中國省際橫向財(cái)政失衡的測度與分析

■/ 李 言 肖雨婷

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)歷了多輪財(cái)政分權(quán)改革。財(cái)政分權(quán)包括各級政府的縱向分權(quán)，以及同級政府各部門之間的橫向分權(quán)，兩種財(cái)政分權(quán)的主要目的是提高經(jīng)濟(jì)效率。然而，從財(cái)政結(jié)構(gòu)的角度看，縱向分權(quán)引起了縱向財(cái)政失衡，主要表現(xiàn)為不同級別政府之間在財(cái)政收支方面的失衡，而橫向分權(quán)則引起了橫向財(cái)政失衡，主要表現(xiàn)為地方政府之間在財(cái)政收支方面的失衡。孫開和李萬慧（2008）將橫向財(cái)政失衡產(chǎn)生的原因歸納為經(jīng)濟(jì)地位和機(jī)會的不同、提供公共服務(wù)中的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、提供地方公共服務(wù)的單位成本的差異和地方偏好四個方面。橫向財(cái)政失衡的出現(xiàn)與地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和地方政府偏好密切相關(guān)。在指標(biāo)測度方面，劉亮（2007）、孫開和溫馨（2015）利用泰爾指數(shù)及其分解方法，江慶（2009）利用基尼系數(shù)和GE 指數(shù)及其分解法，童錦治等（2014）利用基尼系數(shù)法，郭玲等（2019）利用加權(quán)變異系數(shù)和泰爾指數(shù)及其分解方法，對橫向財(cái)政失衡進(jìn)行了測度。孫開和沈安媛（2020）利用泰爾指數(shù)方法對橫向財(cái)政失衡進(jìn)行了測度，并考察了橫向財(cái)政失衡對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響。由上可知，多數(shù)相關(guān)研究采用基于基尼系數(shù)構(gòu)建思路的方法對橫向財(cái)政失衡進(jìn)行測度，而這些方法的測度結(jié)果和所利用的數(shù)據(jù)不是一個層面的，比如利用省級層面數(shù)據(jù)只能測度地區(qū)或全國層面的橫向財(cái)政失衡程度，無法對省級層面的財(cái)政失衡程度進(jìn)行測度。上述不足會限制相關(guān)問題的統(tǒng)計(jì)研究或?qū)嵶C研究，比如省級層面的橫向財(cái)政失衡程度的測度需要城市層面的相關(guān)數(shù)據(jù)，而城市層面的數(shù)據(jù)則從1985 年開始出現(xiàn)，且早期數(shù)據(jù)存在較多空缺值。為了嘗試解決上述不足，本文利用新思路對橫向財(cái)政失衡程度進(jìn)行測度，對改革開放以來，中國橫向財(cái)政失衡的演變過程進(jìn)行測度和分析。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）測度方法

本文主要借鑒桂琦寒等（2006）研究市場分割“價格法”構(gòu)建思路，將價格指數(shù)替換為人均財(cái)政支出對數(shù)或人均財(cái)政收入對數(shù)，從財(cái)政支出和財(cái)政收入兩個角度測度橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)和橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)。具體分三步進(jìn)行測度：第一步，計(jì)算t年每個省份與其他省份人均財(cái)政支出對數(shù)或人均財(cái)政收入對數(shù)的絕對值fisijt=|fisit-fisjt|；第二步，計(jì)算第t年所有省份人均財(cái)政支出對數(shù)差額或人均財(cái)政收入對數(shù)差額絕對值的平均值ave_fist；第三步，利用第一步得到的絕對值減去第二步得到的平均值△fisijt=fisijt-ave_fist；第四步，計(jì)算△fisijt的標(biāo)準(zhǔn)差。利用最后一步得到的標(biāo)準(zhǔn)差衡量橫向財(cái)政收入失衡和橫向財(cái)政支出失衡程度，該指數(shù)越大表明省際橫向財(cái)政失衡程度越大，指數(shù)越小表明省際橫向財(cái)政失衡程度越小。利用上述方法構(gòu)建的橫向財(cái)政失衡指數(shù)具有以下優(yōu)點(diǎn)：首先，能夠?qū)ω?cái)政政策的基本決策單元的橫向財(cái)政失衡程度進(jìn)行測度，為后續(xù)實(shí)證研究提供了更好的數(shù)據(jù)支持。其次，兼顧地區(qū)性因素和全國性因素對橫向財(cái)政失衡的影響，前者主要體現(xiàn)在前面的第一步處理，后者主要體現(xiàn)在前面的第三步處理。最后，從離散度角度衡量失衡程度，在一定程度上減輕了均值處理可能存在的正負(fù)相抵的影響。

