(yīng)顯著為負(fù)（-0.019 6）。這說明，對于經(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政分權(quán)。這一結(jié)果也再一次證實上述結(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，財政分權(quán)不影響金融體制變遷，同時金融體制變遷也不影響財政分權(quán)化程度。

表10 領(lǐng)先—滯后關(guān)系穩(wěn)健性檢驗

以上分區(qū)域檢驗表明，對于經(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政分權(quán)的結(jié)論都是穩(wěn)健的。但是相對經(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，我們對此進(jìn)行檢驗。

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，同時加進(jìn)人均GDP、金融發(fā)展程度和Channelrate 的交互項，用來說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和Channelrate 之間的交互作用。同時，我們在模型中加入表征經(jīng)濟(jì)因素、金融發(fā)展因素和社會因素變量作為控制變量。各個變量意義為：

（1）“l(fā)gdp”為實際人均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年齡人口數(shù)與勞動年齡人口數(shù)之比來衡量；

（7）“SECUR”為社會保障支出占財政支出的比重；

（8）“PUB_EXPEN”為公共支出/GDP。

以上為表征社會因素的控制變量。

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

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

（11）“FINAN”為地方一般財政收入/GDP；

（12）“INFLAT”通貨膨脹率，用消費價格指數(shù)來衡量。

以上為表征經(jīng)濟(jì)因素的控制變量。

以上各個變量的統(tǒng)計描述如表11，數(shù)據(jù)來源于各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》和《新中國五十年統(tǒng)計資料》。

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，單獨進(jìn)行Channelrate 和Decenrate 回歸，數(shù)據(jù)顯示Channelrate對Decenrate的作用顯著為負(fù)值，表明金融體制變遷對財政分權(quán)具有抑制效應(yīng)，其抑制效應(yīng)的絕對值為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Decenrate 抑制效應(yīng)的絕對值增加到0.017。這說明，金融體制變遷對財政分權(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 的交互項的檢驗結(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，lgdp、FD和Channelrate的交互項系數(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，金融體制變遷對財政分權(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)各個變量的回歸系數(shù)可以知道，加入社會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Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，表明金融體制變遷對財政分權(quán)具有抑制效應(yīng)，其抑制效應(yīng)的絕對值為0.019。lgdp、FD和Channelrate的交互項系數(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，金融體制變遷對財政分權(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，各個變量的回歸系數(shù)沒有發(fā)生顯著變化，Channelrate 對Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，其抑制效應(yīng)的絕對值為0.020。而且lgdp、FD和Channelrate的交互項系數(shù)顯著為正。同時，投資（INVEST）和通貨膨脹（INFLAT）對財政分權(quán)都有顯著的正向影響，而地方預(yù)算財政收入（FINAN）對財政分權(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，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Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，其抑制效應(yīng)的絕對值為0.018。lgdp、FD和Channelrate的交互項系數(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，Channelrate 對Decenrate 的作用顯著為負(fù)值，其抑制效應(yīng)的絕對值為0.020。而且lgdp、FD 和Channelrate 的交互項系數(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，金融體制變遷對財政分權(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再一次檢驗中國金融體制變遷對財政分權(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，金融體制變遷對財政分權(quán)的抑制效應(yīng)越大。

表12 和13 為分省份檢驗的結(jié)果。我們分別檢驗北京、上海、廣東、福建、江蘇和浙江6 個經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的省份（自治區(qū)）的結(jié)論；同時檢驗西藏、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)）檢驗結(jié)果

表13 經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低的省份檢驗結(jié)果

分省份檢驗結(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 個省份，Channelrate和Decenrate都具有長期穩(wěn)定關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗表明，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Channelrate 對Decenrate具有顯著的抑制效應(yīng)。但是，對于西藏、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 既不存在長期穩(wěn)定關(guān)系，Channelrate 也不是Decenrate 的原因（除貴州），同時，Channelrate 對Decenrate 不具有顯著的抑制效應(yīng)。

五、主要結(jié)論

本文通過對分權(quán)化改革背景下財政分權(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，得出如下結(jié)論：

第一，分權(quán)化改革作為中國經(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分權(quán)化改革有別于其他轉(zhuǎn)型國家和發(fā)展中國家。但我們發(fā)現(xiàn)，中國的分權(quán)化改革過程是一個特殊的過程，中國的財政分權(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政分權(quán)，但是，沒有發(fā)現(xiàn)財政分權(quán)對金融體制變遷產(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，有利于社會穩(wěn)定、金融安全和促進(jìn)金融發(fā)展，對于市場不完善的轉(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金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長。麥金農(nóng)曾提到，為了保證經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的成功，“財政控制應(yīng)當(dāng)優(yōu)先于金融自由化”。但實際上，在中國，盡管財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，財政、銀行資金都由國家統(tǒng)一分配，財政上國家在收支管理與結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化，金融體制改革在于逐步實現(xiàn)金融市場化。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政分權(quán)之后所分配到的財政份額，另一方面來自于金融系統(tǒng)提供的中長期貸款。但是，隨著金融改革的深化、商業(yè)銀行市場化運作的加強(qiáng)，地方政府從銀行體系得到的資金支持有所增加。同時，財政分權(quán)是在制度改革大框架變動的，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財政分權(quán)的訴求。另一方面，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高，金融市場化逐步加強(qiáng)，正如有些學(xué)者所說的“當(dāng)國家變得富裕時，其金融體系變得更以市場為導(dǎo)向”，因此，降低企業(yè)特別是有效率的國有企業(yè)和私營企業(yè)融資成本，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這一方面體現(xiàn)金融市場化導(dǎo)向的成功，同時也導(dǎo)致地方政府獲得更多的收入，而財政分權(quán)并不能內(nèi)在的促進(jìn)這一過程的發(fā)展。

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