财政分权、空间外溢与区域经济增长

丁振宇

(南京审计大学 经济学院， 南京 211815)

我国自1994年实施分税制改革的财政分权体制以来，不仅财政收入的“两个比重”有所提高，中央政府对国内经济的宏观调控能力也有所加强，对GDP增长率产生了直接影响。一方面，财政分权有效地提高了资源分配效率、优化了资源配置，从1994年改革至今，伴随着财政分权、政府官员考核制度以及地区竞争锦标赛等原因，我国各省(市、自治区)的经济得到了高速发展。另一方面，财政分权将权利下放到地方政府，使中央和地方政府的财政利益逐渐分化，导致很多地方政府出于本地区发展政绩的需要，一味追求GDP增长，从而出现重复建设、地方保护等阻碍经济效益的地方政府性行为，甚至还会出现贪污腐败行为，非常不利于中国经济整体发展。因此，研究财政分权对经济增长的影响具有重要意义。

但是以上都只是侧重于财政分权对本地经济增长的影响，并未探讨财政分权对其他邻近地区的经济造成的影响。财政分权只对本地经济造成了影响吗？财政分权对其他邻近地区的经济增长带来影响了吗？如今各地区的联系愈发紧密，不再是独立个体，地方政府间会围绕总量固定的要素进行争夺，比如税收竞争，还会对其他地区的公共政策进行模仿，这都说明地区间存在关联性。以往的研究忽视了现实生活中的空间面板数据具有空间依赖性，仅将每个省份作为一个独立的个体进行分析论述，这种方法由于忽视了地区之间的相互影响，得出的结果可能不符合现实的经济社会实际。

因此，与现有文献相比，本文贡献主要在于以下几个方面：

第一，考虑财政分权与经济增长的空间关联性。从空间计量视角出发，既研究财政分权对本地经济增长的影响，也分析财政分权对其他地区的经济造成的影响。

第二，研究财政分权空间溢出效应对经济增长影响的具体程度。通过建立空间面板模型来研究地方财政分权空间溢出效应对经济增长的影响，从而为促进中国经济发展，为地方政府更好地发展本地经济以及处理相邻省市经济关系上提供合理建议。

1 文献综述

1.1 财政分权促进经济增长

基于“用脚投票”的利维坦假说，将政府假设为追逐税收收入最大化的主体，政府通过吸引投资来增加自身的财政收入，这对纳税人来说是不利的。而财政分权可以使不同级别的政府进行水平和垂直的竞争，遏制地方政府这种收入最大化的行为。由此可见，若其他相关条件没有差别，那么财政分权会使资源配置更有效率，从而会对经济水平的提高产生促进作用。Oates[1]指出各级地方政府拥有更多的财政权力以及相关责任，可以促进经济运作效率水平的提高，这是由于其在资源配置与运用方面比中央政府更具有信息优势，可以更好的满足地方各种公共服务的需要。Martinez和Robert[2]认为财政分权使地方政府拥有更多的财政自主权，通过其相互之间的竞争，可以推动其减少消费，增加投资，改善政府管理体制和经营环境来刺激经济增长。

高培勇[3]主张在我国进行国民经济大调整的趋势下，关于财政分权的改革可以先行启动，作为整体改革的领头羊，为随后的整体改革建设“铺路搭桥”，这也从侧面肯定了财政分权对经济增长的促进作用。乔宝云[4]研究发现财政分权促进经济增长，两者之间存在二次函数关系。张曙霄和戴永安[5]利用面板分位数回归模型对财政分权与经济增长的关系进行实证分析，发现财政分权对促进经济增长起到很大的作用。余世勇和朱咸永[6]通过系统GMM计量方法研究发现财政分权对经济增长有显著促进作用。

1.2 财政分权抑制经济增长

Vito Tanzi[7]指出在一些发展中国家和转轨国家，由于长久以来政府机构里的腐败是根深蒂固的，公民需要支付贿赂才能获取他们本应获得的公共服务，因此财政分权可能会导致地方政府官员发生寻租行为。Zhuravskaya[8]认为财政分权甚至可能导致地方政府掠夺性和随意性征税，比如，俄罗斯的财政分权促进了地下经济的活跃，而且不同级别的政府间也不能及时有效的进行协调，这非常不利于经济的长期增长。

