行政分权、财政分权与金融资源配置

厉华威

(中国人民银行 南京分行，南京 210004)

一、引言

探究中国经济高速增长的原因一直是经济学界关注的焦点，其中中央对地方经济分权的作用不可忽视。20世纪90年代中国实施的分税制改革是一项重要的改革措施，明确了中央与地方的财政收支范围，确立了中央-地方分权的财政体系，同时也引发了关于财政分权经济发展作用的讨论，许多学者参与其中。传统财政理论认为经济分权可以使地方政府提供更符合本地区偏好的公共产品(Oates,1999)[1]，从而提升资源配置效率。结合中国的实际情况，Qian and Xu(1993)、Qian and Roland(1998)、Xu and Zhuang(1998)、史宇鹏和周黎安(2007)等研究认为：行政、财政分权是中国经济改革中的关键因素，地方获得更多权力后会更加关注地方经济发展，通过增加公共投资刺激了中国经济的增长[2～5]。另有一些学者认为行政、财政分权在特定的环境下不利于经济发展，如Zhang and Zou(1998)认为财政分权不利于中国地方经济增长，通过实证分析发现中国省级政府的财政分权程度越高，经济增长速度越慢，这可能是因为在经济发展初期需要中央政府进行大量的基建投资，而地方政府财政分权影响了中央基建投入从而导致经济增长减速[6]。

尽管已有研究对行政、财政分权的经济影响没有一个统一的结论，但普遍认为行政、财政分权会影响资源的配置，从而对经济效率产生重要影响。21世纪以来，许多学者开始以政治经济学的视角分析该问题，特别聚焦于地方政府的利益与官员的晋升渠道如何影响了资源配置。陈抗等(2002)通过建立中央-地方博弈模型分析发现，财政的集权和分权可以使地方政府的行为在“援助之手”与“攫取之手”间切换，当分权可以使地方政府获得财政利益时，地方政府有动机促进并保护地方经济发展，而当财政集权使地方政府财政动机减弱时，地方政府会掠夺经济成果，不利于经济发展[7]。周黎安(2004)揭示了行政、财政分权通过影响地方政府的官员升迁，刺激了地方经济绩效的增长。但另一方面，地方政府官员间的竞争导致了地方政府资源配置模式的改变，形成了地方保护主义和重复建设问题的抬头[8]。

2003年以后，中国的地方经济分权改革进入了新的阶段。这一时期的改革以向县级政府放权为特征，以浙江的经验为模板，各地纷纷开展省财政直管县和扩权强县改革。省直管县改革越过市级政府，由省级政府直接管理县级财政，包括规定县级财政的收入如何分配，财政资金如何划拨等。这一改革有效规避了市级政府对县级政府财政资金的截留，有利于提升县级政府财政自主权，是财政分权领域的重要改革。扩权强县主要体现为向县级政府下放行政及经济管理权限，包括项目审批、外资准入、土地使用、环境治理等，是行政分权领域的重要改革。以上改革为分析行政、财政分权的经济影响创造了有利条件，可以将改革视为一个准自然实验，从而通过分析实验组和控制组间的差异研究以上问题。才国伟和黄亮雄(2010)研究发现省直管县改革显著促进了财政支出的增加，而扩权强县改革的经济增长促进作用则更为明显[9]73。袁渊和左翔(2011)以微观工业企业数据分析发现：扩权强县改革对工业企业的发展有显著的促进作用，同时对市场化改革起到了一定的作用[10]。刘冲等(2014)发现扩权强县通过吸引更多新企业、提高企业平均利润率来促进经济增长，省直管县通过增加财政收入促进经济增长，但都没有提升资源的配置效率[11]。

随着目前有关金融发展(Levine,1997)与金融摩擦(Brunnermeier等，2012)影响资源配置的研究日益增加，金融部门在经济发展与资源配置中的作用得到了越来越多的关注[12～13]。已有文献对这一领域涉及较少，本文不同于以上研究，从金融渠道分析行政、财政分权对资源配置的影响。本文认为行政、财政分权分别从以下几个渠道影响资源配置：一是金融发展渠道。行政、财政分权放松了地方的财政约束，而财政资源可以为地方政府创造更多的资源，如设立地方政府融资平台、发行地方债、参股控股城市商业银行等。金融资源的丰富使地方政府可以进一步放大债务杠杆，筹措更多的资源投资基础设施和公共服务，实现金融发展与深化。二是投资效率渠道。高投资效率意味着资金充分流入资本回报率较高的项目或领域，Wurgler(2000)提出了衡量投资效率的定量指标[14]194。行政、财政分权使地方政府对地区投资有更大的决策权和影响力，如果地方政府能够有效的配置公共产品，则会引导资金流入资本回报率较高的项目或领域，从而提升地区投资效率。三是资源错配渠道。财政、行政分权使地方政府拥有更多的经济资源和管理权限，如果地方政府能有效地保护产权、伸出“援助之手”，则可以有效地降低行政体系对资源配置的干预，减少金融摩擦与资源错配。如果地方政府在此过程中过度谋求私利，也可能形成“攫取之手”，增加金融摩擦和资源错配程度。

