财政体制失衡对经济高质量发展的影响

（合肥工业大学经济学院，合肥 230601）

引 言

党和政府在十九大报告中提出了经济高质量发展的概念，明确指出： “我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。”标志着我国的经济发展模式逐步以高质量作为根本性的关键变量。这不仅要求全面深化供给侧结构性改革，还要积极推进财税体制改革进而释放制度红利，毫无疑问，财政体制是经济高质量发展的重要制度保障［1］。在此背景下，如何通过财政体制改革促进经济高质量发展显得尤为重要。纵观分税制改革以来，其核心内容是财政分权，这在一定程度上有利于地方政府合理配置社会资源，以便更好地满足人民群众日益增长的美好生活需求。而中国地方政府与中央之间形成了财源上收和权责下解的非对称性逆向运动，极易导致中央和地方政府之间形成财政纵向失衡及同级地方政府间形成财政横向失衡的局面，而财政体制失衡作为一个制度性因素对经济高质量发展的影响不可忽略。

长期以来，财政失衡被视作平衡性制度衍生品，虽然已有文献对此做出大量研究，但更多的是围绕财政纵向失衡与经济增长 “量”的关系进行讨论，而未能探讨其对经济发展 “质”的影响，也没有关注财政横向失衡与经济发展 “质”之间的关系。因此，财政失衡与经济高质量发展的相关性需要进一步展开分析。

1 文献分析

1.1 关于经济高质量发展的研究

“高质量发展”一词刚被提出来不久，学者们主要围绕其理论机制、综合评价以及实践路径展开探索性研究［2-5］。同时也有少数文献关注经济高质量发展的度量问题，如师博和任保平 （2018）基于经济增长基本面和社会成果两个维度测算中国省际经济高质量发展水平［6］；李金昌等 （2019）从高质量发展内涵和新时代社会主要矛盾变化角度出发，构建由经济活力、创新效率、绿色发展、人民生活、社会和谐5个子系统构成的高质量发展测度指标体系［7］；魏敏和李书昊 （2018） 则提出涵盖经济结构优化、创新驱动发展、资源配置高效等10个方面的测度指标，测度中国省级经济高质量发展水平并借助熵权TOPSIS法将其划分为3个层次，为各省推进全面协同发展提供依据［8］。关于中国经济高质量发展的测度指标，学者们尚未形成一致的共识，综合现有研究成果，可以发现，魏敏和李书昊 （2018）［8］的测度指标体系更为全面，逻辑上也更为科学，因此本文实证部分将以此作为重要的研究基础。

1.2 关于财政体制失衡与经济因素的研究

针对财政失衡和经济高质量发展的关系，目前学术界尚未形成系统的理论或经验研究，但财政失衡与经济发展存在着千丝万缕的关系。早期的财政分权理论认为财政纵向失衡是有利的，可以通过利用中央财政转移支付来弥补财政缺口，使得经济发展、市场监管、社会管理和公共服务的绩效提高［9］。但也有学者提出了相反观点，他们认为财政失衡处于较高水平会释放负面效应，对基础教育服务水平、投资倾向和公共支出结构偏向等造成不利影响［10-12］；另外与医疗卫生支出地区差异、地方政府债务、土地财政收入等呈现显著正相关［13-15］。此外，张宇 （2018） 研究发现，财政纵向失衡造成了经济增长绩效普遍下滑［16］，这与储德银和邵娇 （2018）得出财政纵向失衡与经济增长呈现显著负向关系的观点相同［17］；林春和孙英杰 （2019）研究发现，财政纵向失衡给全要素生产率带来了负面影响［18］；王瑞祥等 （2019）认为财政纵向失衡与政府竞争严重阻碍了市场制度效率［19］。

需要特别指出的是，以上文献主要针对财政纵向失衡对经济变量的影响，没有考虑财政横向失衡对经济变量的影响。为此，林春和孙英杰（2019）研究发现，财政横向失衡抑制了全要素生产率（TFP）的提高［20］， 且Eyraud和Lusinyan （2013） 认为财政纵向失衡和横向失衡相互作用造成了财政绩效的损失［21］。而储德银等 （2019）研究结果表明，财政纵向失衡和横向失衡均可以直接抑制税收努力程度［1］。

上述学术背景，为本文研究财政失衡与经济高质量发展提供了经验启示。作为经济高质量发展的制度基础，财政失衡是否对经济高质量发展产生影响？会通过何种传导渠道发挥其作用？是否会存在地区性差异？针对以上问题，本文以中国省级区域的经济高质量发展作为研究对象，选择适当的实证模型，厘清财政失衡与经济高质量发展的本质。

