論文導讀:：通過利用2001—2008年甘肅66個縣（市）的面板數據，重點檢驗了省以下財政分權對縣域經濟增長">經濟增長的影響，發現省以下財政收入分權對縣域經濟增長的影響為負，省以下財政支出分權和財政自給率分權對縣域經濟增長具有正向影響。同時檢驗了財政分權對人均GDP高、低不同的兩個區域子樣本經濟增長的影響，子樣本的研究也支持了省以下財政自給率分權對縣（市）經濟增長具有正向影響的觀點，省以下財政支出分權與人均GDP較高縣（市）的經濟增長正相關，與人均GDP較低縣（市）的經濟增長負相關，省以下財政收入分權有利于人均GDP較高縣（市）的經濟增長。 論文關鍵詞：財政分權，經濟增長，面板數據 一、引言 財政分權，就政府間財政關系的角度而言，是指通過法律等規范化形式界定中央政府和地方各級政府間的財政收支范圍時，賦予地方政府較大的預算管理權限，其核心是使地方政府具有更多的財政自主權。 中國的財政分權改革始于20世紀80年代中期，改革過程體現為漸進性和階段性的統一。1980年以前，我國財政管理體制的基本特征是高度集中，近乎通收通支。在這種體制下，地區間的財力差異雖然較為平均，但因地方政府財政缺乏自主權，影響了其積極性的發揮，進而阻礙了地區經濟的發展和居民福利水平的改善。1980年的“劃分收支、分級包干”、1985年的“劃分稅種，核定收支，分級包干”以及1988—1993年多種形式的地方財政包干體制在一定程度上擴大了地方政府對當地稅收收入的控制權。[1]1994年，中央實行分稅制財稅體制改革，規范了中央和地方的收入來源，實現了財政分權從“財政總量分權”到“稅收門類分權”的轉變，是我國財政管理體制的根本性變革。總之，財政分權改革貫穿了經濟改革的整個過程，改革的結果強化了地方政府對當地經濟的調控能力，實現了經濟與財政收入的雙增長。 先前的研究多集中于省級政府與中央政府之間的財政分配，而對于省以下財政分權對縣域經濟影響效應的研究極為鮮見。本研究以甘肅省66個縣（市）為例，實證檢驗了省以下財政分權對縣（市）經濟增長的影響效應，總體說來省以下財政收入分權對縣市經濟增長有負面效應，財政支出分權和財政自給率分權對縣市經濟增長有積極影響效應；進一步的研究表明省以下財政分權對經濟發達程度不同的縣市的經濟增長作用方向和程度有所區別，政府在實施財政分權政策時要審慎對待。研究結果對于經濟欠發達省份深入實施財政分權政策無疑有重要借鑒意義。 二、文獻綜述 財政分權與經濟增長之間的關系是財政分權理論研究領域的重大課題之一，受國內外學術界的關注已久。Xie，Zou和Davoodi(1987)構造了一個帶有不同級別政府支出的內生增長模型，利用美國州與地方一級和聯邦政府的數據進行了實證分析，結論是:已有的州和地方政府的支出份額與經濟增長最大化是一致的，公共支出的進一步分權可能會損害經濟增長。[2]Oates(1993)依據內生經濟增長理論發現，財政分權作為一種制度安排能提高經濟的長期增長率。[3]菲利普斯和沃勒(2001)以巴羅內生經濟增長理論模型為基礎，選取地方財政收入與中央財政收入比、地方財政支出與國家總財政支出比、扣除轉移支付和國防支出后的地方財政與國家總財政收入比以及扣除補貼及社會保障支出后的地方財政支出與國家總財政支出比四個比值度量財政分權，研究結果表明發達國家財政分權與經濟增長呈顯著負相關，發展中國家的財政體制對國家整體經濟增長的影響并不明顯。[4]Akai和Sakata(2002)根據美國各州的數據，對財政分權和經濟增長的關系作了實證分析，結果表明，財政分權能促進經濟增長。[5] 國外對于財政分權與經濟增長間的關系沒有形成一致性的定論。由于學者運用的計量模型不同，選取的財政分權指標也存在較大的差異，得出的結論也往往大相徑庭。就中國這種轉型經濟國家來說，財政分權對經濟增長的影響效應又如何呢？國內不少學者對此作了研究。