本文结合省直管县和扩权强县改革的背景，使用双重差分法(DID)研究发现：一是财政分权改革对投资效率有显著正向影响，由于财政分权改革增加了地区的财政自主性，使地方政府能够将资源集中于更有效率的项目，提高了投资效率。二是行政分权改革显著降低了地区的金融资源错配程度。中央政府的政策干预会导致地区金融资源错配，而行政分权给予地方更多的经济权力和政策灵活性，这会有效降低政策干预的影响，进而减少金融资源的错配。三是财政、行政分权对金融发展程度的影响是不确定的。本文的研究对于理清行政分权、财政分权对资源配置的作用做出了一定的贡献。

二、省直管县与扩权强县改革的背景

中国自20世纪80年代以来，一直采用的是中央-省-市-县-乡的五层行政体系。在这一体系内县级政府处于较低的层级，相应的获得的财政及其他资源较少，有可能被上级政府“截留”。特别是财政较为困难的县，财政资源的紧张影响了该地区公共产品的投入，导致基础设施建设落后，进一步影响了地区的经济发展。针对这一情况，财政部2002年开始在全国开展省直管县财政体制改革试点。此后各相关部门又陆续出台政策文件，推进省直管县改革，山东、河北、江苏等省纷纷开展试点。实际上可以将省直管县改革视为分税制改革的延伸，即明确省-县一级的财政收支责任。一般而言，省直管县改革规定县级政府的财政收入直接与省分成，绕过市级；同时财政补贴、转移支付等支出也直接下达至县。尽管总体而言省直管县强化了省级政府的财政权力，但相对原本的市-县财政体制，改革释放了县级政府的财政积极性，增加了财政自主性。

扩权强县改革最早始于浙江省的经验，因此最早被称为“浙江模式”。1992年浙江省发布《关于扩大十三个县(市)部分经济管理权限的通知》，将基本建设审批、技术改造项目审批、扩大外资投资项目审批、简化审批手续四项经济管理权下放至县级政府。并在此后分四次将试点扩展到全省各县，并以“能放都放”的原则下放经济管理权。各省参照浙江经验，纷纷开展扩权强县试点。试点内容以简政放权、简化审批权力、将经济管理权下放至县级政府为特征。可见扩权强县改革具有明显的行政分权特征，但值得注意的是，如果县级政府不能有效地保护私有产权，以经济权力进行寻租，则可能会影响资源配置效率。

以扩权强县改革与省直管县作为行政、财政分权的准实验具有以下优势：一是改革的推进是分阶段的，试点推行时间跨度十几年，不同时间节点上参与试点的县是不同的，可以有效对比实验组与控制组间数据的差异。本文选取的样本中，2004年参与财政分权试点的县占样本总量的34.6%；参与行政分权试点的县占样本总量的0.88%。而截至2015年，参与财政分权试点的占样本总量的85%；所有的样本县均参与行政分权试点改革，变化明显。二是扩权强县与省直管县改革中对试点地区的选择受金融发展程度、投资效率、资源错配的影响较小，扩权强县与省直管县改革主要解决的是县级政府财政紧张、公共投资下降、许多地区进一步贫困的问题，因此试点地区的选择可能与经济发展程度相关，但与资源错配程度与投资效率基本无关[注]如《河北省人民政府关于扩大部分县(市)管理权限的意见》所述“扩大管理权限的县(市)范围统筹考虑各县(市)综合实力、发展潜力、区域布局，结合推进城市化进程需要”，与金融领域的资源配置基本无关。，可以较好地满足双重差分模型(DID)对实验(treatment)外生设定的要求。但应当注意的是，金融发展程度往往与经济发展程度相关，因此金融发展程度的回归结果可能受内生性影响出现偏差，后文会使用技术手段解决这一问题。