（二）研究方法

本文采用Dagum 指數(shù)及其分解的方法研究我國省際橫向財(cái)政失衡水平的地區(qū)差異，Dagum提出的基尼系數(shù)測度方法，既能測度省際橫向財(cái)政失衡水平地區(qū)差距的主要來源，也考慮到了樣本間的交叉重疊問題及子樣本的分布狀況（Dagum，1997）。

式（1）中，G 表示省際橫向財(cái)政失衡水平基尼系數(shù)，yji表示j 區(qū)域內(nèi)i 市的橫向財(cái)政失衡水平，yhr表示h區(qū)域內(nèi)r市的橫向財(cái)政失衡水平，ave_y表示全國橫向財(cái)政失衡水平均值，n 表示總的省份個數(shù)，k 表示劃分的區(qū)域數(shù)，nj（nh）表示j（h）區(qū)域內(nèi)省份個數(shù)。為方便計(jì)算，在基尼系數(shù)分解時，先依據(jù)區(qū)域內(nèi)橫向財(cái)政失衡水平進(jìn)行排序。按Dagum 指數(shù)分解方法，可將基尼系數(shù)分解為三部分：地區(qū)內(nèi)差距的貢獻(xiàn)Gw、地區(qū)間差距的貢獻(xiàn)Gnb和超變密度Gt，具體計(jì)算過程如下：

式（3）中，Gjj表示j區(qū)域的橫向財(cái)政失衡水平地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)，ave_yj（ave_yh）表示j（h）區(qū)域的橫向財(cái)政失衡水平均值；式（4）中，pj=nj/n；sj=njyj/nave_y；式（5）中，Gjh表示j、h 區(qū)域之間的橫向財(cái)政失衡水平地區(qū)間基尼系數(shù)。

式（6）中，Djh表示j、h區(qū)域間相對橫向財(cái)政失衡水平影響程度；式（7）中，djh定義為區(qū)域間橫向財(cái)政失衡水平的差值；式（8）中，pjh定義為超變一階矩。

為了考察橫向財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，利用PVAR 模型，該模型能夠避免控制變量選擇偏誤以及內(nèi)生性等問題。參考李言和毛豐付（2019）的研究，將PVAR模型設(shè)定如下：

式（10）中，yi，t是包含內(nèi)生變量的向量，在考察橫向財(cái)政收入失衡情形時，內(nèi)生變量包括橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)（fisinc）和經(jīng)濟(jì)增長（gdpg）；在考察橫向財(cái)政支出失衡情形時，內(nèi)生變量包括橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)（fisexp）和經(jīng)濟(jì)增長（gdpg）；αi反映個體異質(zhì)性的變量，vi，t反映個體時點(diǎn)效應(yīng)，μi，t是隨機(jī)擾動項(xiàng)。經(jīng)濟(jì)增長（gdpg）利用GDP增長率衡量，數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局。

三、測度結(jié)果分析

本文對財(cái)政縱向收入結(jié)構(gòu)失衡和橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的測度結(jié)果進(jìn)行多個維度的分析：首先，對橫向財(cái)政失衡指數(shù)的均值進(jìn)行基本分析，分析結(jié)果見表1；其次，對橫向財(cái)政失衡指數(shù)的地區(qū)差異性進(jìn)行分析，利用Dagum指數(shù)分解方法。在分析過程中，從省級層面和三大地區(qū)層面展開。在省級層面分析過程中，根據(jù)財(cái)政體制改革和宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段性特征，分別以1994年分稅制改革、2001年中國加入WTO和2008年全球金融危機(jī)作為分界點(diǎn)。

