分税制改革dkni.docx

《分税制改革dkni.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《分税制改革dkni.docx（19页珍藏版）》请在得力文库 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、分税制改革、财政分权与中国经济增长 本项目研究受国家自然科学基金委资助，项目编号70271063。张 晏 龚六堂（北京大学光华管理学院，北京，100871）摘要：本文对中国19782002年的财政分权与经济增长的关系进行了经验分析，采用全国的面板数据分析表明分税制改革前地方财政分权对地方经济增长的影响是负的，而分税制改革后地方财政分权对经济发展具有正的效果。分样本数据也支持上述结论，相比较而言，经济发展程度较高的地区的财政分权对经济增长的积极作用要大于经济发展程度较低的地区，东部各省的财政分权优势要高于中西部地区。对中央和地方财政支出构成的分析还发现，1994年后中央发展支出比重的系数显著负、

2、地方政府发展支出比重的系数显著正，与分税制改革前的结论恰好相反。这表明分税制改革后中央和地方的支出结构可能存在无效配置，中央政府的基本建设支出比重过大，而中央和地方的支援农业支出都有待提高。我们的结论可能说明，发展中国家在经济发展的初期需要加大中央政府对基础设施等建设的投入，但当经济增长达到一定程度后，中央政府应该逐步调整参与经济建设的份额，充分发挥地方政府和私人资本的力量，更多的从经济建设领域转移到公共服务领域。关键词：财政分权、分税制、经济增长1、前 言上个世纪以来，世界各国普遍出现了财政分权（fiscal decentralization）的趋势，全世界人口超过五百万的75个转型经济中，

3、84%的发展中国家正致力于向地方政府下放部分权力（Dillinger，1994）。近年来，美国、英国、加拿大等发达国家再度兴起了关于财政分权的争论。欧盟成立后，欧洲中央银行的货币政策运作拥有了一定舞台，但各个成员国之间的财政政策协调也为多级政府下财政问题的理论和经验研究提出了更多的思考。在财政分权的理论文献方面，以Oates（1972）等为代表的传统观点认为，地方政府具有信息优势，能更好的代表本地区居民的偏好，因此，中央向地方转移财政收入和支出权力将更有利于提高经济效率，加快地方经济发展，进而推动全国经济增长。Tiebout（1956）的用脚投票模型、Buchanan（1965）的俱乐部模型等

4、开创性工作也勾画了地方政府在资源配置方面的优势，后来给出的标尺效应（yardstick effect）、权力制衡（abuse control）等观点也认为分权经济下政府部门之间的竞争能够提高政府运作效率，削减预算赤字，防止滥用权力。另一方面，质疑财政分权作用的声音并不鲜见，他们认为中央政府具有规模经济优势，能够避免外部效应的潜在成本，适当的集权反而有利于经济增长。同时，财政分权的积极效应的发挥需要良好的民主机制、充分的地方自治（autonomy）和健全的机制安排，现实经济很难满足这些条件，尤其是发展中国家，民主、法制建设存在很多漏洞，财政分权的信息沟通渠道不畅通，地方政府的寻租行为难以避免。不

5、仅理论研究众说纷纭，分权的实证研究也呈现出多元化局面，Xie, Zou和Davoodi（1999）对美国经济的实证检验发现财政分权对经济增长有负面影响，Akai和Sakata（2002）的研究却支持传统的财政分权有正作用的观点；最近，Zhang和Zou（1998）对中国经济的研究和Davoodi和Zou（1998）对46个国家的研究都表明了发展中国家财政分权与经济增长之间的关系为负；与之相反Lin和Liu（2000）的研究表明财政分权推动了中国经济发展。直到今天，财政分权仍然是公共经济学研究领域和政府政策决策部门的重大课题之一。中国从80年代的财政包干体制到90年代的分税制改革，如何合理分权一

6、直是政府和理论界所关注的焦点。国内近年来研究中央和地方政府关系的文献主要侧重于从规范的角度来分析分税制改革前后政府财政体制存在的问题、探究健全财政体制的诸多措施，对于财政分权，特别是1994年以后中国财政分权与经济增长关系的实证研究涉及不多。对于1994年前的财政分权与经济增长关系的研究主要有Zhang和Zou（1998）及Lin和Liu（2000）。Zhang 和Zou检验了1978至1992年我国中央与地方政府财政资源的分配与省级经济增长之间的关系，发现财政分权更有利于地方经济增长的传统观点是不成立的，特别是在过度分权时期（19851989年）更加明显。他们认为转型国家在经济发展的早期，由

