財政分權、金融分權與經(jīng)濟結構性失衡

張 彤，王文甫

(1.西南財經(jīng)大學財政稅務學院，四川 成都 611130；2.四川大學經(jīng)濟學院，四川 成都 611130)

一、引言及文獻綜述

黨的十九大后我國經(jīng)濟進入新時代，要求高質量增長。然而，以往隱藏在高增長速度背后的高投資低消費、低端產(chǎn)能過剩、集中度過高的風險日益攀升、外貿(mào)依存度過高、二元經(jīng)濟結構固化等問題開始浮現(xiàn)。2020年疫情的爆發(fā)，在加劇我國經(jīng)濟下行壓力的同時，也給我國經(jīng)濟結構調整帶來了一定挑戰(zhàn)，加劇了經(jīng)濟結構性失衡。

對于我國經(jīng)濟結構性失衡的原因，已有研究大致從以下四種角度進行探討。第一種是從增長模式的角度解釋，認為非均衡增長模式是經(jīng)濟結構性失衡的主要原因。我國多年的漸進式轉軌中存在的財政補貼、行政性配置資源等手段，使得供需無法完美耦合[1]，原本充當經(jīng)濟增長推動力的漸進式轉軌逐漸成為平衡、充分發(fā)展的阻礙。

第二種是從財政體制的角度出發(fā)，認為非均衡增長模式是其內(nèi)生的結果。分權體制下，政府在選擇財政政策時會受到財政政策的工具性約束，加上居民的低消費傾向，使得政府不得不依靠過多的投資支出[2]，用重復投資來抵消調控低效率。這使得財政擴張與經(jīng)濟結構性失衡出現(xiàn)循環(huán)累積因果關系[3]。

第三種是從收入分配失衡的角度解釋。我國長期以來追求的高增長與提高居民收入份額之間存在矛盾，國民收入分配博弈中，居民又天然處于劣勢地位[4]，居民消費對當期收入的敏感使得在這種分配格局下出現(xiàn)低消費。當收入分配的不平等性越強時，居民的消費習慣越強烈，經(jīng)濟體中的高儲蓄也隨之出現(xiàn)[5]。

第四種是從不確定支出預期和個體理性角度來解釋，認為不確定支出預期是居民謹慎消費的重要原因，會對居民消費行為產(chǎn)生重大影響[6]。居民私人支出負擔預期的上升也會使得居民產(chǎn)生較強的預防性儲蓄行為，進而延滯了消費[7]。

雖然以上四個層面對經(jīng)濟結構性失衡的形成都具有一定的解釋力，但一些學者認為長期的結構性失衡需要從經(jīng)濟制度方面找原因[8][9]。因此，從經(jīng)濟制度方面尤其是核心的財政金融分權方面探究經(jīng)濟結構失衡至關重要，但這方面的研究卻較少。在這支少數(shù)文獻中，王文甫等(2020)較為細致地從理論模型分析財政分權對經(jīng)濟結構性失衡的影響及其作用機制[10]。該文獻使用的經(jīng)濟結構性失衡指標為消費率、投資率以及勞動報酬比三個獨立指標，但是，系統(tǒng)中諸多結構失衡中的某一個結構失衡并不必然具有總量上的直接意義，且該篇文章割裂了財政體制和金融體制之間的關聯(lián)，僅從財政分權單線條出發(fā)，對現(xiàn)實傳導機制缺乏全面的刻畫。

因此，本文擬從以下兩方面豐富現(xiàn)有研究：第一，本文在中國經(jīng)濟分權的大框架下，同時研究財政分權與金融分權對經(jīng)濟結構性失衡的影響及其作用機理；第二，本文以《中國國民經(jīng)濟核算體系(2016)》為依據(jù)，在借鑒相關學者指標選取的基礎上，對我國省級層面經(jīng)濟結構性失衡程度進行了測度。

二、理論分析與假說提出

(一)經(jīng)濟結構性失衡的定義

經(jīng)濟結構性失衡描述的是經(jīng)濟結構長期、大幅度偏離其均衡狀態(tài)所導致的經(jīng)濟低效率的運行狀態(tài)[11][12]。有學者認為經(jīng)濟結構性失衡包含產(chǎn)業(yè)結構、投資消費結構、金融結構、區(qū)域經(jīng)濟結構與國際收支結構五個方面的失衡[11][13]，也有學者認為包含實體經(jīng)濟失衡、收入與價格失衡、貨幣金融失衡、國際收支失衡、資源環(huán)境失衡[14]，更有學者認為包含宏觀、中觀、微觀共十三個方面的失衡[9]。本文界定的經(jīng)濟結構失衡包含產(chǎn)業(yè)結構、投資消費結構、金融結構、區(qū)域經(jīng)濟結構與國際收支結構五方面失衡。