表1 1978-2018年省級層面橫向財(cái)政失衡指數(shù)測度結(jié)果

（一）基本分析

1.橫向財(cái)政收入失衡。根據(jù)表1，從整個時間段各省均值的大小看，貴州的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值最大，為0.6545，遼寧的均值最小，為0.3589，前者是后者的近1.82 倍。分時間段看，在分稅制改革之前，貴州的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值最大，為0.7536，遼寧的均值最小，為0.3741，前者是后者的近2.01 倍；在分稅制改革之后到加入WTO 之前，貴州的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值最大，為0.6226，遼寧的均值最小，為0.3302，前者是后者的近1.89 倍，兩者差異有所縮小，且最大值和最小值都有所減?。辉诩尤隬TO 之后到金融危機(jī)之前，貴州的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值最大，為0.6833，遼寧的均值最小，為0.3568，前者是后者的近1.91 倍，差異有所擴(kuò)大，且最大值和最小值都有所增大；在金融危機(jī)之后，甘肅的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值最大，為0.5604，內(nèi)蒙古的均值最小，為0.3224，前者是后者的近1.74倍，差異有所縮小，且最大值和最小值都有所減小。從均值的變動趨勢來看，在第二個時間段，有29個省份的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值相較于第一個時間段都呈下降趨勢；在第三個時間段，發(fā)生了明顯的變化，有25 個省份的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值相較于第二個時間段呈上升趨勢；在第四個時間段，又發(fā)生了明顯的變化，有29 個省份的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)均值相較于第三個時間段呈下降趨勢。以上數(shù)據(jù)表明，在分稅制改革后直到加入WTO之前，以及在金融危機(jī)之后，從均值的角度看，多數(shù)省份的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)逐漸下降，意味著各省之間在橫向財(cái)政收入方面的差異有所縮小，然而，在加入WTO 到金融危機(jī)之間，絕大多數(shù)省份的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)逐漸上升，意味著各省之間在橫向財(cái)政收入方面的差異有所擴(kuò)大。

根據(jù)圖1，在2001 年之前，西部地區(qū)始終是橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)最大的地區(qū)，之后中部地區(qū)成為最大的地區(qū)，而東部地區(qū)始終都是最小的地區(qū)。從期初值和期末值看，東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的期初值分別為0.6884、0.7337 和0.7732，期末值分別為0.3640、0.4459 和0.4312，所有地區(qū)的期末值都要小于期初值，表明三大地區(qū)在橫向財(cái)政收入方面的差異在期末均有所縮小。三大地區(qū)在均值的變動趨勢方面也是相似的，大致經(jīng)歷了三輪先升后降的過程，其中，第一輪以下降過程為主，第二輪和第三輪的上升和下降過程在變動幅度和持

圖1 1978-2018年分地區(qū)橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)結(jié)果圖

2.橫向財(cái)政支出失衡。根據(jù)表1，總體來看，與橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)相比，各省橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的均值要小一些。從整個時間段各省均值的大小看，安徽的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值最大，為0.1710，新疆的均值最小，為0.1107，前者是后者的近1.55倍。分時間段看，在分稅制改革之前，安徽的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值最大，為0.2670，海南的均值最小，為0.1604，前者是后者的近1.66倍；在分稅制改革之后到加入WTO之前，吉林的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值最大，為0.2129，青海的均值最小，為0.1126，前者是后者的近1.89倍，差異有所擴(kuò)大，但最大值和最小值都有所減??；在加入WTO 之后到金融危機(jī)之前，內(nèi)蒙古的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值最大，為0.0933，青海的均值最小，為0.0668，前者是后者的近1.40 倍，差異有所縮小，且最大值和最小值都有所減??；在金融危機(jī)之后，安徽的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值最大，為0.0805，寧夏的均值最小，為0.0458，前者是后者的近1.76倍，差異有所擴(kuò)大，但最大值和最小值都有所減小。從均值的變動趨勢來看，在第二個時間段，全部省份的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值相較于第一個時間段都呈下降趨勢；在第三個時間段，依然是全部省份的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值相較于第二個時間段都呈下降趨勢；在第四個時間段，有26個省份的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)均值相較于第三個時間段都呈下降趨勢。以上結(jié)果表明，絕大多數(shù)省份的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)保持下降態(tài)勢，意味著各省之間在橫向財(cái)政支出方面的差異有所縮小。