三、计量模型与数据

(一)双重差分(DID)模型设定

本文使用的双重差分模型(DID)基于如下理论：一项外生的政策或改革措施会对社会不同群体产生影响，被该措施影响的群体被称为实验组或处置组，而没有被措施影响的群体被称为控制组。假设研究关注的变量为y，则实验组在实验前后y的变化减去控制组实验前后y的变化，就可以视为改革措施对y变量的去除自身趋势的影响。显而易见，这一理论与自然科学中的实验方法类似，是社会科学中的准实验。该方法可以有效规避其他变量对研究变量的干扰，但同时对控制组与实验组有较强的要求。

标准的双重差分模型可以表示为

yit=β0+β1(T=1)+β2(D=1)+β3(T=1,D=1)+εit

(1)

其中T=1代表位于实验期内，T=0代表不在实验期内，D=1代表实验组，D=0代表控制组，则实验组实验前后关注变量的变化为y11-y10=β3+β2+β1+β0-β2-β0，控制组实验前后关注变量的变化为y01-y00=β1+β0-β0，双重差分DD=(y11-y10)-(y01-y00)=β3。

本文使用的基本计量模型形式如下

yit=β0+β1Dit+β2xit+αt+μi+λit

(2)

其中yit为研究关注的变量即解释变量，β0为常数，Dit为该时期是否受改革影响的虚拟变量，即该时期该县是否推行省直管县改革或扩权强县改革。xit为其他影响解释变量的控制变量，αt为时间固定效应，涵盖了标准形式中实验期前后的趋势变化。μi为区域固定效应，涵盖了标准形式中实验组与控制组自身差异导致的因变量变化。Dit=1代表在该时期内推行了改革，Dit=0代表在该时期内未推行改革。β1即代表了实验组与控制组间的趋势差异，即双重差分结果。

(二)数据与变量选择

本文使用数据主要来自中国县级统计年鉴，包括金融机构各项贷款余额、城乡居民储蓄存款余额、各县GDP、固定资产投资完成额等。其中是否财政省直管县和推行扩权强县改革由各地政府公布的文件作为判断依据，如《江苏省政府关于实行省直管县财政管理体制改革的通知》等。本文选择江苏、浙江、广东三省作为样本，去除民族自治县及与县级平级的区级单位的数据[注]本文没有像研究财政、行政分权对经济绩效影响的文献那样选择全国的数据，因为金融发展程度在全国各地域之间的差异更大，且存在本质差异，如东部沿海地区的金融市场化程度较高，而西部等地区的金融市场基础设施还不完善，选择三省的数据有利于消除因区域不同导致的实验组与控制组间的差异。。以上三省均位于东部且属于南方沿海省份，经济、市场结构、市场经济发展程度间的差异均较小，能够更好地反映县与县之间因改革政策造成的差异。将区级单位剔除是因为许多原来的县级单位在行政区划调整中变为区级单位，而区级单位从财政和行政上讲都是隶属于市级单位的，相当于原本进行财政直管县和扩权强县改革的县倒退回市管县的体制，因此将此类样本剔除。时间上使用2004年、2009年、2015年的数据，由于财政直管县和扩权强县改革是分阶段推进的，2004年、2009年是推行力度较大的两个年份，而其他年份推行改革的县变化不大，因此选择非连续三个年度的数据。共得到146个县级单位438个样本。

金融发展程度以(贷款+存款)/GDP来表示，该指标在研究中得到了广泛应用。考虑到数据的可得性，本文以各县年度金融机构贷款余额+城乡居民储蓄存款余额作为金融资产，与GDP的比值作为衡量金融发展程度的变量。

本文使用的投资效率的计量指标是基于Wurgler(2000)的研究[14]214，其基本思想是高资本回报率的项目或行业如果能获得更多的投资，则投资是有效率的。具体而言，i代表项目的资本增加量，v代表利润，以η=i/v代表投资效率，η越大说明利润越高的项目获得了越多的资本，即投资更有效率。可见该指标是微观指标，如果应用到本文所讨论的宏观地区经济问题时需要修改，本文使用的指标为：某一地区投资效率E=当年该地区固定资产投资完成额/当年该地区人均GDP，固定资产投资完成额衡量的是该地区的投资额，人均GDP衡量的是该地区经济发展水平，E越大说明经济发展越好的地区获得了更多的投资，即投资的效率越高。