本文選取2005—2017年31個省份的數(shù)據(jù)為樣本，根據(jù)相關學者對于基礎指標失衡的判定標準對省級層面的結構性失衡進行分析[15]，指標構建如表1所示。

表1 經(jīng)濟結構性失衡測度指標體系

(二)財政與金融分權作用于經(jīng)濟結構性失衡的邏輯與假說

1.財政分權與經(jīng)濟結構性失衡的關系。首先，基于經(jīng)典多任務委托—代理理論，在現(xiàn)有財政體制框架下，承擔多項事權責任的理性地方政府出于晉升激勵的需求，會選擇將有限的財政收入優(yōu)先投向見效快、異于觀察的產(chǎn)出指標上，即熱衷于基本建設的重復投資，而對醫(yī)療、教育、社會保障等民生性支出缺乏關注[16][17]。盡管現(xiàn)有政績考核體系已加入了民生性內(nèi)容，但基于經(jīng)濟發(fā)展類指標占比最大且在短期易于觀察，地方政府仍會存在有偏的支出結構[18]。地方政府重經(jīng)濟型支出、輕公共服務支出容易帶動社會投資大幅度增加，促使社會投資增幅大于GDP增幅，但同樣也會導致居民壓低消費、提高儲蓄來應對未來有可能發(fā)生的教育、醫(yī)療等支出，使得居民消費增長幅度小于GDP增長幅度，從而導致了投資消費結構的失衡。

其次，地方政府偏好經(jīng)濟型支出的同時也更愿意引入資本密集型的企業(yè)，導致社會資源大量流入第二產(chǎn)業(yè)，投資在第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)大量集聚，而潛力巨大、可以提供高附加值的第三產(chǎn)業(yè)投資較少，產(chǎn)業(yè)間發(fā)展不均衡，產(chǎn)業(yè)結構失衡出現(xiàn)。

再次，由于經(jīng)濟結構之間相互依存、相互聯(lián)系，產(chǎn)業(yè)結構失衡導致的部分過剩產(chǎn)能在國內(nèi)需求相對不足的情況下，必然要依靠外需來解決，貿(mào)易順差形成，國際收支失衡出現(xiàn)。同時，國際收支順差又會顯著增加基礎貨幣供給，國內(nèi)流動性過剩，進而引起通貨膨脹，金融結構失衡出現(xiàn)。

最后，金融體系流動性泛濫又會進一步推動房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格的上升，刺激當?shù)胤康禺a(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)的迅猛發(fā)展，而這些產(chǎn)業(yè)大多位于城市，進而導致區(qū)域經(jīng)濟結構失衡。

綜上所述，本文提出第一個研究假說。

假說1：財政分權加劇了經(jīng)濟結構性失衡。

2.金融分權與經(jīng)濟結構性失衡的關系。當前我國顯性集權與隱性分權并存的金融體制作用于經(jīng)濟結構性失衡的渠道主要有以下兩條：第一，金融分權改變了地方政府和企業(yè)的信貸約束程度。一方面，金融顯性集權下地方政府對銀行系統(tǒng)的干預力度減弱，中央政府可將多余的資金按照經(jīng)濟社會發(fā)展戰(zhàn)略的安排投向重點扶持的地區(qū)或產(chǎn)業(yè)，整體上有助于經(jīng)濟結構的改善。另一方面，金融顯性集權下地方國企信貸約束的收緊也迫使企業(yè)改變以前的不加選擇投資所有項目的投資模式，有利于整體經(jīng)濟結構的改善。與之相反，金融隱性分權下，對信貸約束的放松使得地方政府和地方國有企業(yè)可以輕易獲取信貸資金，降低了信貸資金的配置效率，不利于整體經(jīng)濟結構的改善。