2 理论机制分析

2.1 财政纵向失衡与经济高质量发展

中国自分税制改革以来，逐渐形成了财力上移和事权下放的财政分权现象，在一定程度上增加了地方政府财政负担，形成了财政纵向失衡［22］。但是，过度的财政纵向失衡可以通过多种途径负向作用于经济高质量发展：（1）过度的财政纵向失衡会在一定程度上扭曲地方政府行为。为了弥补财政支出缺口，地方政府更加偏好于具有重点税源的生产性支出，而忽略了具有民生性和创新性的财政支出，不利于社会资源配置效率和居民生活质量以及技术进步的提高；另外随着财政纵向失衡的加剧，地方政府为了获得更多的财政配置权，同中央政府在财政政策的制定下进行博弈，且有选择性地执行财政政策，结果导致中央和地方均陷入囚徒困境中，无法使财政政策获得最大的收益；（2）地方政府对经济活动的过度干预，会在一定程度上阻碍市场化的进程，降低供给端厂商的供给意愿，不利于消费者福利的提高；（3）中国自上而下的“唯GDP论”政绩考核体系，使得执政者财政支出偏好于短期收益较高的污染性项目，导致污染性产出增加而恶化了环境质量。

2.2 财政横向失衡与经济高质量发展

同级政府之间的要素禀赋差异性是绝对的，导致地方政府彼此间的收入权和支出责任存在着显著差异，这便产生了财政横向失衡［23］。然而，过度的财政横向失衡也会对经济高质量发展产生负面效应：（1）在财政失衡日益加重的现实条件下，地方政府为了缓解财政压力，在制定和实施环境规制中产生 “搭便车”和 “逐底竞争”行为，以牺牲环境质量为代价来获得污染密集型企业的税源，从而加剧了辖区内生态环境的恶化［24］；还会展开 “标尺”竞争，实行高税政策从而加重企业实际税负，影响企业研发创新积极性，进而阻碍技术改进；（2）过度的财政横向失衡会导致地方政府偏好产能过剩行业，促使产业结构趋同化和产品同质化，不利于消费者福利的提高［25，26］；（3）地方政府为了维持本地利益，会对市场进行封锁或分割，这样不利于市场化的进程和降低优质资源的配置效率。

3 模型设定、变量说明、数据来源

3.1 经济高质量发展的测度

综合现有文献，我们发现魏敏和李书昊（2018）［8］构建的指标体系较为全面地反映了经济高质量发展的要求和目标，所以本文借鉴该指标体系①，并使用熵权法为各指标赋予权重。具体步骤为先对数据进行无量纲化的处理，其次计算各具体指标的信息熵，然后通过信息熵计算各指标的权重Wj，最后得到具体的经济高质量发展值［8］。

由于面板数据包含了序列的特征，本文采用全序列化动态无量纲法对数据进行处理：

式 （1）中，i代表地区，j表示具体指标；Xij（tk）和Yij（tk）分别代表tk时刻下原始指标值和标准化后指标值， maxi，k［Xij（tk）］ 和 mini，k［Xij（tk）］则分别表示全时间序列里Xij（tk）的最大值和最小值。

得到Yij（tk）后，根据其计算出各测度指标的信息熵Ej，这里借鉴杨丽和孙之淳 （2015）的处理方法［27］：

最后，得到各省级在不同时刻的经济高质量发展水平值HQEDit＝Yij（tk） ×Wj。 其中HQEDit值越大，表示经济高质量发展越高，反之越低。

3.2 财政失衡测度

财政纵向失衡 （VFI）。本文参考Eyraud和Lusinyan（2013）的度量方法重新测度我国财政失衡指标［21］，具体的测算公式如表1上部分所示。其中VFI值越大，表示财政纵向失衡越严重，反之越平衡。

财政横向失衡 （HFI）。目前国内外学者关于财政横向失衡测度，主要是采取变异系数指标进行度量［28，29］，我们在此基础上对变异系数进行修正加权处理，然后利用实际财政收入测度财政横向失衡指标，具体的测算公式如表1下部分所示。其中HFI系数越大，表示财政横向失衡程度越大，反之越小。

表1 财政失衡测算方法

3.3 模型设定和变量说明

本文利用2008～2018年中国30个省级年度数据来分析财政失衡对经济高质量发展的影响，构建以下基础模型：

模型 （2）中，i是省份，t是年份，α1是预估参数，ε为随机误差项。HQED为经济高质量发展，FI为财政纵向失衡或横向失衡，X是一组控制变量集合，μi和υt分别为模型地区和年份的固定效应。