另一个衡量金融资源配置效率的指标是资源错配程度。资源错配(Resource Misallocation)指的是生产要素受政策干预或经济摩擦的影响偏离了帕累托最优状态，从效率较高的企业流向了效率较低的企业。金融摩擦是形成资源错配的重要原因，具体而言，金融摩擦导致的资源错配是指政策性扭曲、信息不对称、不完全契约等导致的异质性企业资本边际产出或借贷成本的差异(李欣泽和陈言，2018)[15]，从而导致金融资源错配，不能充分实现市场的效率。一般而言，企业的借贷利率或资本边际产出的离散程度越大则资本的错配程度越严重，Hsieh and Klenow(2009)指出可以资本平均产出的离散程度衡量资本错配程度，本文参照此做法，以一个地区的资本平均产出θ=Y/K的离散程度作为衡量金融资源错配程度的指标[16]。其中Y为GDP，K为固定资产投资完成额，当资源有效配置时各地区的资本平均产出应该相同，假设干扰因素是随机的，则实际资本平均产出呈正态分布，地区实际资本平均产出与所有地区资本平均产出平均数之差的平方可以表示出离散程度，即以此作为衡量地区金融资源错配程度的指标[注]需要注意的是，一般研究资源错配使用的数据是微观企业数据，本文使用的是地区宏观数据，尽管基本理论是一致的，但本文的研究结果并不能作为资源错配的一般研究结果使用。。

四、回归结果与分析

(一)基本结果

基本结果如表1所示，列(1)为以金融发展程度为被解释变量，财政直管县虚拟变量为解释变量，使用聚类稳健标准误并控制县与时间固定效应后的回归结果。列(2)以金融发展程度为被解释变量，扩权强县虚拟变量为解释变量，使用聚类稳健标准误并控制县与时间固定效应后的回归结果。列(3)、列(4)为以投资效率为被解释变量、分别以财政直管县虚拟变量和扩权强县虚拟变量为自变量的回归结果。列(5)、列(6)为以金融资源错配为被解释变量、分别以财政直管县虚拟变量和扩权强县虚拟变量为自变量的回归结果。可见，一是与理论推测不同，财政分权改革和行政分权改革对金融发展的影响均是显著为负的，推行财政直管县改革可以使金融发展程度下降0.374，样本金融发展程度的均值为1.415，即推行财政直管县改革平均可以导致金融发展程度下降26%左右。推行扩权强县改革可以使金融发展程度下降8.9%。二是财政分权改革可以显著增加投资效率。即推行财政直管县改革一项即可平均增加33%的投资效率，影响较大。三是行政分权改革可以显著降低地区的金融资源错配程度，仅推进行政分权改革一项可以降低金融资源错配程度69%，效果显著。

表1 基本回归结果

注：括号内为回归系数标准差，***为在1%的置信区间内显著，**为在5%的置信区间内显著。

为控制其他因素影响，本文在回归方程中加入更多的控制变量，包括GDP、人口总量、财政收入总量、财政支出总量。结果见表2，对比表1和表2可见，加入控制变量后回归系数没有大的变化，且依然保持较高的显著性。

表2 加入控制变量的回归结果

表2(续)

注：括号内为回归系数标准差，***为在1%的置信区间内显著，**为在5%的置信区间内显著，*为在10%的置信区间内显著。

(二)稳健性检验

为进一步检验稳健性，本文参照才国伟和黄亮雄(2010)的做法[9]76，将人均GDP增长率、人口增长率、人均财政收支增长率作为控制变量，再次进行回归，结果见表3。与基本回归的结果相同，财政分权、行政分权对金融发展程度的影响显著为负，财政分权对投资效率的影响显著为正，行政分权对金融资源错配的影响显著为负。表3的回归系数与表2相比没有大的变化，说明基本回归的结果是稳健的。

综上可见，首先，财政分权与行政分权对金融发展有显著为负的影响，该结果与以往的理论推测不符。一般来讲，财政分权与行政分权对地区经济发展有正向作用，相应地，经济发展也会带动金融发展，因此财政分权、行政分权应对地区金融发展有正向的影响。出现以上结果的一个原因可能是各省推行财政、行政分权改革时，出于解决贫困地区困难或财政收入较少地区困难的角度出发，给予某些较不发达的地区优惠政策，优先进行财政、行政分权改革，从而导致不发达地区即金融发展程度较低的地区进入改革实验组的概率较高，导致实验组相对控制组金融发展程度较低。下文将通过技术手段控制该因素的影响，试图得出更为真实的实证结果。

其次，不论加入哪组控制变量，财政分权改革对投资效率的影响都是正的，即财政分权改革显著增加了政府的投资效率。这一结果较好理解：财政分权改革增加了地区的财政自主性，财政收入增加的同时也扩宽了地区财政支出项目的选择空间，使地方政府能够将资源集中于更有效率的项目，提高了投资效率。

最后，行政分权改革显著降低了地区的金融资源错配程度。中央政府的政策干预会导致地区金融资源错配，而行政分权给予地方更多的经济权力和政策灵活性，这会有效降低政策干预的影响，进而减少金融资源的错配。