張維迎和粟樹和（1998）認為，20世紀80年代初的地方分權化改革導致了地區間競爭，而地區間競爭又反過來引發國有企業民營化。[6]林毅夫和劉志強(2001)選取各省級政府財政收入支出占各地區財政增加總額之比作為度量財政分權的指標財務論文，以馬基夫(1992)計量模型為基礎，對我國財政分權和經濟增長關系作了研究，結果表明家庭聯產承包責任制有利于我國經濟的發展，制度因素在經濟發展">經濟發展過程中起著十分重要的作用;我國的財政分權與經濟增長呈現正相關，財政分權可以通過提高資源配置效率滿足各地區居民的偏好，從而提高各地區以及整個社會的福利水平。[7]張晏、龔六堂(2005)發現分稅制改革前財政分權對地方經濟增長的影響是負的，而分稅制改革后財政分權對經濟發展具有正的影響，東部各省的財政分權優勢要高于中西部地區。[8]溫嬌秀(2006)利用1980-2004年省級面板數據，研究發現財政分權總體上促進了經濟增長，而且財政分權的經濟增長效應存在顯著的跨區差異，東部地區的財政分權經濟增長優勢高于中西部地區。[9]劉小勇(2008)采用1998-2005年中國大陸25個省的省級面板數據驗證了省及省級以下財政分權對省際經濟增長的影響，結果表明省級政分權和省級以下財政支出分權對省際經濟增長具有正向影響。[10] 從以上文獻可以看出，關于中國財政分權對經濟增長的影響作用和方向，不同的研究者得出了不同的結論，這和他們采取的財政分權指標、所選擇的控制變量和采用的實證分析方法密切相關。國內已有的研究中，在研究內容上很少關注省以下財政分權與縣域經濟增長之間的關系；研究方法上在利用面板數據研究時往往沒有進行數據的平穩性檢驗，極易引起“偽回歸”，致使回歸結果很可能與實際情況偏離較大。本文試圖從這兩方面彌補現有研究的不足。 三、實證分析 （一）指標選取和數據來源 本文主要目的是研究省級以下的政府財政分權對縣（市）經濟增長的作用。研究增長問題就不能不采用和借鑒增長模型。本文選用Cobb-Douglas生產函數： （1） 式中Y為人均產出，K為人均資本，L為人均勞動；和分別為產出對資本和勞動力的彈性，且，即規模報酬不變；A 為技術進步參數。 對(1)取自然對數， （2） 從式（2）中可以看出，人均產出取決于三個因素：人均資本、人均勞動和技術進步。在此假定技術進步取決于兩類變量：第一類變量是制度變遷因素，如財政分權變量，衡量財政體制改革對經濟增長的作用；第二類變量表示地區資源稟賦狀況，如城市化水平變量。 基于上述考慮，我們選用指標如下： 經濟增長：使用各縣（市）人均生產總值RJGDP，以2000年為基期，根據各縣（市）人均生產總值指數折算成人均實際生產總值，單位：元。人均資本：k，以人均固定資產投資代替，單位：元；人均勞動： l ，以各市縣從業人員近似替代；城市化水平：CSH，，由非農業人口占總人口比例表示；省以下財政分權指標：本文擬采用劉小勇（2008）的衡量指標，即財政收入分權指標：FDS=地縣預算內財政收入/全省預算內財政收入；財政支出分權指標：FDZC=地縣預算內財政支出/全省預算內財政支出；財政自給率分權指標：FDZJ=地縣級預算內財政收入/地縣級預算內財政支出。[10] 本文采用甘肅省66個縣（市）2001年—2008年的面板數據進行回歸分析。數據均來自甘肅經濟信息網、《中國區域經濟統計年鑒》、《中國縣市社會經濟統計年鑒》。為了消除變量間可能存在的異方差，本文先對RJGDP、k、l、FDS、FDZC、FDZJ和CSH進行自然對數變換。分別記為、、、、、和。 （二）面板數據的單位根檢驗 為保證結果的穩定性對、、、、、和進行面板單位根檢驗，本文使用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗四種方法來進行檢驗。[11]利用Eviews 6.0軟件(下同)，檢驗結果見表1和表2。 表1 甘肅66個縣（市）面板單位根檢驗結果

