财政分权中的灵活性、稳定性与经济增长——基于中国县级数据的实证研究

徐 斌 叶 兵

一、引 言

大量研究认为，中国改革开放巨大的经济成就源于中国特色的财政分权体制，经济管辖权和财权下放促进了地方政府间的要素竞争，提高了要素配置效率，从而有利于中国经济增长(Qian和Weingast，1997；Qian和Roland，1998；张军和周黎安，2008；张五常，2012)。在现实层面，伴随改革开放后经济迅速发展的是财政包干体制频繁变化。尽管1994年分税制改革后在中央与省份之间确立了固定税收分享体制，结束了运行十多年的“财政包干制”，但对省份以下的财政体制尚没有做出统一规定。从实际运行来看，省份以下仍就保留了国家“财政包干制”的普遍做法，其事实上是一种地方财政包干体制。

单一制国家上级政府对下级政府拥有绝对的权威，在谈判和安排财政比例时上级政府拥有相机修改合同的权力，体现出财政包干体制的灵活性。财政包干合同肇始于市场要素缺乏的20世纪80年代。彼时，灵活多样的包干合同可以冲破计划经济体制的阻力，获得地方政府对市场化改革的支持，从而推动改革进程(Shirk，1993)。但是，随着市场化程度的提高以及市场机制的逐步完善，价格机制在配置资源方面越发重要。对此，一些学者认为，不应过高估计中国财政分权体制对经济增长的贡献，过去的分权付出了很高的长期代价，基于规则的稳定性，财政分权才是经济长期成功的前提条件(Sachs等，2000；黄佩华和迪帕克，2003)。如何理解上述分歧？这是一个需要从理论和经验层面加以检视的问题。

本文提出，上述中国财政分权体制特征的经济效应需要放到动态市场化进程中加以考察。当市场化程度较低的时候，价格机制在很大程度上缺失，政府配置资源的“有形之手”可能有利于经济增长；但随着市场化程度的提高，价格机制日益成熟，起到了替代政府配置资源的作用。财政分权的灵活性减弱可能会使财政分权的稳定性更有价值。检验这一命题具有两方面的研究意义：一方面，理论上，从市场化角度讨论财政分权体制对经济增长的异质性影响，有助于理解上述争议；另一方面，政府与市场的关系是大部分经济学家讨论问题的逻辑起点，本文基于财政分权的灵活性、稳定性和市场化的实证研究，在某种程度上为我国在新时代正确处理政府与市场关系、提高国家治理能力、促进经济高质量发展、完善社会主义市场经济法治建设等关键性命题提供依据。

本文的可能贡献有两个。其一，财政分权的灵活性在一定程度上体现了上级政府在处理与下级政府关系时的相机抉择性，既有文献对于相机抉择与规则的讨论主要聚焦货币政策，但从财政分权的视角考察二者的选择如何影响经济增长的文献较为鲜见，而本文为此进行了有益的探讨。其二，实证研究财政分权与经济增长关系的相关文献基本上关注的是财政分权本身如何影响经济增长，而本文聚焦财政分权的波动性，其波动性反映了财政分权的灵活性。从技术上讲，文献研究的是财政分权的一阶变化，本文研究财政分权的二阶变化。并且，我们考察了市场化过程中财政分权的灵活性与稳定性对经济增长效应的动态影响，丰富了财政分权文献的研究内容。