杨海生等[9]认为财政分权和基于经济增长的政绩考核体制，会在一定程度上导致地方政府在制定政策时出现不良竞争，形成攀比之风。单新萍和卢洪友[10]利用我国1999年至2008年30个省份的数据，研究财政分权与经济增长的关系，结果表明财政分权抑制全国和地区经济增长。

1.3 财政分权受时间和条件的影响，对经济增长的影响不同

财政分权在不同国家，不同的发展时期，对经济增长有不同作用，Woller[11]通过对40个发展中国家和发达国家的研究，指出在发达国家，财政分权显著抑制经济增长，但在发展中国家，财政分权与经济增长没有任何显著关系。Yilmaz[12]对17个单一制国家和13个联邦制国家进行实证研究，结果表明相比于采用联邦制度的国家，单一制国家的经济增长更易受到财政分权的影响。Enikolopov和Zhuravskaya[13]选取了全球75个发展中转轨国家近25年的相关经济数据，对二者的关系进行实证研究，结果表明，由于各个国家的政治制度不同，支出分权对经济增长的推动效应也会不同。

张晏和龚六堂[14]实证研究我国1986年至2002年财政分权与经济增长的关系，发现我国财政分权效应有显著的跨时差异和地区差异。王凯、庞震、潘颖[15]在跨时间和地区的相关经济数据的基础上，对二者之间的关系进行了探索，得出以下结论：随着研究地区和发展时期的不同，财政分权对经济增长的效应会产生显著不同。宋心璐[16]研究发现我国东部地区的财政分权抑制经济增长，中西部地区的财政分权促进经济增长。

1.4 财政分权对经济增长的空间溢出效应

以上研究的都是财政分权对本地经济增长的影响，但实际上由于空间关联性的存在，除了会对本地经济有影响，财政分权还会对其他地区的经济增长造成影响，即财政分权对经济增长有显著的空间溢出效应，这部分的研究较少。周霖[17]认为财政分权具有空间相关性；骆永民[18]通过对中国大陆1998年至2005年31省的面板数据进行空间计量分析，发现我国的财政分权显著促进经济增长，同时有显著的空间溢出效应。

综上所述，目前国内外关于财政分权与经济增长的研究成果颇丰，但主要有两个方面的局限性。第一，大部分学者假定地区间的经济关系相互独立，未考虑到财政分权与经济增长之间的空间依赖性，研究结果不能很好地解释现实；第二，当考虑空间关联性，建立空间面板模型，研究地方财政分权对经济增长的空间溢出效应时，仅验证是否存在空间溢出效应，并未得到空间溢出效应对经济增长的具体影响程度。

2 理论分析与研究假设

2.1 财政分权优化资源配置，影响区域经济增长

传统的财政分权理论研究的是以公众利益最大化为前提，如何在不同级次的政府间对政府职能进行合理分配，从而实现资源的最优配置。马斯格雷夫的“政府职能三分法”指出，各地区的居民对公共物品有不同偏好，地方政府更易获得本地居民偏好，因此应由地方政府来实现资源配置这一职能。蒂伯特从区域间政府竞争的角度提出的“用脚投票”理论指出，人们可以在全国范围内自由移动，选择最接近他们偏好、能使他们获得最大效用的税收与公共产品组合的提供地居住，同时各地区也会互相模仿与学习，使社会整体福利逐渐实现最大化，最终地方政府提供公共产品的成本也会趋于一致。这种地方政府间的竞争，使得地方性公共产品由地方政府提供会比由中央政府提供更具效率。

因此，地方政府利用这种资源优势可以合理确立最优税率水平、最优税收规模，从而提供最为合理的公共产品，有效促进当地经济增长。但也可能会存在财权与事权不匹配、地方保护主义和政府越位等现象，降低资源实际利用率，抑制经济增长。