變量

LLC

-28.887＊＊＊

[0.0000]

4．5392

[1.0000]

-28.552＊＊＊

[0.0000]

-18.914＊＊＊

[0.0000]

-6.282＊＊＊

[0.0000]

-9.963＊＊＊

[0.0000]

IPS

-9.1238＊＊＊

[0.0000]

9.8219

[1.0000]

-13.427＊＊＊

[0.0000]

-3.809＊＊＊

[0.0001]

2.0587

[0.9802]

2．9214

[0.9983]

Fisher-ADF

346.284＊＊＊

[0.0000]

57.2304

[1.0000]

393.324＊＊＊

[0.0000]

211.72＊＊＊

[0.0000]

154.540

[0.0876]

109.821＊＊＊

[0.9205]

Fisher-PP

544.246＊＊＊

[0.0000]

88.3403

[0.9989]

529.686＊＊＊

[0.0000]

197.938＊＊＊

[0.0002]

198.56＊＊＊

[0.0002]

140.111＊＊＊

[0.2980]

注：1、[ ]內的數值為p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下顯著 表2 甘肅66個縣（市）面板單位根檢驗結果

變量

LLC

-8.9086＊＊＊

[0.0000]

-15.133＊＊＊

[0.0000]

-27.2901＊＊＊

[0.0000]

-18.4846＊＊＊

[0.0000]

-33.7548＊＊＊

[0.0000]

IPS

4.56426

[1.0000]

-3.9074＊＊＊

[0.0000]

-7.5325＊＊＊

[0.0000]

-5.7277＊＊＊

[0.0000]

-7.6222＊＊＊

[0.0000]

Fisher-ADF

126.4580

[0.6197]

223.83＊＊＊

[0.0000]

301.175＊＊＊

[0.0000]

260.943＊＊＊

[0.0000]

275.172＊＊＊

[0.0000]

Fisher-PP

123.7810

[0.6828]

266．842＊＊＊

[0.0000]

380.633＊＊＊

[0.0000]

336.72＊＊＊

[0.0000]

358.172＊＊＊

[0.0000]

注：1、[ ]內的數值為p值；2、＊＊＊表示在1%的水平下顯著 表1和表2的結果表明，四種方法的檢驗結果都表明甘肅66個縣（市）的經濟增長、勞動力和財政收入分權等變量拒絕了“存在單位根”的原假設，各變量均是平穩過程；、、和四個變量均是非平穩過程，它們的一階差分在1%的水平下顯著，所以、、和均為一階差分平穩變量。 （三）實證結果分析 為了檢驗省以下財政分權對縣域經濟增長的影響，本文在對全樣本進行實證檢驗的基礎上，進一步對兩個子樣本進行了實證檢驗論文開題報告范例。子樣本是按照人均GDP高低選取的，取人均GDP較高的10個縣（市）作為子樣本1，歸入A區；人均GDP較低的10個縣（市）作為子樣本2，歸入B區。A區包括：玉門市、阿克塞縣、敦煌市、肅南縣、金塔縣、瑪曲縣、臨澤縣、山丹縣、高臺縣、永登縣；B區包括：岷縣、鎮原縣、康樂縣、清水縣、宕昌縣、積石山縣、張家川縣、禮縣、東鄉縣、秦安縣。這種劃分方法便于檢驗在縣市經濟發達程度存在差異時，財政分權對這種經濟增長的差異所起作用有多大。 1、全樣本實證結果分析 對面板數據單位根檢驗時發現，面板數據中有些序列平穩而有些序列不平穩，不平穩的序列通過一階差分變換可以變換成平穩的新序列，我們可以直接對平穩序列和變換后的新序列進行回歸。 在選擇模型時，利用Hausman統計量可以檢驗應該建立固定效應模型還是隨機效應模型。[11]豪斯曼（Hausman）檢驗均在1%水平下拒絕隨機效應，故固定效應模型效果更好。本文應建立回歸方程（3），具體結果見表3。 …(3) 其中i和t分別代表第i個市（縣）和第t年，是的一階差分，是的一階差分，包括三個變量、和，為固定效應系數。 表3 全樣本實證結果