根據(jù)圖2，就橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的均值而言，沒有哪個地區(qū)的均值始終是最大值或最小值，中部地區(qū)出現(xiàn)最大值的次數(shù)最多，為37次，西部地區(qū)出現(xiàn)最小值的次數(shù)最多，為38 次。從期初值和期末值看，東部、中部和西部地區(qū)的期初值分別為0.2270、0.2493 和0.2079，期 末 值 分 別為0.0668、0.0761和0.0638，所有地區(qū)的期末值都要小于期初值，表明三大地區(qū)在橫向財(cái)政支出方面的差異在期末均有所縮小，且所有地區(qū)的期初值和期末值都小于橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的分析結(jié)果。三大地區(qū)在均值的變動趨勢方面也是相似的，大致經(jīng)歷了兩輪先升后降的過程，其中，第一輪以下降過程為主，第二輪以上升過程為主，但第一輪的下降幅度更大，進(jìn)而導(dǎo)致橫向財(cái)政失衡指數(shù)的期末值明顯減小。

圖2 1978-2018年分地區(qū)橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)結(jié)果圖

（二）地區(qū)差異分析

由于Dagum指數(shù)屬于匯總指標(biāo)，所以本文重點(diǎn)從全國層面和三大地區(qū)層面進(jìn)行分析，其中，全國層面包含總體差異分析、地區(qū)內(nèi)差異分析和地區(qū)間差異分析，而三大地區(qū)層面則是地區(qū)內(nèi)差異分析。

1.橫向財(cái)政收入失衡。由圖3可知，從全國層面的分解結(jié)果看，地區(qū)間差異是導(dǎo)致總體差異變動的主要因素，且其變動過程與總體差異更加接近。在期初，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的總體差異指數(shù)、地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)和地區(qū)間差異指數(shù)分別為0.0872、0.0266 和0.0606，地區(qū)內(nèi)差異占比為30.50%，地區(qū)間差異占比為69.50%；在期末，三種差異指數(shù)分別上升至0.1061、0.0310和0.0751，地區(qū)內(nèi)差異占比下降至29.22%，影響程度有所減小，而地區(qū)間差異占比上升至70.88%，影響程度有所增大。從Dagum指數(shù)的變動趨勢看，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的總體差異和地區(qū)間差異都大致呈現(xiàn)先升后降再升的趨勢，而地區(qū)內(nèi)差異大致呈現(xiàn)上升的趨勢。上述結(jié)果表明，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的區(qū)域差異有所增大，主要是因?yàn)槌霈F(xiàn)了一輪持續(xù)的上升過程所致。根據(jù)前文關(guān)于Dagum指數(shù)分解結(jié)果的解釋，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的區(qū)域差異主要體現(xiàn)在三大地區(qū)之間橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的差異。

圖3 1978-2018年全國和分地區(qū)橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)Dagum指數(shù)分解結(jié)果圖