第二，金融分權改變了金融抑制程度。金融顯性集權下金融抑制程度被減弱，隱性分權則相反。金融抑制對經(jīng)濟結構性失衡的影響有兩個方面：一方面，金融抑制程度越高，政府越有能力去逆轉從工業(yè)部門向服務業(yè)部門的經(jīng)濟資源流向[19]，促使資源在工業(yè)部門大量積累，不利于長期產(chǎn)業(yè)結構的改善。當產(chǎn)能過剩時，依靠外需解決的手段又會推升國際收支順差，造成國際收支結構失衡。巨額的國際收支順差又通過增加基礎貨幣供給的方式使得國內(nèi)通脹有上升的壓力，金融結構失衡。金融體系流動性的泛濫又會進一步推動城市房地產(chǎn)業(yè)、建筑業(yè)等的發(fā)展，區(qū)域經(jīng)濟結構失衡出現(xiàn)。另一方面，金融抑制通過利率低估使得投資消費結構失衡[20]，通過匯率低估使得經(jīng)濟高度依賴對外貿(mào)易[21]，導致國際收支結構失衡，這同樣也會傳導、誘發(fā)其他領域的失衡。

假說2：金融顯性集權會減輕經(jīng)濟結構性失衡，金融隱性分權則會加劇經(jīng)濟結構性失衡，金融分權對經(jīng)濟結構性失衡的總效應取決于兩者相對力度的大小。

3.財政、金融分權與經(jīng)濟結構性失衡的關系。晉升激勵下地方政府存在內(nèi)生的投資沖動，但當財政資金無法滿足這種投資沖動時，金融隱性分權的存在為這種內(nèi)生的投資沖動提供了另一種可能，進而加劇了經(jīng)濟結構性失衡。

首先，地方政府偏向性的投資拉動一直存在。我國的財政分權體制對地方政府具有很強的財政激勵效應[22]，并且基于長久以來發(fā)展經(jīng)濟是第一要務的思想，地方政府通常以直接產(chǎn)出效果來確保經(jīng)濟增速。在投資拉動型增長模式下必然需要大量投資，但限于體制性約束吸引到的民間資本有限，政府不得以用公共投資作為補充措施[8]。加上地方官員處于晉升壓力和相對績效考核的背景，政府偏向性的投資拉動一直存在于地方政府行為中。

其次，金融隱性分權為財政資金受限時的地方政府投資行為提供了可能。當財政資金無法滿足本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的需求以及具有獨立意志的地方政府的利益時，地方政府會將目光轉向金融領域，提高參與控制金融資源的積極性，即提高金融隱性分權的程度。地方政府對金融資源的掌握催生出了以土地資源為載體的地方融資平臺來向金融機構借款，以債務形式用于地區(qū)經(jīng)濟建設[23]。金融隱性分權在地方政府財力受限時為地方政府的投資沖動變?yōu)楝F(xiàn)實提供了可能。

再次，對比來看金融顯性集權。雖然中央推行了一系列改革來進行金融資源的集中統(tǒng)配，但漸進式的改革使得改革效果并未立竿見影，并且還會被地方政府自下而上的爭奪金融資源的舉措進一步削弱。故而，金融顯性集權所起到的調節(jié)作用有限。

最后，傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式會導致經(jīng)濟結構性失衡。地方政府用于投資的資金主要來源于兩部分，一部分為財政資金，一部分為信貸資金。對于財政資金，地方政府重基本建設輕公共服務的支出偏向在導致社會投資居高不下的同時，會促使居民進行預防性儲蓄，使得儲蓄率居高不下且消費需求被抑制。地方政府面對低消費會以擴張性財政政策來刺激，加劇了重復建設，而地方用于投資的資金又會進一步壓縮公共服務支出，最終導致投資消費結構失衡的日益加劇。投資消費結構的失衡又會因為經(jīng)濟結構內(nèi)部的依存特征傳導到產(chǎn)業(yè)結構、國際收支結構、金融結構和區(qū)域經(jīng)濟結構，最終導致經(jīng)濟結構的整體失衡。對于信貸資金，地方政府的過度干預使得信貸資金的分配更多遵循行政原則而非效率原則，資金使用效率降低。信貸資金也會被異化為財政資金，用于有偏的財政支出中，導致經(jīng)濟結構性失衡。