二、文献综述

（一）相机抉择、规则性与经济增长

财政分权的灵活性在一定程度上体现了上级政府在处理与下级政府关系时的相机抉择性。因此，本文与相机抉择和规则的文献相关。20世纪70年代末，受理性预期学派影响，一些文献强调在货币政策制定中基于规则的稳定政策有利于塑造人们的预期，可以达到更高的社会福利目标(Kydland和Prescott，1977；Currie和Levine，1993；Woodford，2003)。在许多国家，不同于央行可以独立制订货币政策规则，财政政策并不是由财政部自由决定，其受制于政党选举、政府任期、议会等诸多因素(Gnocchi，2013)，因而面临诸多不确定性。尽管如此，20世纪90年代以来，各国还是相继从政府赤字、债务、支出等方面设定限额，具有财政政策规则的国家从1990年的7个攀升至2009年的80个。在全球政府债务攀升的背景下，一些文章开始研究稳定债务规则的相对相机抉择的合意性(Bianchi和Menegatti，2012)。规则固有其优点，但如果政府不能预知未来所有可能出现的情况，那么不完全合约的问题就会出现，保留适当的灵活性能增加社会福利(Halac和Yared，2014)。在经验层面，很多研究结果表明，缺乏稳定性的财政政策，其对经济增长的影响是负面的。例如，Fatas和Mihov(2003)的研究表明，财政政策的波动性每提高1个百分点，经济增长率就下降0.8个百分点。Mara(2011)基于罗马尼亚样本的分析表明，政府为控制通胀而频繁调整增值税税率，结果导致通胀率上升。另一些研究则表明，财政政策波动性与经济增长的关系可能取决于其他一些因素，在制度环境不同的国家可能具有差异(Rodik，1999)。

总体而言，西方文献讨论相机抉择与规则性二者之间的关系是在市场化程度高、价格机制能够发挥作用的假设下进行的。对于我国这样的转型国家，完善的市场机制不能作为预设。在市场化程度不高的时代或地区，政府有形之手介入，以灵活的方式配置资源，是有其价值的。本文强调经济转型过程中政府有形之手和市场无形之手在资源配置上的替代作用，从财政分权的来视角研究政府对灵活性和稳定性的权衡。

（二）财政分权、市场化与经济增长

财政分权在经济增长中的作用长期受到广泛关注。早期的文献普遍假定财政分权与经济增长存在简单的线性关系，但结论并不一致。基于省级数据，Lin和Liu(2000)发现财政分权与经济增长具有正相关性，而Zhang和Zou(1998)证明二者呈现负相关关系。后期的文献将观察视角从省级下探到省级以下，基于不同时段、区域和市场化程度等经济变量考察财政分权与经济增长的关系。张晏和龚六堂(2005)、沈坤荣和付文林(2005)基于省级数据的研究分别发现，分税制改革前财政分权与经济增长呈现负相关关系，但改革后又呈现正相关关系。肖文和周明海(2008)基于县级面板数据同样发现，财政分权的经济增长效应在实行分税制后更为显著。

市场化可以提高资源配置效率，有助于中国经济增长。周业安和章泉(2008)提出，中国的经济体制改革是一个资源配置上的双重分权的过程，即市场化进程中政府逐步退出竞争性领域，资源配置决策分散化，与政府间的财政分权相互影响，共同促进经济增长。基于1999—2004年省级面板数据，他们对市场化与财政分权进行交互项回归后发现，市场化和财政分权都推动了中国经济发展，但市场化进程对经济增长的影响又依赖于各地区的财政分权水平，而财政分权度高的地区的市场化进程对经济增长的促进作用显著为负。近期的一些文献以财政分权和市场化进程为变量并基于中国省级层面数据实证检验了市场化进程的门槛效应，即高于某一门槛值，财政分权对经济增长的积极作用将趋弱(邵传林，2016；任亚星和王宝顺，2017)。

综上所述，既有研究忽略了市场化不同发展阶段财政分权对经济增长的影响，尽管近期部分文献对此空白有所弥补，但大多研究聚焦于省级层面，忽略了不同省份或同一省份不同县域的动态差异特征。本文基于县级层面数据实证研究中国市场化进程中财政分权的灵活性与稳定性对经济增长的非线性影响。

三、制度背景与研究假设

任何一项制度或经济政策一般同时存在收益与成本问题，随着时间的推移，其政策的成本与收益也将发生改变。在计划体制下，财政包干体制体现了财政分权灵活性，能够避免对计划经济体制的路径依赖，获得地方政府的支持，推动了市场经济的发展。并且，改革开放初期价格机制的缺位或不完善，也为政府介入改善资源配置提供了空间。但是，随着时间的推移，市场机制逐渐完善，价格机制在配置资源方面越发重要，而且人们开始有了关于市场的更多认知，这时就需要一些制度层面的长期激励。这一逻辑同样适用于中国的财政分权改革进程。