從分地區(qū)層面看，根據(jù)圖3，沒有那個地區(qū)的橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)始終是最大值或最小值，東部地區(qū)出現(xiàn)最大值的次數(shù)最多，為23次，西部地區(qū)出現(xiàn)最小值的次數(shù)最多，為22次，且東部地區(qū)未出現(xiàn)過最小值。從期初值和期末值的大小看，在期初，東部、中部和西部地方政府橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)的地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)分別為0.0099、0.0062 和0.0105，三大地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異占全國層面地區(qū)內(nèi)差異的比重分別為37.22%、23.31%和39.47%，到了期末，三大地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)分別為0.0114、0.0142和0.0054，東部和中部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)有所增大，西部地區(qū)有所減小。同時，三大地區(qū)所占比重分別為36.77%、45.81%和17.42%，中部地區(qū)占比有所增加，東部和西部地區(qū)占比有所減少。從Dagum指數(shù)的變動趨勢看，三大地區(qū)并未呈現(xiàn)穩(wěn)定的變動趨勢，東部地區(qū)大致呈現(xiàn)兩輪先升后降的過程，中部地區(qū)和西部地區(qū)大致呈現(xiàn)三輪先降后升的過程。將分地區(qū)的結(jié)果與前面全國層面的結(jié)果相結(jié)合，在2005年之前，東部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異變動是導(dǎo)致全國層面地區(qū)內(nèi)差異變動的主因，而在2005年之后，中部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異變動是主因。

2.橫向財(cái)政支出失衡。由圖4 可知，從全國層面的分解結(jié)果看，與橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)相同，地區(qū)間差異是導(dǎo)致總體差異變動的主要因素，且其變動過程與總體差異更加接近。在期初，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的總體差異指數(shù)、地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)和地區(qū)間差異指數(shù)分別為0.1001、0.0301 和0.0700，地區(qū)內(nèi)差異占比為30.03%，地區(qū)間差異占比為69.97%，在期末，三種差異指數(shù)分別下降至0.0808、0.0236 和0.0572，地區(qū)內(nèi)差異占比下降至29.21%，影響程度有所減小，而地區(qū)間差異占比上升至70.79%，影響程度有所增大。從Dagum 指數(shù)的變動趨勢看，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的總體差異、地區(qū)內(nèi)差異和地區(qū)間差異都大致呈現(xiàn)先降后升再降的趨勢。上述結(jié)果表明，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的區(qū)域差異有所減小，主要是因?yàn)槌霈F(xiàn)了一輪明顯的下降過程所致。上述結(jié)果表明，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的區(qū)域差異主要體現(xiàn)在三大地區(qū)之間橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的差異。

從分地區(qū)層面看，根據(jù)圖4，沒有哪個地區(qū)的橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)始終是最大值或最小值，東部地區(qū)出現(xiàn)最大值的次數(shù)最多，為21次，西部地區(qū)出現(xiàn)最小值的次數(shù)最多，為37 次。從期初值和期末值的大小看，在期初，東部、中部和西部地方政府橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)分別為0.0107、0.0149和0.0045，三大地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異占全國層面地區(qū)內(nèi)差異的比重分別為35.55%、49.50%和14.95%，到了期末，三大地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)分別為0.0114、0.0103 和0.0019，東部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異指數(shù)有所增大，中部和西部地區(qū)則有所減小，同時，三大地區(qū)所占比重分別為48.31%、43.64%和8.05%，東部地區(qū)占比有所增加，中部和西部地區(qū)占比有所減少。從Dagum 指數(shù)的變動趨勢看，東部地區(qū)大致呈現(xiàn)兩輪先升后降的過程，中部和西部地區(qū)大致呈現(xiàn)先降后升再降的過程。將分地區(qū)的結(jié)果與前面全國層面的結(jié)果相結(jié)合，在1988-2002 年和2012 年之后，東部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異變動是導(dǎo)致全國層面地區(qū)內(nèi)差異變動的主因，而在其他時段，中部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異變動是主因。

圖4 1978-2018年全國和分地區(qū)橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)Dagum指數(shù)分解結(jié)果圖