綜上所述，本文提出第三個研究假說。

假說3：財政分權通過投資沖動作用經(jīng)濟結構性失衡的機制中，金融隱性分權的調節(jié)作用為負，金融顯性集權的調節(jié)作用不明顯。

如果整個孕期母親的鈣攝入量不足，對胎兒的影響可能不是特別大，但對孕婦自身的健康影響會非常大。因為在鈣攝入不足的情況下，胎盤會分泌激素，刺激母體骨骼里面的鈣質向外溶解，以滿足胎兒生長發(fā)育的需要。所以說，常規(guī)性地缺鈣，對胎兒沒有太大的影響，但會使孕婦出現(xiàn)缺鈣的癥狀表現(xiàn)，如腰酸背痛、腿抽筋等，而且可能會導致孕婦將來絕經(jīng)以后的骨質疏松癥。因為從理論上來說，育齡期是女性一生中骨密度最高的時候，也就是骨骼最硬的時候，如果這時候缺鈣而導致骨密度下降，會導致絕經(jīng)期以后骨質疏松癥的高發(fā)，表現(xiàn)為腰酸背痛、乏力，甚至不小心摔一跤就容易骨折。

三、實證研究設計

(一)模型設定

鑒于經(jīng)濟結構性失衡存在時間上的關聯(lián)[24]，本文采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來檢驗財政分權、金融分權與經(jīng)濟結構性失衡的關系。動態(tài)面板模型的估計方法主要有差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種，后者相較于前者利用了更多的樣本信息，因而估計效率更高。系統(tǒng)GMM又可分為一步法和兩步法。兩步法不易受到異方差的干擾，且可以給出Hansen統(tǒng)計量來進行模型篩選，因而本文采用兩步系統(tǒng)GMM的估計方法來緩解內(nèi)生性問題。

為依次檢驗財政分權、金融分權對經(jīng)濟結構性失衡的影響，本文構建了如下兩個基本模型：

unbalanceit=w0+α1unbalanceit-t+β1FiscalDit+δ1Zit+ci+uit

(1)

unbalanceit=w1+α2unbalanceit-1+β2FinancialDit+δ2Zit+ci+uit

(2)

其中，被解釋變量unbalanceit表示i省份t年的經(jīng)濟結構性失衡程度，F(xiàn)iscalDit為i省t年的財政分權程度，F(xiàn)inancialDit為i省t年的金融分權程度，ci為不可觀測的省份特征，uit為隨機擾動項。Zit為控制變量，包含市場化水平(sch)、人均GDP(lnrjgdp)、原創(chuàng)性技術進步(lnycjs)、城鎮(zhèn)化水平(lnur)、人口密度(lnpop)以及自然增長率(ngr)。

此外，從前文的機制分析可知，中國式經(jīng)濟分權大背景下財政分權與金融分權不可分割。因而，有必要檢驗財政分權與金融分權對經(jīng)濟結構性失衡的共同作用。為此，引入兩者的交互項，基本模型如式(3)所示，變量選取與符號表示均和基準回歸保持一致，這里不再重復介紹。

unbalanceit=w2+α3unbalanceit-t+β3FiscalDit+β4FinancialDit+β5FiscalDit*FinancialDit

+δ3Zit+ci+uit

(3)

(二)變量定義

1.經(jīng)濟結構性失衡。本文的經(jīng)濟結構性失衡指標體系包含五個分項十五個基礎指標，詳見表1。其中，本文將各指標的屬性簡化為正屬性或逆屬性[11][25]。此外，本文采用主成分分析法對指標的權重進行賦值，并對逆指標正向化，來保證所有指標屬性上的一致性。依據(jù)指標體系測算出的數(shù)值越大，表明經(jīng)濟結構性失衡越嚴重。

2.財政分權。本文選取財政自主度指標衡量財政分權[26]。財政自主度指標越小，財政分權程度越大，經(jīng)濟結構性失衡越嚴重。在收入集權支出分權的背景下，地方政府的財政收支壓力劇增。地方政府出于晉升激勵的考慮，會優(yōu)先將有限的財政收入投向見效快、易于觀察的產(chǎn)出指標上，即熱衷于重復建設。地方政府有偏的支出結構會導致投資消費結構的失衡，投資消費結構失衡又通過經(jīng)濟結構各部分的依存關系傳導到產(chǎn)業(yè)結構、國際收支結構、金融結構和區(qū)域經(jīng)濟結構。因此，基于所研究的問題，本文使用財政自主度指標衡量財政分權。