2.2 财政分权引入激励机制，影响区域经济增长

第二代财政分权理论认为地方政府会追求自身利益最大化，因此，在原有财政分权理论所提出的政府间财政关系的基础上，引入政治因素与机制设计等观点，通过增加激励机制来对地方政府行为进行引导规范，从而实现地方政府与居民福利间的激励相容，使得财政分权真正有效。具体来说，一方面，财政分权使地方政府受到“正的”激励，因为减少了中央与地方政府之间的信息过度传递以及上级政府对下级政府的掠夺与控制，地方政府的利益就与本地经济的繁荣直接相关；另一方面，财政分权使地方政府受到“负的”激励，因为会对预算软约束行为进行惩罚，地方政府将会更高效的履行职能，从而达到中央与地方、政府官员与地方居民的利益均衡状态。

因此，受财政分权激励机制的影响，地方政府会更努力的发展当地经济，避免寻租与腐败，促进经济增长。

2.3 财政分权空间溢出，影响区域经济增长

20世纪50年代，乌尔曼引用空间相关的说法，空间的形成和城市的演化是相互补充的，生产要素可以选择性的进入一个地区，并且是可以转移的，构成的空间结构不是一个特定的区域。相邻的经济空间之间会产生扩散效应、极化效应、乘数效应、支配效应等，本地区的经济发展会影响周边地市的发展，发达地区会带动周边的地区经济的发展，文化的进步，科技的创新，从而形成经济增长极。

在劳动力、资本、技术等要素自由流动的过程中，当地方政府利用其自身资源优势，合理确立最优税率水平、最优税收规模，从而为人们提供最合理的公共产品，有效促进当地经济增长时，这种行为也会给其他地区产生示范作用，使其他地区进行类似的策略模仿，带动其他地区的经济增长。若流动要素的总量固定，当地方政府间积极竞争为本地争取利益时，这种行为也促进了各地区政府间的互动，使各地区间的利益具有相关性。

以上理论均为经济活动空间相关性提供理论基础，因此提出以下两个假设：

假设一：财政分权促进本地经济增长；

假设二：财政分权对经济增长有正向空间溢出效应。

3 模型设定、指标选择与描述统计

3.1 空间计量模型的构建

资源有限且具有逐利性，因此当地方政府在对要素流动进行相关决策时，会重点关注其他地区的财政决策。而其所做出的决策，不仅会影响本地经济，也会对其他地区造成影响，即财政分权使得地方政府间存在空间依赖性，产生外溢效应。因此，本文运用空间计量模型来考察我国财政分权对经济增长的影响。

设定的基本模型如下：

lngdpit=∂it+δXit+μi+λt+εit

(1)

其中，i代表地区，t代表时间，μi代表地区差异干扰，λt代表时间性干扰，εit为随机扰动项。lngdpit为各地区实际gdp增长率的对数形式，体现经济增长的变化，Xit为控制变量，包括核心解释变量财政分权(fd)和其他控制变量固定资产投资(k)、受教育程度(edu)、城市化率(urb)、对外开放程度(open)、产业结构(ind)、政府干预程度(gov)。

根据(1)式的基础模型，一方面我们需要考虑变量在不同地区的空间相关作用，另一方面，区域经济发展的相关性也可能存在于遗漏变量和不可观测的误差扰动项中。所以，本文将在SAR模型、SEM模型和SDM模型中引入空间效应来刻画这种相关性。

SAR模型设定为如下形式：

(2)

在(2)式中，Wij为面板数据空间权重矩阵，Wijlngdpjt表示省际间经济增长空间加权滞后变量，系数ρ是空间自回归系数，度量了其他地区j对本地区i的影响大小及方向，即地区的空间溢出效应，其他变量意义不变。(2)式表示的是，本地区经济增长不仅受到本地区财政分权、固定资产投资、受教育程度、城市化率、对外开放程度等外生变量的影响，还受到其他地区经济增长Wijlngdpjt的影响。

SEM模型设定为如下形式：

lngdpit=∂it+δXit+μi+λt+εit

(3)

在(3)式中，εit表示空间误差自相关，其他变量意义不变。系数φ度量了存在于误差项中的各地区间空间依赖性，即误差扰动项所带来的溢出效应。

SDM模型设定为如下形式：

(4)