7、中央政府集中有效的财力加大基础设施建设可能更有利于经济增长。与之相反，Lin和Liu采用中国大陆28个省份的横截面数据，研究了19701993年财政分权对人均GDP的影响，认为80年代中期以来的财政分权提高了经济效率，促进了中国经济的增长。他们推断制度变革和资源配置效率的提高是中国经济快速增长的重要原因。这些实证工作关注的都是改革开放到分税制改革以前的情况，但是自1992年以来的十多年间，中国不仅成功进行了分税制改革，社会经济的各个方面也发生了深刻的变化，体制变革和政府基建投资不再是经济增长的唯一重要推动力。因此，财政分权程度与经济增长的关系有待进一步考察。另一方面，80年代中国GDP平均增长

8、率为9.35%，90年代经历了治理通货膨胀和防止通货紧缩，19962000年经济增长速度虽然保持在8%左右，与80年代中期和90年代早期的高速增长相比仍然下降了4个百分点左右。因此，这样的样本区间的选取也会出现一定的偏差 Akai和Sakata（2002）指出经济高速增长早期中央政府会提供更多的具有较大外部性的公共投资，以这种样本为基础的实证检验可能导致一定的偏差，容易得出负影响的结论。本文在Zhang和Zou（1998）和Lin和Liu（2000）的基础上，将样本空间扩大到2002年来考虑改革开放以来中国财政体制的诸多变革与经济增长之间的关系。另外，考虑到经济发展水平和地理位置的差异，我们分

9、样本分析了经济发达地区和不发达地区，东部、中部和西部地区的财政分权与经济增长之间的关系。最后，我们分析了19942002年中央和地方财政支出构成与经济增长的影响。本文安排如下。我们在第2节介绍计量模型、指标和数据选取，接下来用不同的财政分权指标分析分税制改革前后财政分权与经济增长之间的关系。在第4节中，我们考察了不同经济发展水平、不同地域的地区分税制改革前后财政分权的影响，第5节进一步分析了中央和各地方支出构成对经济增长的作用，最后在第6节总结全文。2、计量模型与指标选取在本节，我们给出讨论的模型、数据的来源和相应分析。财政分权程度的度量对经验检验十分重要，因此，我们首先讨论财政分权度量指标，

10、然后给出计量模型和数据的来源。2.1 分权指标选取目前已经有很多度量财政分权的指标 Bird和Vaillancount（1998）讨论了财政分权的多种度量方法。，一般是用地方财政收支的份额来度量财政分权（Oates，1985，1993）。但是，对中国经济的研究有两个问题要注意：一是对转移支付的处理，二是预算外收支。地方政府用来自上级政府或其他政府的转移支付组织的支出是否能用于度量财政分权？财政收支份额是否能真正体现地方的分权程度？Lin和Liu（2000）在分析Zhang和Zou（1998）给出的地方财政支出份额的分权指标的基础上，采用财政收入增量中地方政府占有的份额来度量分权，在大多数包干类

11、型安排下地方的财政分权指数都为100%。这样，经济条件和财政实力差别显著的各省，如吉林、四川、江苏、广东和宁夏，都有相同的分权指数，这显然是不符合现实的。Akai和Sakata（2002）指出单一的指标并不能很好的度量复杂的财政分权，他们综合收入、支出和地方政府自治状况构造了四个分权指标，检验发现19921994和19941996美国的财政分权促进了各州的经济增长。他们还认为，不同分权指标的选取将极大地影响经验分析的结论。一般而言，分权总是和地方自治（autonomy）联系在一起，但地方真正的权力（authority）很难用指标度量，更难用单一的指标度量。结合Xie，Zou和Davoodi（1