（一）我国财政分权的灵活性特征

超越一致性规则的专有承包是中国改革开放的主要形式。20世纪80年代中央与地方“分灶吃饭，财政包干”，规定了中央和地方之间的收入分成的基数和比例，且一经确定，在5年内不改变，但在实际执行中这一比例通常由中央和地方逐年谈判确定。1994年分税制改革虽然弥补了上述缺陷，但省级以下政府间的财政分权安排仍然比较复杂，由于不存在一个全国统一的规定，各式各样的财政包干制、分税制广泛存在于各省省级政府与地级、县级政府的收入分享安排中。因此，长期以来中国式分权事实上广泛实行的是一种灵活的“具体合同具体对待”的政治逻辑(Shirk，1993)。

1980—1994年，我国的政府间财政关系可以概括为“国家财政包干”制度。1980年实施“划分收支、分级包干”体制，按企事业单位的隶属关系划分政府间的财政收支关系，即中央企业的利税上缴中央财政，地方企业、乡镇企业的利税上缴地方财政；中央与地方之间的财政收入分成由双方谈判确定，确定后原则上5年内不变；足额上交归属中央的部分后，地方财政的盈余或赤字，中央财政均不再索取或补贴。1985年，为适应国有企业“利改税”改革，财政上开始实施“划分税种、核定收支、分级包干”体制，按照税种将财政收入划分为中央固定收入、地方固定收入和中央地方共享收入；按照基期的财政收支状况，地方财政盈余的部分上交中央，赤字的部分中央予以补贴，分成比例确定后5年内不改变。

1988年开始，我国根据各省份的不同情况实行了不同形式的财政包干办法，包括“收入递增包干”“总额分成”“总额分成加增长分成”“上解递增包干”“定额上解”和“定额补助”六种，其中实行“收入递增包干”的省份最多，即确定一个基期，中央与地方对地方财政收入的增量进行分成。这一阶段，省级以下的各级政府间的财政分权体制，大多参照中央对省级政府的办法，建立各种各样的地方性财政包干体制。各省份的情况不尽相同，但总体而言，地县两级政府都保留了较大的预算独立性，省级以下的财政分权安排同样通过逐年协商确定，且上级政府通常在谈判中居于主导地位。

1994年实行分税制改革后，中央确立了与省级之间的固定税收分享体制，各省份陆续参照中央与省级的分税制建立省级以下的财政管理体制。但是，中央对省级以下财政体制并无统一明文规定，各省份税收收入划分形式多样。例如，中央规定分享各省份增值税的75%，但省级以下的25%增值税如何分配并不确定。因此，分税制后，省级以下财政管理体制仍然在很大程度上沿袭分税制前国家财政包干体制的做法，持续体现出我国财政分权的灵活性特征。

根据周黎安和吴敏(2015)的描述，截至2006年，省级以下财政体制可以概括为“总额分成”“增收分成”和“分税制”三种类型。一些省份在省份内部依然沿用过去国家财政包干的体制，如福建和湖北自2001年起实行总额分成；江苏和浙江则实行增量分成；一些省份比照与中央之间的分税安排，在省份内各级政府之间建立了税收分享机制，如江西和湖南等；一些省份的财政收入分享安排中同时包含了分税制和包干制的成分，如山东在规定各市与省之间的税收分享比例之外，还要求一些市将市级财政总收入增量的一部分上解省级财政。总体上，省级以下的税收收入划分可以说是“一省一式”，即便是实行分税制较为彻底的省份，省与市县之间按行业、企业隶属关系等划分税收的情况仍然不同程度存在，实际税收分成比例往往是上下级政府之间讨价还价的结果。有学者将这种财政分权灵活性特征概括为“税收弹性分成”体制，是中国财政分权体制不断嬗变的主导逻辑和典型特点(吕冰洋和聂辉华，2014；毛捷等，2018)。