在(4)式中，ρ为空间滞后系数，反映相邻地区的财政分权水平对本地区财政分权水平观测值的影响方向和程度，该系数大小直接反映国民生产总值增长率对财政分权水平的空间依赖程度。θ为解释变量空间滞后项的估计系数。SDM模型主要分析被解释变量之间存在的内生交互效应和解释变量之间存在的外生交互效应，不包括干扰项之间存在的交互效应。

3.2 变量和数据说明

根据保罗·罗默(Paul M.Romer)，罗伯特·卢卡斯(Robert E.Lucas)和巴罗(Robert J.Barro)等学者提出的内生增长理论，影响经济增长的因素有物资资本，人力资本以及制度和效率等因素。

3.2.1 被解释变量

gdp表示国民生产总值增长率，用来体现经济增长的变化。

3.2.2 核心变量

fd为财政分权。在当前的研究中，对于财政分权水平的衡量主要有三种指标，分别为财政收入分权指标、财政支出分权指标和各级政府自有收入的留成比率。目前普遍使用的是财政支出分权指标，即用各级政府的财政收入占中央财政收入的比重衡量财政分权水平，因此本文也将采用这一指标。

3.2.3 控制变量

k表示固定资产投资水平(不含农户)。固定资产投资是社会总需求的重要构成部分，并且投资会使社会总供给增加，生产能力得到提高，从而促进经济发展。本文采用固定资产投资额与国民生产总值的比值来衡量固定资产投资水平。

edu表示受教育程度。受教育程度提高，劳动力水平也会获得相应提升，有利于促进经济增长。本文采用各地区6岁及以上的人口中，学历为大专及以上学历的比率来衡量受教育程度。

urb表示城市化率。城市化可以通过要素在空间上的再配置，促进资本的积累，引发大规模需求，会形成经济增长的巨大动力，本文采用城镇人口占总人口比重来衡量城市化率。

open表示对外开放程度，用来衡量一个地区的经济开放水平。如今，全球经济一体化趋势加强，我国经济开放程度日益加大，不同地区可以更好的利用各种资源来提高生产效率，促进合理分工，从而促进经济增长。另外，经济开放程度越大，对外部环境的依赖性越强，当外界经济环境发生变化时，地区经济受到的影响也越大。本文采用各省进出口总额与国民生产总值的比值来体现对外开放程度。

ind表示各地区第三产业增加值与第二产业增加值之比，代表了各地区产业结构的构成情况。不同的产业结构，对经济增长有不同的影响。由于从2005年至2018年，第一产业对国内生产总值的贡献率均值仅为4.4%，而第二产业和第三产业的贡献率均值分别为47.02%和48.58%，因此在该模型中并未考虑第一产业产值的影响。

gov表示政府干预程度，在市场经济占主导地位的当下，政府的相关行为对地区的生产发展仍然产生很大的波及，直接影响到该地区的年度生产总值，从而影响到地区经济的增长质量。本文采用各省财政支出与国民生产总值的比值来衡量政府干预程度。

3.2.4 数据来源与说明

本文选取2005年至2018年全国31个省(市、自治区)的省际面板数据作为研究样本，共434个样本点，相关数据来自于《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国区域经济统计年鉴》和EPS数据库。为了消除异方差，同时使得数据平稳，便于统计，对各变量分别取对数。表1报告了各变量的统计特性。

表1 变量的统计性描述

4 模型识别检验与空间效应分析

4.1 空间权重矩阵与空间相关性

4.1.1 空间权重矩阵选取

空间计量模型的演变过程与空间权重矩阵的发展变化相伴随，空间模型估计的有效性是建立在空间结构被正确反映的情况下，当空间权重矩阵是外生时，很可能会造成空间结构的不准确反映。地理距离的差异会对经济增长带来不同的影响，因此本文选取31省(市、自治区)的地理距离矩阵作为空间权重矩阵。

4.1.2 空间相关性检验

财政分权引起的要素流动可能会导致各地区在空间上的相互作用，因而运用Moran’s I指数来判断地区间变量是否具有空间相关性，检验结果如表2所示。

表2 面板全局Moran’s I指数

由表2可知，基于该矩阵的面板Moran’s I值为0.240 857 21，伴随概率为0.000 000 00，因此在控制解释变量后经济增长表现出显著为正的空间相关性，即某一地区经济增长，也会导致邻近地区的经济显著增长。