表3(续)

注：括号内为回归系数标准差，***为在1%的置信区间内显著，**为在5%的置信区间内显著，*为在10%的置信区间内显著。

五、内生性问题与扩展分析

(一)倾向得分匹配分析

正如上文已经提到的，本文的结果可能存在一定的内生性问题。内生性问题主要源于财政直管县与扩权强县改革的样本选择可能是内生的，即实施改革时，试点县的选择可能基于该县的经济发展程度进而受金融发展程度影响。如果一旦改革受以上因素影响，则双重差分的结果会高估甚至错误，导致实证结果不可信，因此需要对内生性问题进行讨论。

倾向得分匹配方法是解决处理效应内生性问题的一个较好的方法，其基本思想是对控制组样本基于一组变量得出一个倾向得分，该得分反应出其进入实验组的概率，再将控制组按照倾向得分与实验组样本匹配并计算因变量的差分，该差分是控制了进入实验组内生性后的结果，因此较为准确。

倾向得分匹配的结果见表4，表4是以财政直管县或扩权强县为因变量，GDP、人口、财政收入、财政支出为自变量的logit回归结果，最后一行是以金融发展程度、投资效率、金融资源错配程度为因变量匹配后的处理效应，即上文的双重差分结果。可见匹配后财政直管县和扩权强县的样本金融发展程度显著增加，与上文得出的财政分权和行政分权降低了金融发展程度的结果不同。这可能是因为各省推行财政、行政分权改革时，对某些金融较不发达的地区优先进行财政、行政分权改革，从而导致金融发展程度较低的地区进入改革实验组的概率较高，导致实验组相对控制组金融发展程度较低。而控制实验选择内生性后发现财政分权和行政分权会显著增加地区金融发展程度。

第三列的结果显示财政直管县的处理效应显著，说明控制内生性后，财政分权改革会显著增加投资效率，这与前文的结论相同。最后一列结果显示扩权强县的处理效应显著，说明控制内生性后，行政分权改革会降低金融错配程度，这与前文的结论也是相同的。

表4 倾向得分匹配结果

注：括号内为回归系数标准差，***为在1%的置信区间内显著，**为在5%的置信区间内显著。

(二)扩展分析

由上文可见，投资效率、金融资源错配程度与财政直管县、扩权强县虚拟变量之间存在较强的相关性，但这种相关性存在“虚假回归”的可能性，即本身不存在相关关系的一组变量由于与其他变量相关而呈现出强相关性。为证明本文结论的稳健性，排除存在“虚假回归”的可能，本文将表1中的自变量与前一期的因变量进行回归，即2003、2008、2014年的金融发展程度、投资效率、金融资源错配程度，如果实证结果是真实的，则前一期的因变量应与各自变量均不存在显著的相关性。一旦前一期的因变量与自变量存在相关性则说明存在“虚假回归”的可能性。

上述回归结果见表5。正如上文假设的，财政直管县、扩权强县虚拟变量与前一期金融发展程度、投资效率、金融资源错配程度之间在1%的置信区间内都是不相关的，可见本文的实证结果是比较稳健的。

表5 前一期因变量与当期自变量的回归结果

六、结论

本文通过建立行政、财政分权对金融发展程度、投资效率、金融资源错配程度影响的计量模型分析得出以下结论：

一是财政分权改革对投资效率有显著正向影响，由于财政分权改革增加了地区的财政自主性，财政收入增加的同时也扩宽了地区财政支出项目的选择空间，使地方政府能够将资源集中于更有效率的项目，提高了投资效率。

二是行政分权改革显著降低了地区的金融资源错配程度。中央政府的政策干预会导致地区金融资源错配，而行政分权给予地方更多的经济权力和政策灵活性，这会有效降低政策干预的影响，进而减少金融资源的错配。

三是财政、行政分权对金融发展程度的影响是不确定的。基本回归结果显示财政、行政分权对金融发展有显著为负的影响，但以倾向匹配得分方法控制样本组的选择后，该影响变为正向的。这说明内生性对实证结果有较大影响，因此无法得出明确的结论。

四是通过各种方法验证证明了以上的结果是稳健的。

本文的结论为行政、财政分权的经济绩效影响研究提供了新的思路，即行政、财政分权不仅通过财政、企业效率、官员晋升、产权保护等渠道影响经济绩效，也通过金融渠道影响经济绩效。这隐含的一个政策取向是通过推行财政、行政分权改革，推动地区投资效率和资源配置效率的提升，进而带动地方经济发展。本文研究扩展了财政、行政分权的研究领域，为未来更深入的研究奠定了基础。