3.金融分權。金融分權指為調動地方政府發(fā)展經(jīng)濟的積極性，在政府與市場之間以及不同層級的政府之間就金融資源配置權和控制權進行劃定與分配的一系列顯性與隱性的制度安排[27]。本文借鑒陳寶東和鄧曉蘭(2017)、余世勇和朱咸永(2019)的研究[23][28]，分別從以下兩方面衡量金融分權：一方面，本文使用省銀行貸款總額占全國銀行貸款總額的比重來衡量金融顯性集權。我國當前貸款發(fā)放中占大頭的是國有商業(yè)銀行和股份制銀行，該指標越大，表明中央對金融資源的約束力度越強，信貸資源可以得到更好的配置，越有利于經(jīng)濟結構改善。另一方面，本文用地方性金融機構從業(yè)人員數(shù)占金融機構從業(yè)人員數(shù)的比重來衡量金融隱性分權，其中，地方性金融機構包括城市商業(yè)銀行、農(nóng)村商業(yè)銀行、農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村信用社、新型農(nóng)村金融機構和郵政儲蓄銀行。該指標越大，表明地方性金融機構的規(guī)模越大，地方政府對信貸資源的干預力度越強，資金配置效率越低，越不利于經(jīng)濟結構的改善。

4.控制變量。為減輕遺漏變量導致的內(nèi)生性，選取的控制變量有：市場化水平，用市場化指數(shù)衡量；人均GDP；原創(chuàng)性技術進步，用每萬人專利申請授權數(shù)衡量；城鎮(zhèn)化水平，用人口城鎮(zhèn)化率衡量；人口密度；人口自然增長率。各變量的符號及測度方式詳見表2。

表2 變量描述

(三)樣本選擇及經(jīng)濟結構性失衡測算值

鑒于財政金融體制在2003年后基本保持不變，加上本文重點關注現(xiàn)階段的體制特征對經(jīng)濟結構性失衡的影響，應當選取從2003年開始的數(shù)據(jù)。但由于各地區(qū)金融運行報告中地方性金融機構分機構從業(yè)人員數(shù)從2005年開始統(tǒng)計，本文最終選取的研究樣本為2005—2017年31個省份的面板數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)均來源于EPS數(shù)據(jù)平臺、Wind數(shù)據(jù)庫以及中國人民銀行官網(wǎng)。對于少數(shù)缺失值，本文用線性插值法補齊并對極值進行縮尾處理。

此外，圖1展示了我國省級層面經(jīng)濟結構性失衡的兩個特征。第一，整體來看，經(jīng)濟結構性失衡在經(jīng)過迅速下降后，自2009年起呈現(xiàn)波動變化的特征，并且從2016年起又有抬頭的趨勢。這表明經(jīng)濟結構性失衡是一個需要持續(xù)關注的現(xiàn)象。此外，這兩個時間點也分別對應著四萬億計劃和營改增全面推廣，這兩項政策引致了地方政府財力的變化，進而影響了地方投資沖動，最終作用于經(jīng)濟結構性失衡。第二，各省份的經(jīng)濟結構性失衡呈現(xiàn)分散分布的趨勢，但這種分散趨勢正逐步減小，表明原處于經(jīng)濟結構極端失衡的省份已得到較好緩解。但也應注意到各省份的失衡狀態(tài)收斂至一定區(qū)間后便數(shù)年幾乎保持不變，這也說明當前呈現(xiàn)出的失衡是漸進式改革遺留下來的不容易解決的部分，政府更應當積極關注并尋求成因和治理辦法。

圖1 省級層面經(jīng)濟結構性失衡

四、實證結果分析

(一)基準回歸分析(1)限于篇幅，本文未報告穩(wěn)健性檢驗結果，作者備索。

1.不含交互項的回歸。表3列(1)—(3)分別為引入財政分權、金融顯性集權和金融隱性分權的回歸結果。首先，進行AR(2)二階序列自相關檢驗和Hansen檢驗來判斷模型的有效性。結果顯示三列回歸均不拒絕原假設，模型不存在二階隨機誤差項自相關和工具變量過度識別的問題，動態(tài)面板模型有效。其次，三列中經(jīng)濟結構性失衡的一階滯后項系數(shù)均顯著為正且小于1，表明當期經(jīng)濟結構性失衡會受上期的影響，但影響逐步遞減。表3列(1)表明地方政府財政自主度越小，地方政府本級支出中來源于本級預算內(nèi)財政收入的比重越小，財政壓力加上外在約束缺乏使得地方政府會選擇性履行職能[29]，加劇了經(jīng)濟結構性失衡，驗證了假說1，即財政自主度越小，財政分權程度越大，經(jīng)濟結構性失衡越嚴重。