（二）市场化与承诺体制选择

20世纪80年代以来的财政包干体制强化了地方政府财政和经济激励，但同时也应当看到，国家财政包干制下“一对一”讨价还价产生的非规范性，影响了政策上的一致性和降低了政策的透明度，模糊了地方政府对中央的预期，使地方政府趋于选择机会主义行为。地方政府追求预算外资金，加重了企业和农民的负担，造成财政收入占国民收入的比重和中央财政收入占全国财政收入的比重逐年下降，中央财政职能被严重弱化。原财政部长楼继伟在40年财税改革回顾中曾总结：财政包干制分配不规范、不稳定、不科学，计算复杂，收入年年谈判承包，人为因素影响大，容易造成各地区间的苦乐不均，不利于地方经济的均衡发展，与社会主义市场经济所需的统一、稳定的体制环境不相符合(楼继伟，2019)。

在这个意义上，从20世纪80年代的国家财政包干制转变为1994年分税制的改革在一定程度上体现了这种基于规则和稳定性的转变。因此，理解中国的财政分权改革需要从市场化不同发展阶段的动态视角去分析和判断。在市场化初期，当旧的计划经济制度还具有很强的路径依赖的时候，当市场的发育取决于人们对改革的支持和意识形态的突破时，通过政府有形之手的灵活性可以更有效配置资源，创造改革的动力。但是，如果市场得到充分的发育，就需要财政分权的稳定性和地方政府的长期激励机制。

一些文献也证明了上述观点。格林沃德和斯蒂格利茨(Greenwood和Stiglitz，1986)证明了在市场不完备情况下，政府灵活性干预可帮助一个不存在市场机制的“市场”实现资源有效配置，进而改进经济效率。但是，市场化建立后，稳定的正式制度就变得更为重要。Li(2003)和Dixit(2003)讨论了交易范围和市场的扩大，引入正式法律制度来执行合同进行转换的必要性，尽管一开始构建可能需要一个非常高的固定成本，但有了正式法律后市场交易的边际成本会非常低，从而有利于经济增长。迪克里特(2004)随后从更为综合的交易费用政治学视角进行解释，认为承诺体制(稳定性)和灵活性体制各具比较优势。在适当的时候需要利用无条件的规则，有时候又要保持一定的灵活性。当一个国家制度严重偏离其均衡的水平，那么灵活性的政策便十分重要，但是当这种制度偏离均衡不是太远时，则无条件的承诺体制更为重要。

改革开放前，以重工业优先的发展战略内生地形成中国从宏观到微观层面的整体性制度扭曲(林毅夫等，1994)。这种扭曲的经济制度构成中国改革开放的制度初始条件。20世纪80年代邓小平的经济特区分权试验，是在一个扭曲的计划体制条件下进行的。在这个阶段，采取灵活性财政分权特殊安排是可行和必要的，况且人们也没有就新的体制与规则形成共同认识。但是，随着时间的推移，一旦市场化程度得到提高，市场机制形成，而且人们开始有了关于市场的许多共同认识时，就需要一些长期性的市场激励，而财政分权稳定性是维护市场目标的保证。如果还是停留于财政分权灵活性，则会导致市场化体制建立的交易成本越来越高。

财政分权稳定性的最大优越性是透明性、可预测性和普遍适用性，也是一种政府可信承诺方式，体现政府的信誉，激励地方政府进取，提高分工与交易效率，可以有效降低交易成本。反之，则容易导致地方政府的机会主义，产生掠夺型地方政府，或与企业合谋损害第三方利益，导致企业无效率均衡状态，大量低效率的企业无法退出市场，从风险的累积角度看，带来整体宏观经济的不稳定。

据此，可以提出本文一个弱假设和一个强假设。

弱假设：当市场化程度足够低的时候，灵活的财政分权政策有利于经济增长；市场的健康发展削弱了财政分权的灵活性对经济增长的促进作用。

强假设：当市场化程度高的时候，财政分权的稳定性促进经济增长。

四、模型、变量与数据

（一）计量模型

参考研究经济增长的决定因素的文献(Davoodi和Zou，1998；Rodrik，2004；周业安和章泉，2008)，设置计量模型如下：

CV是分权的灵活性/稳定性的度量指标。具体而言，其度量借鉴了毛捷等(2018)提出的县级增值税分成比例法。分税制改革后，增值税成为中央和地方共享税种，省级财政与中央财政的增值税分成方法以75∶25的比例固定下来；但省级以下政府间的财政分权安排仍然比较复杂，不存在一个全国甚至全省份层面的统一规定，各式各样的包干制、分税制广泛存在于各省份的省级政府与地级、县级政府的收入分享安排中。因此，测量共享税种在县级的留存比例及其变化，能够精准地反映县级的财政分权水平及其变化情况。中央与地方的共享税种中最大一块是增值税。因此，本文关注增值税分成比例及变化情况。一地纳税人缴纳的增值税有一部分被该县级政府分享，其余归诸上级政府。因此，各年增值税财政分成比例的计算公式如下：