12、999）、Davoodi和Zou（1998），他们设计了一组指标从不同角度度量财政分权的程度，区分了收入指标和支出指标的不同情形。他们认为正如Oates（1972）所言，对应性转移支付会扭曲地方政府的支出行为，对应性转移支付的授权应该属于转移支付的授予方，而一揽子或非条件性转移支付的权力应该给承担支出的那级政府。这样，当政府间转移支付都是对应性或条件性转移支付时，剔除了来自其他政府的转移支付的收入指标能够很好地刻画与其财政收入相对应的地方政府的权力配置。类似的，支出指标可以度量与财政支出相对应的地方政府的权力，当政府间转移支付都是一揽子转移支付或非条件性转移支付时，支出指标包括用来自其他政府的

13、转移支付安排的支出。这两种极端情形下所采取的指标分别相当于我国的本级收支。而在一般情形下，他们用收入指标和支出指标的平均来度量地方政府的财政权力。有意思的是，他们还引入了财政独立性指标，用地方自有收入占地方总收入的比重刻画财政分权。Xie, Zou和Davoodi（1999）对美国的分析中采用了支出指标，中央支出不包括转移支付，但地方支出包括得到的净转移。Davoodi和Zou（1998）对46个国家的分析用子级政府支出与中央政府支出之比度量分权，各级支出都扣除了政府间转移支付。Zhang和Zou（1998）采用了地方和中央预算内外本级支出之比度量分权，没有包括转移支付。中国长期以来地方政府收

14、入和支出权限不对等，这种状况在改革开放尤其是分税制改革后有所好转。1994年后中央对地方的转移支付主要有税收返还、体制补助、结算补助、专项补助、过渡期转移支付等形式，转移支付的总额较大，2001年中央补助地方支出是中央本级支出的1.04倍，其中税收返还占相当大的比重。马拴友、于红霞（2003）指出，19982001年我国税收返还占转移支付的比重平均达62.1%，各种专项拨款补助占20.1%。由此可以判断，非条件性转移支付在我国转移支付中占有绝对的优势。就转移支付的流向来说，税收返还具有基数性质，并且遵循“存量不动，增量调节”的原则，税收返还额的递增率按各省增值税和消费税平均增长率的1：0.3系

15、数确定，两税收入高的地区税收返还数额也高（一般基数也高）。2000年人均GDP超过11500元的8个地方的税收返还数额均超过了中央净补助数额，占该年该地区中央补助数额的比重都超过60%，其中广东省得到的中央税收返还数额占当年得到的中央补助数额的比重高达89.02%。2000年人均GDP低于5000元的省份的税收返还数额占该省当年中央补助的比重一般低于40%，其中宁夏仅为13.54%。对于发达地区而言，包括了这部分转移支付的地方本级财政支出应该能够较真实地度量地方真正的财政权力。近年来，随着地方税收返还增量的相对下降，地方要求调整税收返还份额的呼声越来越高，可见地方政府至少将税收返还收入看作了自

16、身authority的一部分。对于不发达地区而言，用地方本级财政支出来度量财政分权可能会出现高估的现象，尤其是像青海、宁夏等少数民族地区，中央补助的很大一部分用来弥补地方财政缺口，维持国家机构正常运转，地方本级支出并不足以反映地方的财力。另一方面，除了财政体制上的安排，中国的财政运行也有其特殊规律。某些对应性转移支付的分配缺乏科学根据，通常以配套资金比例的大小和地方官员“反映”问题的积极程度确定分配数额。分税制改革后转移支付安排的合理性得到了很大提高，但基本上还是过去格局的延续，中央补助只能增不能减，很多弥补地区差距的转移支付政策只能依靠增量解决，中央与地方之间的讨价还价还是决定中央转移支付数

17、额的重要方式。在中国的转移支付体系尚不规范、财政体制尚不完善的背景下，转移支付这种支出权力的让渡也可以看作地方政府可支配财力的增加，显示了地方的讨价还价能力和实际支出水平，是对地方事实分权程度的一种度量。结合前面谈到的税收返还因素，如果在财政支出中扣除转移支付，可能会低估部分地区尤其是发达地区的财政分权程度。在下面的分析中，我们根据是否包括转移支付，构造两种指标来度量财政分权。预算外资金收支的问题在中国比较特殊。80年代中央和地方的预算外资金急剧膨胀，预算外资金挤占预算内资金的现象比较普遍，用包括了预算外资金的总收支度量的地方财政分权程度有所提高。90年代中央多次调整预算外资金的管理制度，19