4.2 空间计量检验策略

空间面板模型的多样化和复杂性决定了在建立具体的空间面板模型前必须对空间面板模型的形式进行识别检验，从而避免由于模型形式设定偏差对模型估计的有效性产生影响。综合运用LM检验、R-LM检验、LR检验、Hausman检验和Wald检验等检验方法构成的检验体系对空间固定效应、时间固定效应与时间空间双固定效应，或者随机效应与固定效应，或者SAR模型、SEM模型与SDM模型的合理形式进行判别。

首先，通过OLS回归得到OLS估计的LM及R-LM检验结果来判断SAR和SEM模型的适用性，若SAR和SEM模型都通过检验时，考虑使用SDM模型，再进一步通过对面板数据的空间计量模型进行Hausman检验来判断应该用固定效应还是随机效应，最后通过Wald检验来判断SDM模型能否弱化为SAR模型或SEM模型，若不可以弱化为SAR和SEM模型则表示选择SDM模型更合适。

由表3可知，LM-lag检验、LM-err检验及其稳健性检验都在1%水平下显著通过检验，说明SAR模型与SEM模型皆可选择。其次，对SAR模型与SEM模型进行LR检验的结果表明SAR模型与SEM模型都存在时空双重固定效应。而从Hausman检验的结果可知，SAR模型、SEM模型与SDM模型都在1%的显著性水平下拒绝原假设，即拒绝采用随机效应模型，所以应采用时空双重固定效应模型。最后对SDM模型进行弱化检验，Wald检验结果表明，SDM模型不可弱化为SAR模型与SEM模型。综上所述，本文应采用SDM时空双重固定效应模型。

表3 空间计量模型检验结果

4.3 空间计量模型估计与结果说明

为了考察各变量参数的稳健性，本文在对SDM时空双重固定效应模型进行空间估计的同时，还分别对OLS模型、SAR时空双重固定效应模型、SEM时空双重固定效应模型进行了估计，具体结果如表4。

由表4可知，无论是从拟合优度(R2)，还是从自然对数函数值(Log-lik)来看，SDM模型均是本文实证研究中的最优模型。财政分权(lnfd)的系数除了在OLS模型中显著为负，在SAR模型、SEM模型和SDM模型中都在1%水平显著为正，其空间滞后项(W*lnfd)的系数也在1%水平显著为正，而OLS模型的拟合优度(R2)仅为0.239 9，Moran’s I指数也表明存在空间溢出效应，可见该模型的估计效果不是很理想。由此可知，财政分权不仅会促进本地经济增长，还对促进邻近地区的经济增长，假设一得到证实。财政分权促进了本地区的经济发展，是由于地方政府提供了更好的公共服务水平以及以更低的税负等方法吸引了要素流动到本地区从而带来了增长动力，而邻近地区的经济也被带动增长，是因为受集聚效应的辐射。

表4 空间计量估计结果

注：***表示P<0.01 ；**表示P<0.05；*表示P<0.1，括号内的数值表示Z统计值。

固定资产投资水平(lnk)的系数在四种模型中都在1%水平显著为负，其空间滞后项(W*lnk)也为负，却并不显著，说明固定资产投资水平的提高会显著降低本地经济增长率，对邻近地区的经济增长影响不大。城市化率(lnurb)的系数在SAR模型、SEM模型和SDM模型中都为正，但仅在SAR模型中具有显著性，而其空间滞后项(W*lnurb)为负且不显著，说明城市化率的提高，会促进本地经济增长，抑制邻近地区经济增长，但对两者影响均不明显。这是由于城镇人口会倾向于流向本地区，这有利于提高劳动力水平，促进就业，带动经济发展，邻近地区城镇人口流失，经济发展也就自然受到了阻碍。对外开放程度(lnopen)的系数在SAR模型、SEM模型和SDM模型中都显著为正，其空间滞后项(W*lnopen)的系数也在1%水平显著为正，说明当本地对外开放程度提高时，资源利用率和生产率都会提高，促进合理分工，无论是本地，还是邻近地区，其经济都会显著增长。政府干预程度(lngov)的系数在SDM模型中为正，但不显著，而其空间滞后项(W*lngov)在1%水平显著为负，说明政府干预程度对本地经济影响不明显，对邻近地区的经济增长影响显著，即当邻近地区政府规模越大的时候，越有能力吸引资本和技术流入该地区，使得邻近地区的经济发展受到限制。受教育水平(lnedu)和产业结构(lnind)的估计系数及其相关空间滞后项在SAR模型、SEM模型和SDM模型中均不显著，表明受教育水平和产业结构对经济增长的影响效应并不明朗，有待进一步检验。