被解释变量：经济高质量发展。由上述指标评价体系及熵权法计算得出。

解释变量：财政失衡。由上文测算方法计算得出。

控制变量：根据现有研究，本文选取以下控制变量：（1）地区规模：利用单位面积人口数量来表示，地区人口密度越大，则满足人民群众对美好生活需求的实践难度越大，越难实现高质量水平的发展；（2）环境规制：选取工业污染治理投资完成额占工业总产值的比重来衡量，环境规制强度的增加可以推进地区生态文明建设，是实现高质量发展的刚性要求；（3）投资规模：利用人均投资度量该指标，投资是影响经济高质量发展的关键；（4）公共安全：采用每万人交通事故发生数来表征，公共安全是人民群众的基本诉求，也是影响地区高质量发展的重要因素；（5）地理隔离：采用农村和城市的面积比来度量，地区的农村面积相对越大，地区内部经济交流活动受到的阻力越大，城市化水平越低，从而不利于经济的发展；（6）文化隔离：用地区的人均方言数来刻画该地区的文化隔离程度，理论上，人均方言种类越多，地区的文化多样性越丰富，该地区的市场分割程度可能越严重，从而不利于构建高质量经济发展模式需要的要素充分自由流动一体化市场［30］；（7）政府研发：采用人均科技技术支出来反映，这一支出的增加可以促创新、强民生。

3.4 数据来源与处理

本文的原始数据来源于2008～2018年的各类统计年鉴及地方政府统计公报等。其中，经济波动率以2008年为基年计算得出，对经济类数据均作价格指数平减处理，对产品优质指标数据存在的部分缺失值做了拟合处理，对2014年以前的各类地区人均消费支出数据使用城镇和农村相应指标经人口加权处理后的数据代替，还对政府研发进行了对数化处理。

4 实证结果与分析

4.1 单位根检验和协整检验

本文选择HT、IPS和Hadri LM 3种方法对各变量原始数据及其一阶差分进行单位根检验，其检验结果显示②，所有变量的一阶差分的检验结果表明不存在单位根，即各变量的时间序列为一阶平稳的。此外，本文使用Kao法对财政纵向失衡和财政横向失衡的回归模型分别进行协整检验，得到的 AFD统计量分别为15.4487（0.0000）和-14.9852（0.0000），表明各变量存在长期稳定协整关系，可以对基础模型进行回归。

4.2 基准回归

本文通过F检验和Hausman检验发现双向固定效应模型是最佳模型，表2列举了基础模型的回归结果。第 （1）和 （2）列汇报了财政纵向失衡作为解释变量的结果，第 （1）列的回归系数为-0.2477，且在1%的水平上显著相关，表明财政纵向失衡的提高会显著损害经济高质量发展；第 （2）列是加入控制变量后的回归结果，其回归系数为-0.1752，且在1%水平上显著相关，回归系数的正负号和显著性没有发生变化，说明模型稳健。表2第 （3）和 （4）列汇报了财政横向失衡作为解释变量的回归结果，回归系数分别为-0.0194和-0.01914，且在1%的水平上呈现显著相关性，表明财政横向失衡的加剧阻碍了经济高质量发展。

关于控制变量方面，过度集聚的人口规模不利于经济高质量发展的提高，这与前文经验结论一致，同样与预期结果一致的控制变量还有投资规模、地理隔离、文化隔离和政府研发。环境规制强度则在一定水平下显著阻碍了经济高质量发展，导致这一实证结果与经验推论不符的可能原因有两点：（1）环境规制强度可能与地区的环境污染水平高度相关，即越严厉的规制意味着越高的污染水平；（2）地方政府的政策实施和治理投入可能存在过程中无效率和效果滞后现象。公共安全变量系数显著为正，可能的解释是以交通事故发生数刻画的公共安全指标更倾向于反映地区的城市化水平。

表2 基准回归结果

4.3 内生性检验

财政失衡与经济高质量发展之间可能存在潜在反向因果关系以及变量的测量误差，这样会导致OLS回归产生偏误。为解决这一问题，本文选用2SLS法对财政失衡与经济高质量发展进行内生性检验。关于工具变量的选择，参考缪小林等（2014）的方法［31］，采用 “人均中央对地方税收返还和转移支付”和 “人均地方政府财政供养人员”分别作财政纵向和横向失衡的工具变量。工具变量选取理由如下：（1）“人均中央对地方税收返还和转移支付”在一定程度上对财政纵向失衡起到调节作用，满足其相关性，且通常受政府宏观调控的影响，对经济高质量发展具有外生性；（2）“人均地方政府财政供养人员”是由省级政府各自内部用人机制所确定的，与财政横向失衡存在着一定关联性，满足其相关性，且不会单独对经济高质量发展产生影响，满足其外生性。