18、931995年和1996年的预算外资金收支范围分别有所调整，从1997年起，政府性基金纳入预算内管理，多次统计口径调整不仅使得数据不具有可比性，而且提升了地方预算外资金的比重，这给用总收支度量财政分权的可靠性带来了一定困难。除了预算外资金，中国近几年凸现的另一个问题是体制外收支的大幅攀升，地方的事实分权程度可能远高于用财政收支指标度量的财政分权。遗憾的是，体制外收支的数据很难估算，从这个意义上说，我们可能低估了财政分权与经济增长之间的关系。由于统计数据的不足，下面我们仅在分税制改革前和1997年以后的样本中考虑预算外收支。根据对转移支付和预算外收支的不同处理，我们设计了一组分权指标，主要分成以

19、下四类：1预算内本级政府财政收入指标（）各省预算内本级财政收入/中央预算内本级财政收入。分税制改革前由于体制等方面的原因，中央财政非常薄弱，地方挤税现象严重，用财政收入度量的分权指标容易高估，我们仅用分析分税制改革后的样本。收入指标反映了地方的税权，从这个意义上说，收入指标更好的反映了传统意义上的分权，而支出指标更能表示实际分权。2预算内本级政府财政支出指标（）各省预算内本级财政支出/中央预算内本级财政支出。该指标可以看作对事实分权的一种度量。 值得注意的是，度量的是各省本级支出相对于中央支出的大小，经济越发达的地区财政支出越多，自然分权指标就越高。Zhang和Zou（1998）也采用了相对于

20、收入规模的支出指标，结论与其他指标一致。3扣除净转移支付的财政支出指标（）（各省预算内本级财政支出净转移支付）/中央预算内本级财政支出。鉴于可能高估不发达地区的财政分权程度，可能低估发达地区的财政分权程度，我们还考虑二者的加权指标()/2。由于各省的转移支付数据较难获得， 作为分税制的重要组成部分，税收返还由于其基数性、确定性，被地方看作自有财力的一部分。如果有税收返还的具体数据，在转移支付中扣除税收返还可能是个不错的指标，但我们只有2000年各省的税收返还数据。我们仅用和考虑19952001年的样本。4预算内外总收支指标（）总收支指标对应于将上述1、2类指标中的本级收支变成总收支，分别用和表

21、示总收入指标和总支出指标。由于90年代中后期预算外收支的统计口径多次调整，我们仅用总收支指标考虑分税制改革以前和1997年以后的样本。显然，用总收支指标度量的财政分权程度高于预算内指标度量的分权程度。鉴于政府支出规模与人口数量之间可能存在正向关系，我们进一步人均化，引入相应的人均指标来度量财政分权，分别记作、和，这样一共得到12个分权指标。表1是这些分权指标的相关矩阵，其中总收支指标与其他指标的相关系数根据19972000年的数据计算而得，前三类指标之间的相关系数根据19952001年各省的数据计算而得。显然各总量指标之间、各人均化指标之间的相关性很高，总量指标与人均化指标之间的相关性较低，但

22、相关系数仍然为正。2.2 计量模型与数据按照Barro（1990）、Akai和Sakata（2002）和Zhang和Zou（1998）等的模型，我们将回归模型设为：这里我们采用了面板数据（panel data）。其中，表示变量第个地方第年的数据，、和是系数矩阵，是扰动项。是实际（人均）GDP增长率，中的变量包括劳动增长率、投资增长率和税负水平，前两个我们分别用全社会从业人员增长率和全社会固定资产投资增长率度量，记做和。税负水平用广义宏观税负，我们用预算内财政收入占GDP的比重表示，是国家税负，是各省税负，分别用全国和各省财政收入占全国和该省GDP的比重表示，是中央税负，用中央财政收入占全国GD

23、P的比重表示。表1：各分权指标的相关系数矩阵1.00000.95461.00000.97840.96581.00000.97380.99280.98991.00000.44200.31830.41490.36561.00000.32580.22830.31640.27090.96951.00000.45060.34450.44230.39260.99170.97501.00000.38510.28310.37620.32850.98580.99480.99261.00000.96210.95190.95190.95950.33790.22900.36110.29070.93080.97550.