支出剛性下，當?shù)胤秸念A算內(nèi)可得收入越來越無法支撐龐雜的事權責任時，地方政府只能依靠中央稅收返還、轉移支付和預算外收入來填補收支缺口。但由于我國的轉移支付制度還不完善，地方政府若只依靠中央的補助，仍面臨較大的財政壓力。因此，在問責機制不健全的政治體系下，地方政府不斷擴大自主行為空間，例如發(fā)展土地財政、過度投資生產(chǎn)性項目等等，這毫無疑問與經(jīng)濟結構均衡發(fā)展所要求的地方政府行為背道而馳。

表3列(2)表明金融顯性集權程度越高，中央對金融體系的約束力度越強，進而抑制了地方政府的干預，促進了金融市場化改革的腳步，提升了信貸資源的使用效率，從整體上改善了經(jīng)濟結構。表3列(3)表明金融隱性分權程度越高，地方性金融機構規(guī)模越大，地方政府干預信貸資源的能力越強，從而扭曲了經(jīng)濟資源的自由流向，降低了信貸資金的使用效率，進而加劇了經(jīng)濟結構性失衡，驗證了假說2，即金融顯性集權會減輕經(jīng)濟結構性失衡，而金融隱性分權會加劇經(jīng)濟結構性失衡。

中央政府與地方政府之間的博弈使得我國的金融分權體制呈現(xiàn)出顯性集權與隱性分權并存的特征。中央政府作為博弈中的一方，秉持逐步消除地方政府對銀行體系的干預力度來推進銀行業(yè)市場化改革，約束地方政府和地方國有企業(yè)以中央政府信譽為擔保實行的無限制的貸款融資活動，期望將地方政府的行為、可支配資金全部限制在體制框架內(nèi)，切實提升信貸資金的配給效率，進而助力我國經(jīng)濟結構的改善。但作為博弈活動中的另一方，地方政府采取自下而上的創(chuàng)新，不斷扶持地方性金融機構來應對自身金融權力的縮減，打破了中央政府給地方政府設置的權利約束，引致了經(jīng)濟結構性失衡的加劇。

此外，從表3列(1)—(2)中核心解釋變量的系數(shù)大小也可得知，金融領域資金的集權對經(jīng)濟結構性失衡的弱化作用大于地方財政自主度提升引致的結構性失衡的減弱。因而政府在助力經(jīng)濟高質量發(fā)展，緩解經(jīng)濟結構性失衡的過程中，除關注財政領域資金的配置外，還需格外重視金融領域資金在央地之間的配置。

表3 面板數(shù)據(jù)模型回歸結果(不含交互項)

2.含交互項的回歸。依據(jù)前文設定的模型來檢驗財政分權與金融分權對經(jīng)濟結構性失衡的共同影響。首先，為確保模型的有效性進行AR(2)二階序列自相關檢驗和Hansen檢驗，結果顯示不拒絕原假設。其次，對低次項的顯著性進行判斷來決定是否加入兩者的交互項，回歸結果如表4所示。

表4列(1)中金融顯性集權的系數(shù)不顯著，因而不引入金融顯性集權和財政自主度的交互項。這也說明在財政分權影響經(jīng)濟結構性失衡的關系中，金融顯性集權并沒有發(fā)揮很好的作用。結合我國的現(xiàn)實，雖然中央推行了以國有銀行、股份制銀行改革為代表的一系列排除地方政府干預的措施，但改制的逐步推進以及地方政府進行的一系列自下而上的爭奪金融資源的創(chuàng)新舉措削弱了金融顯性集權的效果。表4列(2)中財政自主度與金融隱性分權的系數(shù)均顯著，因而引入兩者的交互項。引入交互項的回歸結果如表4列(3)所示，可以發(fā)現(xiàn)交互項在5%的水平下顯著為正，即金融隱性分權顯著削弱了財政自主度對經(jīng)濟結構性失衡的緩解效果。此外，還可以發(fā)現(xiàn)，隨著隱性分權的減小，財政自主度對經(jīng)濟結構性失衡的邊際效應由正慢慢轉負，即當?shù)胤秸畵碛胁粩嘣黾拥呢斦Y金時，若其掌握的金融資金也不斷增大，則不利于經(jīng)濟結構的改善。