计算该比例在1999—2007年的平均值，记为FDi，它是县级财政分权水平的一个度量。需要说明的是，式(2)的分母只有截至2007年的数据，而GDP的数据从1999年开始才有，这就是为什么我们将样本时间段限制在1999—2007年。税收分享比例事实上是由上下级政府之间的讨价还价决定的(楼继伟，2013)。对数据进行初步观察也可以发现，对于绝大多数县来说，上述的增值税分成比例都经历了较大幅度的变动。该比例的变动是县级以上地方政府审时度势做出的应对，反映县一级财政分权的灵活性或稳定性。本文使用各县级单位的财政分权水平在1999—2007年的变异系数来体现财政分权的灵活性或稳定性：

式(1)中Market代表市场化程度。本文参考周业安和章泉(2008)、邵传林(2016)等的研究方法，使用樊纲和王小鲁(2010)等构造的市场化指数来评价区域市场化水平。由于樊纲等学者只计算了省级层面的市场化指数，因此本文为了使其与模型中的县级数据匹配，假设一省内所有县市的市场化程度相同。这一假设可能会导致估计结果忽视市场化程度的个体异质性，但根据朱恒鹏(2004)等学者的观点，中国绝大多数的区域市场壁垒现象发生在省际，同一省份内部的县级市场化程度差异有限，上述假设在一定程度上是可以接受的。

式(1)中X为一系列控制变量，包括：(各县)1999—2007年财政分权比例FD的平均值；期初(即1999年)GDP与年末总人口的比值的对数值(lny1999)，用以度量期初的经济发展水平(之所以选择期初值，是为了避免核心解释变量通过它影响因变量，即排除可能的传导机制)；期初一般预算支出与GDP的比值(ExpR1999)，用以度量政府规模；期初一般预算收入与一般预算支出的比值(RevR1999)，表示的是财政自给度，即县政府的支出中多大比例的资金来自自身的收入；期初第一产业GDP与整体GDP的比值(Str1999)，用以度量经济结构；2000—2007年中小学生人数年均复合增长率(StuNG)①1999年其中小学生人数存在大量缺失，故不采用。(人口自然增长率在文献中被视为经济增长的一大影响因素，在县级数据中，没有人口自然增长率这一指标，我们使用中小学生数量年均复合增长率反映年轻人口数的增长，在一定程度上控制人口自然增长)；2000—2007年社会福利院床位数年均复合增长率(BedNG)②1999年其社会福利院床位数缺失，故不采用。(社会福利院床位数与人口老龄化相关，因而这一指标可视为老年人数量变化的代理变量，也在一定程度上起到控制人口自然增长率的作用)。ε为随机扰动项。

关于式(3)，一个潜在的问题是核心解释变量CV可能与随机扰动项ε相关。这可能是因为CV与遗漏变量相关，也可能是因为y(期初GDP与年末总人口的比值)反过来影响CV。如果CV与ε相关，那么，OLS估计量将是有偏且不一致的。为此，我们试图寻找工具变量以解决内生性问题。参考Lee和Gordon(2005)的做法，我们选取行政相邻地区(同一地级市内其他县)CV的平均值(CV_nei)作为CV的工具变量。一个地级市制定的针对其所辖县的财政收入分配方案应该是相似的，而且地区间竞争和地方政府间财政政策等的相互模仿也会导致相邻地区的财政政策呈现出相似性，所以有理由认为该变量与CV呈正相关。况且，A县的经济增长不会反过来影响其相邻县的财政政策，且相邻县的财政政策直接影响A县经济增长的可能性也较小。因此，该变量与随机扰动项不相关的可能性较高。综合来看，该变量可视为一个合格的工具变量。需要说明的是，我们选择行政相邻地区而非地理相邻地区构造工具变量，是因为行政相邻地区可能呈现出更高的相关性。首先，中国的国情是一地一策，同一个地级市下辖县可能具有更趋同的政策；其次，中国的地方间竞争在很大程度上表现为晋升竞争，地级市提供了一个很好的竞争的边界。