通過以上Dagum指數(shù)分解分析可知，無論是橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)，還是橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)，在區(qū)域?qū)用娴目傮w差異都主要是由于三大地區(qū)之間的差異所致，且前者的區(qū)域總體差異有所擴(kuò)大，而后者的區(qū)域總體差異有所縮小。分地區(qū)結(jié)果顯示，就橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)而言，只有西部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異有所減小，就橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)而言，中部和西部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異都有所減小。

四、省際橫向財(cái)政失衡與經(jīng)濟(jì)增長

在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，地方政府橫向財(cái)政失衡既可能成為推動經(jīng)濟(jì)增長的因素，也可能成為抑制經(jīng)濟(jì)增長的因素。如果橫向財(cái)政失衡使得地方政府采取更加積極的手段去縮小該差異，則地方政府的能動性將成為推動經(jīng)濟(jì)增長的力量。與之相反，如果橫向財(cái)政失衡使得地方政府采取更加消極的手段去面對該差異，則地方政府的被動性將成為抑制經(jīng)濟(jì)增長的力量。在進(jìn)行PVAR 模型分析之前需要進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、模型滯后階數(shù)檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

（一）模型檢驗(yàn)

首先，對橫向財(cái)政收入指數(shù)（fisinc）、橫向財(cái)政支出指數(shù)（fisexp）和經(jīng)濟(jì)增長（gdpg）的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，為了保證檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，利用IPS、LLC 和Fisher ADF 三種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法。根據(jù)表2，地方政府橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)、地方政府橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)和經(jīng)濟(jì)增長都拒絕原假設(shè)通過了單位根檢驗(yàn)，表明數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。

表2 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

其次，對PVAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)表3，地方政府橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長的PVAR 模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3 階，地方政府橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長對應(yīng)的PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)均為2階。

表3 最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

最后，對橫向財(cái)政收入指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長、橫向財(cái)政支出指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)表4 的檢驗(yàn)結(jié)果，在10%的水平上，地方政府橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長互為Granger 因果原因，經(jīng)濟(jì)增長是地方政府橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的Granger因果原因。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（二）脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)圖5，經(jīng)濟(jì)增長率沖擊將導(dǎo)致橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)向上波動，但影響是不顯著的，且在考察期內(nèi)仍未收斂至均衡值。與之相反，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)沖擊將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長率先向下波動后向上波動，且影響是顯著的，并在第4 期到達(dá)波峰后開始向均衡值收斂。從影響幅度看，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)沖擊對經(jīng)濟(jì)增長率的影響幅度更大一些。上述結(jié)果表明，橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長率之間并不存在顯著的相互推動的關(guān)系。

圖5 橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長情形

根據(jù)圖6，經(jīng)濟(jì)增長沖擊將導(dǎo)致橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)向下波動，且影響是顯著的，并在考察期內(nèi)仍未收斂至均衡值。與之相似，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)沖擊將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長先向下波動后向上波動，向下波動的幅度更大，且影響只有在極短期內(nèi)是顯著的。從影響幅度看，經(jīng)濟(jì)增長沖擊對橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)的影響幅度更大一些。上述結(jié)果表明，與橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)情形不同，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在不顯著的相互推動關(guān)系。

圖6 橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長率情形

通過以上PVAR模型的分析結(jié)果可知，地方政府橫向財(cái)政收入失衡構(gòu)成了推動經(jīng)濟(jì)增長的因素，即隨著差異的擴(kuò)大，在長期內(nèi)會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正面影響，而地方政府橫向財(cái)政支出失衡并未構(gòu)成推動經(jīng)濟(jì)增長的因素，反而隨著差異的擴(kuò)大，在短期內(nèi)會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。

五、結(jié)論與建議

財(cái)政分權(quán)改革是中國改革開放以來分權(quán)改革在財(cái)政制度方面的主要內(nèi)容，也形成了具有中國特色的財(cái)政分權(quán)制度。財(cái)政分權(quán)對中國經(jīng)濟(jì)增長注入了活力，同時也帶來了財(cái)政失衡問題，本文重點(diǎn)分析了橫向財(cái)政失衡問題，創(chuàng)新地借鑒市場分割指數(shù)思想構(gòu)建橫向財(cái)政失衡指標(biāo)，為后續(xù)相關(guān)研究提供測度新思路，并在此基礎(chǔ)上分析了橫向財(cái)政失衡的時空演變特征及其與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。本文得到的主要結(jié)論如下：