表4 面板數(shù)據(jù)模型回歸結果(含交互項)

(二)進一步回歸分析

從理論分析可知，財政分權通過投資沖動影響經(jīng)濟結構性失衡的機制中，金融顯性集權對投資沖動的調節(jié)作用不明顯，金融隱性分權的調節(jié)作用為負。本部分借鑒Preacher和Rucker(2007)提出的調節(jié)中介效應模型進行檢驗[30]。本文構建的模型為：

tzcdit=θ0+θ1FiscalDit+θ2FinancialDit+θ3FiscalDit*FinancialDit+δ4Zit+uit

(4)

unbalanceit=ω0+ω1unbalanceit-1+ω2tzcdit+ω3FiscalDit+ω4FinancialDit

+ω5FiscalDit*FinancialDit+δ5Zit+uit

(5)

其中，tzcdit表示i省份t年的投資沖動，借鑒陳志勇和陳思霞(2014)的方法[31]，使用各地區(qū)固定資產(chǎn)投資資金占GDP的比重表示，其余變量的選取和符號表示均與前文保持一致。本部分的實證主要分為兩部分：一是檢驗財政分權作用投資沖動進而影響經(jīng)濟結構性失衡的路徑未受到金融顯性集權的調節(jié)，結果見表5列(1)—(2)；二是驗證財政分權作用投資沖動進而影響經(jīng)濟結構性失衡的路徑受金融隱性分權的調節(jié)，結果見表5列(3)—(4)。

表5列(1)—(2)是金融顯性集權作為調節(jié)變量的回歸結果，可以看出列(1)中財政自主度與金融顯性集權的交互項顯著，即金融顯性集權在財政自主度影響投資沖動中的調節(jié)效應顯著存在，但列(2)中財政自主度與金融顯性集權的交互項不顯著，即金融顯性集權在財政自主度影響經(jīng)濟結構性失衡中的調節(jié)效應不明顯。表5列(3)—(4)是金融隱性分權作為調節(jié)變量的回歸結果，列(3)中財政自主度與金融隱性分權的交互項為正，即財政自主度影響投資沖動的效果受到金融隱性分權的調節(jié)。列(4)中投資沖動變量顯著為正，財政自主度與金融隱性分權的交互項也顯著為正，即投資沖動對經(jīng)濟結構性失衡的影響顯著存在，且金融隱性分權在財政自主度作用經(jīng)濟結構性失衡中的調節(jié)效應顯著存在。據(jù)此，本文驗證了假說3，即財政分權通過投資沖動作用經(jīng)濟結構性失衡的機制中，金融隱性分權的調節(jié)作用為負，金融顯性集權的調節(jié)作用不明顯。

表5 有調節(jié)的中介效應

五、結論與政策建議

在中國式經(jīng)濟分權的框架下研究經(jīng)濟結構性失衡對我國經(jīng)濟的高質量發(fā)展至關重要。為此，本文先采取相對較合理的指標體系和主成分分析法測算了當前我國省級層面的經(jīng)濟結構性失衡，然后在梳理作用機制和提出研究假說的基礎上，對財政分權、金融分權與經(jīng)濟結構性失衡的關系進行實證檢驗。得到的主要研究結論如下：財政分權與金融顯性集權可以顯著抑制經(jīng)濟結構性失衡，金融隱性分權則相反；金融隱性分權在財政分權作用投資沖動進而影響經(jīng)濟結構性失衡的機制中起負向調節(jié)作用，財政分權與金融分權需互相配合才可達到緩解經(jīng)濟結構性失衡的效果。我國經(jīng)濟分權體制下，基于地方政府內(nèi)生的投資沖動、匱乏的財政資金和政治錦標賽的激勵，地方政府有強烈干預金融資源的動機，進而使得在金融顯性集權框架下催生出了金融隱性分權。地方政府寄希望于金融領域權利的擴大來填補自己的財政資金缺口，事實上也確實達到了這種效果，起到了積極的作用，但需警惕的是，金融領域權利的擴大缺乏制度的約束，其一旦失控，造成的后果不可估量?；谝陨辖Y論，本文認為，經(jīng)濟結構性失衡問題植根于我國的財政金融制度，不能僅從財政體制改革著手，還需要跟進金融領域的改革，兩者之間協(xié)調配合才能改善經(jīng)濟結構。