回歸變量

固定效應

固定效應

固定效應

0.119243＊＊＊

（4.51）

0.101566＊＊＊

(3.77)

0.119884＊＊＊

(4.52)

0.005222

（0.49）

0.000449

(0.04)

0.002236

(0.21)

-0.028059

（-0.80）

-0.027546

(-0.79)

-0.029140

(-0.83)

-0.024500＊＊＊

(-2.89)

0.007011

(0.37)

0.017551

（1.33）

C

6.452532＊＊＊

（21.1）

6.488119＊＊＊

(21.33)

6.444360＊＊＊

(20.99)

觀察數

464

464

464

R-sq

0.9949

0.9950

0.9949

注：括號內為t值。＊＊＊表示1%水平下顯著。 從表3回歸結果中可以得到：（1）省以下財政收入分權回歸系數在1%水平下顯著為負，表明財政收入分權對于大多數縣（市）經濟增長具有負向影響。就甘肅各縣（市）平均水平來看，財政收入分權度每提高1%，人均GDP相應降低0.0245%。（2）省以下財政支出分權和財政自給率分權指標的回歸系數均不顯著為正，在財政收入增長速度高于財政支出增長速度的前提下，適度增加財政支出有利于縣市經濟增長。（3）比較省以下三個財政分權指標的回歸系數，不難發現財政收入分權回歸系數絕對值最大，財政自給率分權回歸系數絕對值最小，財政支出分權回歸系數絕對值居中，說明三種分權中財政收入分權對經濟增長的影響最大，財政自給率分權對經濟增長的影響最小。（4）人均固定資產投資增長率回歸系數不顯著為正；以從業人員近似衡量的勞動力回歸系數在1%水平下顯著為正，且大于人均固定資產投資增長率的回歸系數，勞動力要素對縣市經濟增長有著更大的影響。（5）城市化水平回歸系數不顯著為負。 2、分樣本實證結果分析 豪斯曼（Hausman）檢驗在10%的顯著水平下，回歸方程（4）、（5）、（6）不能拒絕隨機效應，故認為隨機效應模型更好，具體估計結果見表4；回歸方程（7）、（8）、（9）拒絕了隨機效應，固定效應更好，具體估計結果見表5。 表4 子樣本1實證結果

回歸變量

隨機效應

（4）

隨機效應

（5）

隨機效應

（6）

0.194059＊

(1.84)

0.194474＊

(1.80)

0.190850＊

(1.82)

-0.031820＊

(-1.74)

-0.032123＊

(-1.74)

-0.034721＊

(-1.88)

0.105186

(1.10)

0.104157

(1.06)

0.096137

(1.03)

0.014724

(0.45)

0.023916

（0.51）

0.006292

(0.24)

C

9.115325＊＊＊

（38.29）

9.029748＊＊＊

（66.43）

9.020146＊＊＊

（84.69）

觀察數

60

60

60

R-sq

0.1125

0.1166

0.1126

注：（1）括號內為t值。＊表示10%水平下顯著，＊＊＊表示1%水平下顯著。

（2）第一列的變量是經過單位根檢驗調整后的變量，其中表示的二階差分。

表5 子樣本2實證結果

回歸變量

固定效應

（7）

固定效應

（8）

固定效應

（9）

0.553653＊＊

(2.28)