为准确判定各变量对经济增长的空间外溢效应，根据表4的参数估计结果，进一步估算了SDM模型中解释变量的直接效应和间接效应。其中，直接效应表示解释变量对本地区经济增长的影响，间接效应表示解释变量通过空间交互作用对其它地区经济增长的影响，即空间溢出效应。具体结果如表5。

表5 SDM模型空间溢出效应估计

注：***表示P<0.01 ；**表示P<0.05；*表示P<0.1，括号内的数值表示Z统计值。

由表5可知，财政分权水平(lnfd)的提高，不仅会显著促进本地经济增长，也会显著促进邻近地区经济增长，即财政分权水平每提高1%，本地经济增长1.65%，邻近地区经济增长18.04%，具有显著的正向空间溢出效应，假设一与假设二均可得到证实。

其余解释变量中，固定资产投资水平(lnk)每增加1%，会使本地经济增长率显著降低1.31%，对邻近地区经济增长影响不显著。政府干预程度(lngov)对本地经济增长影响不显著，但每提高1%，会使邻近地区经济增长率显著降低18.04%，这是因为当政府干预程度提高时，诸多要素会流动到本地区，其中也包括邻近地区的，这就导致邻近地区的经济增长率显著降低。对外开放程度(lnopen)每提高1%，都会使本地经济显著增长0.19%，邻近地区经济显著增长4.74%。受教育水平(lnedu)、城市化率(lnurb)和产业结构(lnind)在模型中效果不显著，说明这三种因素不能有效促进经济增长。

5 结论与政策建议

本文主要从空间溢出视角分析了我国财政分权对经济增长的影响，根据前文的理论分析和实证分析，可以得到以下结论：①财政分权促进本地经济增长；②财政分权对经济增长有正向空间溢出效应。据此，提出以下政策建议。

第一，加大地方财政分权的力度，赋予地方政府适当的税收权利。十九大报告中明确指出“使市场在资源配置中起决定性作用”，而现代企业是市场进行自我调节的主要力量，分税制又是建立现代企业制度的先决条件。目前我国地方政府所拥有的税收权利主要是指税收征管权利，税收立法权高度集中于中央，虽然从整体上来说，国家可以根据宏观经济的运行来合理统筹安排税收收入，但由于信息不充分等原因，不能对地方资源进行合理且充分的配置。因此中央可适当赋予地方政府一些权利，地方政府就可以根据其税源优势，因地制宜地处理好当地的税收与经济问题，提高地方资源的有效配置率，促进当地的经济发展。

第二，完善转移支付制度，缩小地区间经济差异。改革开放40年以来，我国的区域经济得到了显著提高，截至2018年，我国省(市、自治区)的地区生产总值超过5亿元的就有4个，整体的发展趋势也是稳步攀升的。但由于历史和地理因素，不同区域间会不可避免的产生经济差异，并且这种区域间经济发展不均衡不仅会对经济造成负面影响，还会造成政治上的不稳定。因此，应增加对落后地区的转移支付，提高其基础设施建设与公共服务水平，为经济的发展创造良好环境，从而减少地区间经济发展差异。

第三，加强地区间的合作，树立大局观念。区域间经济不仅存在着差异，同时由于空间溢出效应的存在，也是紧密联系的。因此在施行各种政策措施，比如分税制改革时，既要考虑本地的经济发展情况，也要考虑对邻近地区的影响，比如降低地方税种的税率，减轻税负，促进区域经济协调发展。除此之外，还可以加大对外开放程度，既可以使本地经济增长，也可以促进邻近地区经济增长。