关于工具变量有效性检验，表3中2SLS回归结果的第一阶段F统计量均大于10这一门槛值，即不存在弱工具变量的问题。第二阶段KPLM统计量和Hansen J统计量P值也表明工具变量不存在不可识别和过度识别的问题。上述检验结果证实了所选工具变量的合理性和稳健性，且能够较好地缓解内生性问题。表3第二阶段的回归结果显示，财政失衡对经济高质量发展的影响在方向上和显著性上均与表2所汇报结果相同，再次说明了财政失衡的加剧造成了经济高质量发展的损失。

表3 内生性检验结果

4.4 机制分析

本文从市场化进程、技术进步、消费福利以及环境污染4个角度进行机制分析。本文利用市场化指数来度量市场化进程，数据来源于樊纲等编写的 《中国分省份市场化指数报告 （2018）》，原数据时间跨度为2008～2016年，利用加权平均法将数据拟合至2018年；而技术进步采用全要素生产率进行度量，其中产出指标为地区实际GDP，投入指标为劳动力和资本存量，各省份全要素生产率通过DEA-Malmquist指数法计算得出；消费福利采用人均消费支出的对数来度量；使用单位GDP二氧化硫排放量来反映污染程度。同时为缓解潜在的内生性问题，所有结果均由2SLS回归得出，这里为节省篇幅，表4只汇报了第二阶段估计结果。由表4可知，过度财政纵向失衡不仅阻碍市场化进程和技术进步，而且恶化环境质量和降低消费者福利。财政横向失衡的传导机制也是相似，给经济高质量发展带来了损失。

4.5 异质性分析

根据我国现实背景，鉴于三大经济圈③目前代表着我国经济发展的最高水平，肩负着率先实现现代化的重任，本文将30个省份划分为三大经济圈和非三大经济圈两个子样本，以此考察地区发展背景异质性对财政失衡抑制经济高质量发展的影响。表5汇报了基于2SLS估计的第二阶段回归结果。

表4 传导机制检验结果

表5 异质性分析

通过对比不同子样本回归结果，本文发现财政失衡确实抑制了经济高质量发展。但回归系数的绝对值存在着差异，三大经济圈中财政失衡对经济高质量发展的阻碍作用均小于非三大经济圈，这说明以上财政失衡对经济高质量发展的作用存在着地区异质性。可能的解释是，与非三大经济圈相比较，三大经济圈的市场化程度更高、税源更广、自主能力更强，能够更好依赖自身财政收入来弥补财政支出，较少地依靠中央财政转移支付及税收返还，更多的是凭借自身经济发展成果来应对财政缺口问题，这样有利于缓解财政失衡对经济高质量发展的冲击。

5 结论及启发

本文选择2008～2018年30个省级面板年度数据作为样本，尝试从财政纵向失衡和财政横向失衡两个角度，在2SLS的统一框架内分析财政失衡对经济高质量发展的影响，且通过构建工具变量解决内生性问题。结果发现：财政纵向失衡和财政横向失衡的加剧均显著阻碍了经济高质量发展水平的提高，但财政纵向失衡带来的经济高质量发展的损失大于财政横向失衡，且在进一步分析中发现市场进程、技术进步、消费者福利和环境质量是财政失衡影响经济高质量发展的重要传导渠道。地区异质性分析发现财政失衡对三大经济圈经济发展质量的负面影响显著低于非三大经济圈。

基于以上的结论，本文得到以下启示： （1）中央政府要以高质量发展为导向合理规划地方政府的财权和事权，根据地区特定发展背景而有所侧重地制定多样化的财权与事权；（2）不断完善中央对地方的财政转移支付制度，增强财政转移支付制度对公共服务均等化的推动作用，同时加强财政转移制度对地方政府恶性竞争所引起财政浪费的预防能力； （3）建立健全相应的监督体系，加强对地方政府财政支出资金的监管力度，防止地方政府为了追求经济增长而滥用或错用财政支出资金，从而可以有效地缩减财政缺口而降低财政失衡程度；对地方政府申请财政转移支付要形成严格的监管机制，避免地方政府过度申请财政转移补助而出现 “不劳而获”的问题。

注释：

①具体指标体系略，有兴趣的读者可以向作者索取。

②检验结果表略，有兴趣的读者可以向作者索取。

③三大经济圈包括：长三角经济圈 （上海、江苏、浙江、安徽）、环渤海经济圈 （北京、天津、河北、山东、辽宁）和珠三角经济圈 （广东）。