（二）数据

县是我国最基本的经济单元，县域经济对全国的经济增长有着重要的推动作用，县级财政分权在整个中国的财政分权中具有很强的代表性。此外，与省级数据相比，县级数据样本量更大，更容易得到稳健的估计结果，也避免了“分母同一性”的问题。本文的县级数据均来自中国统计数据应用支持系统，省级的市场化指数数据取自《中国市场化指数(2010)》。西藏的数据缺失过多，予以剔除。市辖区和县、县级市等在体制上存在较大的差异，也予以剔除。至于样本时间段，由于用于计算FD的县级地区实际缴纳的增值税总额数据只截至2007年，而县级GDP的数据最早到1999年，故本文采用1999—2007年这一时间段的数据来研究财政分权与经济增长的关系。在这段时间，并不是所有的县都有各年的增值税数据，为了保证变量CV可比，只保留在此时间段内增值税数据齐全的县。对于解释变量和核心解释变量的极端值，本文做0.5%和99.5%分位数上的缩尾处理。其主要变量的描述性统计详见附录①读者可扫描本文二维码获取附录。下同。。

五、实证分析结果

（一）基于OLS法的估计结果

基于OLS法的估计结果见表1。因变量是1999—2007年GDP的年均复合增长率。表1第(1)列仅纳入财政分权的灵活性的度量指标CV、财政分权程度FD和期初人均GDP的对数lny1999作为解释变量。三个变量的系数均在1%的水平上显著。CV的系数为正，说明平均而言，在样本期间内，财政分权的灵活性促进了经济增长。FD的系数为正，说明财政分权有利于经济增长。lny1999的系数为负，说明地区间存在经济收敛。表1第(2)列加入市场化指数Market及其与CV的交叉项。Market的系数并不显著，但其与CV的交叉项的系数在1%的水平上显著为负，说明平均而言的市场化本身对经济增长并无促进或抑制作用，但它通过财政分权的灵活性对经济增长产生影响(市场化程度提高，财政分权的灵活性对经济增长的促进作用减弱，即市场化抑制了财政分权的灵活性对经济增长的促进作用)。表1第(3)列加入期初一般预算收入与一般预算支出的比值(RevR1999)、期初一般预算支出与GDP的比值(ExpR1999)和期初第一产业GDP与整体GDP的比值(Str1999)。以上变量的符号和显著性不变。这三个变量都是显著的。RevR1999的系数为正，说明财政自给率高有利于经济增长。ExpR1999的系数为正，说明更大的政府规模与更快的经济增长相联系。Str1999的系数显著为负，说明农业县经济增长更慢。表1第(4)列和第(5)列依次加入2000—2007年中小学生人数年均复合增长率(StuNG)和2000—2007年社会福利院床位数年均复合增长率(BedNG)等人口动力学指标②由于一些县社会福利院床位数据缺失，其第(5)列中观测值有所减少。。CV及其与Market的交叉项的符号和显著性均不变。StuNG的系数显著为正，BedNG的系数并不显著，似乎意味着年轻人数量的增加有利于经济增长。其最后一列考虑了样本期间县级行政区划变更。行政区划变更如果导致辖区变化，那么将2007年的GDP与1999年的GDP相比就存在问题。辖区变化体现为行政区划面积的变动。因此，在其最后一列中，我们只考虑那些1999—2007年行政区划面积增减在1%以内的县。考虑行政区划增减1%以内而非严格不变，是因为由于测量的问题，即使辖区不变，不同年份的行政区划面积也可能有小幅差异。此列不纳入BedNG，因其系数不显著。其结果表明，CV及其与Market交叉项的系数符号和显著性均不受影响。此外，我们尝试控制了县级地理特征，包括高度和坡度，尽管它们的系数是显著的，表明地理特征影响经济增长，但CV及其与Market交叉项的系数并没有大的变化，详见附录。