0.652347＊＊

(2.56)

0.691223＊＊＊

(3.08)

0.034066

(1.18)

0.038205

(1.26)

0.039234

(1.42)

0.046725

(0.85)

0.049973

(0.89)

0.060033

(1.14)

0.024175

(0.91)

-0.022474

(-0.37)

0.075174＊＊

(2.36)

C

0.261512

(0.09)

-0.934840

(-0.30)

-1.397706

(-0.51)

觀察數

60

60

60

R-sq

0.9209

0.9197

0.9282

注：（1）括號內為t值。＊＊表示5%水平下顯著，＊＊＊表示1%水平下顯著。

（2）第一列的變量是經過單位根檢驗調整后的變量財務論文，其中表示的二階差分。

從表4和表5回歸結果可以看出：（1）省以下財政收入分權回歸系數A區不顯著為正，表明省以下財政收入分權對于經濟較發達縣市的經濟增長有正向影響。A區10縣市財政收入分權度每提高1%，人均GDP相應增長0.0147%。這一結論與全樣本相反，這是因為子樣本中剔除了人均GDP較低的絕大部分縣市，結果當然會變。（2）省以下財政支出分權回歸系數A區不顯著為正，B區不顯著為負，A區系數絕對值大于B區，說明對于經濟較發達的縣市來說，財政支出分權的積極影響較強，而相對落后的縣（市）而言，財政支出分權的負面影響可能更大，且財政支出分權對A區10縣市的影響力度更大。（3）省以下財政自給率分權回歸系數A區不顯著為正，B區在5%水平下顯著為正，財政自利率分權度的提高對這兩區經濟增長有正向影響。（4）勞動力回歸系數A區在10%水平下顯著為正，B區在5%水平下顯著為正，經濟較落后的縣（市）更傾向于依賴勞動力來促進經濟的發展。（5）城市化水平回歸系數A區和B區均不顯著為正，A區回歸系數大于B區，城市化水平的提高有利于促進經濟增長。由于從全樣本到子樣本剔除了許多縣市，所以子樣本的回歸結果不同于全樣本的回歸結果。 四、結論 本文利用2001—2008年甘肅66個縣（市）面板數據檢驗了省以下財政分權對縣（市）經濟增長的影響效應，通過實證研究，本文得出的主要結論如下： 1、從全省范圍來看，省以下財政收入分權對縣市經濟增長有負向影響，財政收入分權每增加1%，人均GDP就降低0.0245%。從分區域來看，省以下財政收入分權對于經濟較發達縣市的經濟增長有正向影響。將更多的收入權權限下放給經濟較發達縣市將促進這些地區的經濟增長。 2、省以下財政自給率分權與縣市經濟增長正相關，無論是全樣本還是子樣本都支持這一結論。分樣本的數據還表明，對于經濟較落后的縣（市），省以下財政自給率分權對經濟增長影響程度更大。 3、從全樣本來看，省以下財政支出分權有利于促進縣市的經濟增長。分樣本的研究進一步表明，省以下財政支出分權對于經濟較發達縣市的經濟增長有正向影響效應，而對于經濟較落后縣市的經濟增長則有負向影響效應。將更多的支出責任交給經濟發達的縣市有利于經濟績效的改善，將更多的支出責任交給經濟落后縣市則不利于經濟績效的改善。 4、省以下財政分權對于縣市經濟增長的影響方向和程度與縣市的經濟狀況有關，所以在進一步實施財政分權政策時，要根據不同縣市的具體情況實施相應的分權政策。 5、財政分權回歸系數絕對值遠小于勞動力的回歸系數，說明甘肅省市縣的經濟增長主要依賴于勞動力等傳統生產要素，財政分權改革有待進一步推進與深化。