1.改革開放以來，橫向財(cái)政失衡程度有所減輕。無論是橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)，還是橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)，其期末值都要小于期初值，意味著各省或三大地區(qū)之間在財(cái)政收入和財(cái)政支出方面的失衡程度有所減小。另外，橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)明顯小于橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)，表明各省或三大地區(qū)之間在橫向財(cái)政支出方面的失衡程度要小于在橫向財(cái)政收入方面的失衡程度。

2.橫向財(cái)政收入失衡差異有所擴(kuò)大，橫向財(cái)政支出失衡差異有所縮小。通過Dagum 指數(shù)分解分析可知，無論是橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)，還是橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)，在區(qū)域?qū)用娴目傮w差異都主要由三大地區(qū)之間的差異所致，且前者的區(qū)域總體差異有所擴(kuò)大，而后者的區(qū)域總體差異有所縮小。分地區(qū)結(jié)果顯示，就橫向財(cái)政收入失衡指數(shù)而言，只有西部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異有所減小，就橫向財(cái)政支出失衡指數(shù)而言，中部和西部地區(qū)的地區(qū)內(nèi)差異都有所減小。

3.橫向財(cái)政收支失衡與經(jīng)濟(jì)增長之間呈現(xiàn)不同的互動關(guān)系。地方政府橫向財(cái)政收入失衡構(gòu)成了推動經(jīng)濟(jì)增長的因素，即隨著差異的擴(kuò)大，在長期內(nèi)會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正面影響，而地方政府橫向財(cái)政支出失衡并未構(gòu)成推動經(jīng)濟(jì)增長的因素，反而隨著差異的擴(kuò)大，在短期內(nèi)會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。

根據(jù)以上結(jié)論，本文認(rèn)為下一步應(yīng)該重點(diǎn)解決橫向財(cái)政收入失衡問題，不僅因?yàn)槠湎鄬M向財(cái)政支出失衡更加嚴(yán)重，還因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長無法內(nèi)生性減輕橫向財(cái)政收入失衡程度。主要可以從以下兩個方面著手：

1.進(jìn)一步完善轉(zhuǎn)移支付制度。1994 年分稅制改革后，轉(zhuǎn)移支付制度不僅成為平衡地方政府財(cái)政收支的主要手段，也成為縮小橫向財(cái)政收入失衡的主要手段，即通過轉(zhuǎn)移支付的途徑縮小不同地區(qū)間人均財(cái)政收入方面的差異。但在實(shí)際操作過程中，由于存在信息不對稱等問題，仍存在資源錯配現(xiàn)象，下一步改革，可以將轉(zhuǎn)移支付制度設(shè)計(jì)為更加具有因地制宜特征的制度，比如地方主導(dǎo)中央配套方案，鼓勵地方政府通過發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)減少對轉(zhuǎn)移支付的依賴，并給予相應(yīng)配套經(jīng)費(fèi)支持。

2.進(jìn)一步推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展需要更加具有合作性思維的地方政府財(cái)政收支政策，因此，需要構(gòu)建合理的橫向轉(zhuǎn)移支付制度，以此激發(fā)地方政府之間在經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面的合作能力。不同地區(qū)之間充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，通過一些合作項(xiàng)目，培育財(cái)政收入來源，并在分配過程中向人均財(cái)政收入較低的地區(qū)進(jìn)行適當(dāng)傾斜。同時根據(jù)本文的結(jié)論可知，適當(dāng)?shù)臋M向財(cái)政收入失衡有助于在長期推動經(jīng)濟(jì)增長，因此，本文推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略更加重要，因?yàn)樵诖诉^程中，失衡程度不會外生被消除，所以可以兼顧其對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用。