表1 灵活性与经济增长：OLS结果

（二）基于2SLS法的估计结果

一个可能的担忧是，CV及其与Market的交叉项是内生变量，从而导致估计系数有偏且不一致。为了处理可能的内生性问题，如上所述，我们用行政相邻地区(同一地级市内其他县)CV的平均值(CV_nei)及其与Market的交叉项作为工具变量①如果一个县没有行政相邻县，则设其对应的CV_nei为缺失值。。2SLS法的第一阶段的估计结果(详见附录)显示，工具变量非常显著，说明其不是弱工具变量。其第二阶段的估计结果见表2。从其中可以看到，CV及其与Market交叉项的系数符号和显著性均不变。CV的正系数和CV与Market交叉项的负系数支持弱假设。从幅度上来看，平均而言，在财政分权的灵活性对经济增长的影响方面，两种方法的估计结果相差不大，在0.054左右，意味着CV每增加一个标准误，将使样本期间年均复合增长率提高约0.9%，相当于样本期间年均复合增长率均值的6.6%；在市场化导致财政分权的灵活性对经济增长的非线性影响方面，两种估计结果呈现出一定的差异。基于2SLS法的结果控制了内生性，更为可信。基于表2第(3)列，图1显示了CV的系数随Market变化的情形。如图1所示，当市场化程度低的时候，财政分权的灵活性有利于经济增长；当市场化程度高的时候，财政分权的灵活性不利于经济增长。样本中市场化指数平均值的最小值为3.1000，对应CV的系数为0.0830；最大值为8.9022，对应CV的系数为-0.0615。财政分权的灵活性对于样本中个体经济增长的影响表现出双重性：对于市场化程度低的个体的经济增长起到促进作用，对于市场化程度高个体的经济增长起到抑制作用。尽管其平均作用是正的，但不应忽视提高财政分权的稳定性能够促进市场化程度高的个体经济增长的实际国情，这为强假设提供了支持。

表2 灵活性与经济增长：IV结果

图1 基于2SLS法的CV的系数

平均而言，为什么财政分权的灵活性促进经济增长而市场化抑制了这一促进作用？一个可能的解释是，政府有形的手(通过行政手段)和市场无形的手(通过价格机制)是配置资源的两种替代方式。当市场化程度低的时候，政府介入能够有效配置资源，从而促进经济增长；随着市场化的推进，对于政府介入资源配置的需求减弱，这个时候增强政府干预市场的稳定性政策才能够促进经济增长。由于全样本的市场化平均水平较低，所以概而言之，财政分权的灵活性促进了经济增长。

（三）机制初探

对比工业、服务业和农业，工业面向全国性的市场，市场行情千变万化；服务业一部分是不可贸易产品，面向当地市场；中国的农业呈现出相当的自给自足特征。因此，CV的系数应是工业最大，服务业次之，农业最小；它与Market交叉项的系数应是工业最小，服务业次小，农业最大。

为验证这一推论，我们以第一、二、三产业GDP分别作为农业、工业和服务业增长的代理变量，结果如表3所示。前三列是基于OLS法的估计结果，后三列是基于2SLS法的估计结果，两种结果均与预期相符。以基于2SLS的结果为例，无论是CV还是它与Market交叉项的系数均很小且不显著。第二产业CV的系数为0.2453，大于第三产业该交叉项系数的0.1100。第二产业交叉项的系数为-0.0333，小于第三产业该交叉项系数的-0.0244。

表3 机制分析：分三大产业

市场化的系数值得注意。不像上一小节市场化指数的系数不显著，此处市场化的系数于第一产业显著为负，于第二和第三产业显著为正。也就是说，市场化促进了第二和第三产业的发展而抑制了第一产业的发展。其促进作用容易理解，而市场化抑制第一产业的发展可能是因为市场化优化了资源配置，加速了要素从第一产业流向第二和第三产业。汇总三大产业，总的结果是市场化对经济增长的影响不显著，但这并不意味着市场化没有发挥作用，它实际上对各产业都产生了影响。如果只分析总的经济增长，不考察各行业情况，市场化的作用将被掩盖。

表4尝试直接考察农业增长和工业增长。农业增长由1999—2007年乡村从业人员数的年均复合增长率(GEmpR)度量，工业增长由1999—2007年规模以上工业总产值的年均复合增长率(GIndTP)度量。结果如表4所示，就农业增长而言，CV及其与Market交叉项的系数不显著；对于工业增长，CV的系数大很多，在1%的水平上显著；交叉项的系数小很多，也在1%的水平上显著。这一结果与表3中的结果共同支持了推论，从而为我们的解释提供了间接的证据。也可以从中看出，市场化的作用促进了工业的增长而抑制了农业的增长。

表4 机制分析：分农业和工业

（四）异质性分析

最后，我们进行了异质性分析。表5前两列将县按lny1999大于或等于中位数和小于中位数分为经济发展水平高和低两类；两类CV的系数均显著为正，但只有经济发展水平高的地区交叉项的系数显著为负，经济发展水平低的地区交叉项的系数不显著。其第(3)列和第(4)列将县按RevR1999大于或等于中位数或小于中位数分为财政自给率高和低两类；两类CV的系数均显著为正，但只有财政自给率高的地区交叉项CV的系数显著为负，财政自给率低的地区交叉项的系数不显著。其最后两列将县按Str1999小于中位数和大于或等于中位数分为非农业县和农业县两类；非农业县CV的系数显著为正，交叉项的系数显著为负，但是农业县两个系数均不显著。

表5 异质性分析：分经济发展水平、经济结构和财政结构

经济发展水平高的县通常具有高的财政自给率，同时是非农业县，且市场化程度高。因此，这些结果表明，当一个地方发展程度较低时，市场化的有限推进难以形成对政府有形之手的替代作用。只有当经济发展到一定阶段，市场化达到一定程度，市场化的持续完善才显示出它对政府有形之手的替代作用。这个时候，减少政府施政的灵活性并相应增强政府施政的规则性就变得尤其重要。

（五）稳健性检验

为了检验结果的稳健性，我们还尝试构造了县级四年面板数据。具体来说，构建了1999—2003年和2003—2007年两期面板。计算两期内GDP的增长率，作为因变量。估计结果(详见附录)显示，我们最关心的CV的系数依然显著为正，它与Market交叉项的系数依然显著为负，说明结果是稳健的。

六、结 论

本文以市场化进程为视角，通过税收分成比例的实证分析，研究了财政分权的灵活性、稳定性与经济增长的关系，得出以下结论。

第一，平均而言，1999—2007年，灵活性的财政分权政策有利于经济增长。基于1999—2007年县级截面数据的实证分析表明，税收分成比例的波动与经济增长呈显著正相关，这意味着平均而言，灵活的财政分权政策可以促进经济增长。

第二，市场化抑制灵活的财政分权政策对经济增长的促进作用。本文的实证模型通过加入财政分权灵活性指标和市场化指数的交乘项，分析了分权的灵活性与经济增长之间的非线性关系。实证结果显示，交叉项的系数为负，说明市场化程度削弱了财政分权灵活性对经济增长的正向作用。并且，市场化程度超过临界值时，灵活的财政分权转而抑制经济增长，或者说，稳定性开始发挥积极作用。

第三，以上结果对控制更多的变量以及处理内生性可能的机制是，政府有形之手和市场无形之手是配置资源的替代机制。市场化的演进削弱了财政分权灵活性的必要性。

综合上述结论，我们可以得知，分权的灵活性与经济增长的关系是有条件的，在中国这样一个大国经济体制中，财政分权的灵活性在市场化程度低的时候有利于突破计划经济长期的约束，能够促进经济增长。但是，随着中国市场化进程的深入，其面临的成本也在不断上升。这一实证研究结论的政策涵义在于，应建立一个基于市场的中央与地方的法治化体系，赋予地方政府税收立法权，调整中央与地方的事权与财权匹配程度，在法治基础上约束政府间行为，明确地方政府收益预期，降低分权带来的成本和减少其负面影响。同时，伴随着中国市场化程度的提高，政府“有形之手”应有助于增进市场功能和强化产权保护与合约执行的制度建设，应尽量减少对市场主体的干预，这对中国下一步持续的经济增长非常关键。