24、94910.97090.26770.17840.30580.23770.43600.33490.40980.37280.98780.96100.98200.97550.35660.27440.34790.31120.97450.98990.98160.9911控制变量包括、和系数等。和进出口刻画开放程度，分别用的对数增长率、人民币度量的进出口占GDP的比重来度量。由于进出口口径的调整（分为外贸进出口和海关进出口），对于分税制改革后的样本我们无法找到口径一致的数据，故仅用检验1994年以前的样本。是通货膨胀率，我们用商品零售价格指数通涨率表示。刻画不平等程度的系数我们采用林伯强（2003）计算的

25、数据，1985、1990、1995、2000年全国的系数分别为0.23、0.29、0.33、0.35。以上数据除系数外，均取自中国统计年鉴相应各年、各省、自治区、直辖市统计年鉴相应各年（其中河北省为河北经济统计年鉴）、中国财政年鉴相应各年、新中国50年统计资料汇编、新中国50年财政统计、中国财政统计（19501991）等。是虚拟变量，我们在第3节有更详细的描述。需要说明的是，湖北省年以后全社会从业人员总数根据人口普查和人口变动调查资料进行了调整，但1989年以前的数据未经调整，这导致1990年从业人员总数比1989年增加600万，增幅是其他年份的10多倍，在此我们用未经调整的1990年数据计算

26、湖北省1990年的劳动增长率。由于行政区划的调整，1997年重庆从四川分离，成立直辖市，为了保证一致性，我们将重庆和四川合并。1997年前的数据取自四川统计年鉴等，1997年后的数据由重庆市和四川省的相应数据计算而得。 简单的数据分析不难发现，行政区划调整前后重庆的财政收支、全社会固定资产投资、全社会从业人员等指标并没有发生跳越性变化。合并后的（人均）GDP实际增长速度等于两个地方（人均）实际GDP加总的增长速度，财政收支、转移支付、外商直接投资总额、进出口总额、GDP等直接由两个地方的相应数据相加，并按照上面的方法计算分权指标和各控制变量。物价指数的计算较为复杂，我们用两个地方物价指数的平均

27、值来代替。类似Zhang和Zou（1998），我们的面板数据不包括港澳台地区，并删除了西藏和海南，这样一共有28个地方的数据。下面我们将进行具体的回归分析。3、实证结论：各省经济增长与财政分权中国自1978年以来的改革基本上都是围绕着中央与地方的关系调整，对19782002年中央和地方财政收支数据的分析可以看出，尽管分税制改革在一定程度上集中了财力，但地方政府的支出份额仍然超过60%，再加上地方预算外、体制外收入高居不下，地方分权的程度仍然相对较高。那么，中央地方分权对各省的经济有没有促进作用呢？下面我们用各省财政收支与中央财政收支的比度量中央省分权，考虑28个大陆省份分税制改革前后的财政分权

28、与经济增长的关系。考虑到分税制改革的影响，我们引入虚拟变量，并将改革前后分成两个子样本加以分析。由于分税制改革确定中央和地方的分成比例以1993年为基数，方案公布后各省突击征税，1993年年底各地税收收入大幅度增长，全年地方财政收入比上年增加35.45%，比1991、1992年的增幅多20多个百分点。这使得我们计算的中央宏观税负和地方宏观税负失真，在此我们删除1993年的财政收支样本。2002年中央实行新的所得税收入分享改革，地方上交中央税收中新增了上交中央所得税，中央税负和地方税负改变较大，我们加入虚拟变量来刻画此次税制改革的影响。我们首先采用多种分权指标分析19952001年样本（总收支指

29、标对应19972000年样本）。结果显示，无论人均指标还是总量指标，无论预算内指标还是预算外指标，也无论是否扣除转移支付，经济增长与财政分权之间的系数显著正。 我们也参照Akai和Sakata（2002）引入财政依存度AI刻画地方的财政独立性，AI各省预算内本级财政收入/（各省预算内本级财政收入中央补助）。值得注意的是，与他们一样，用AI度量的19952001年财政分权指标与经济增长之间的关系显著负。这可能说明分权指标选取对经验分析结论的重要性，也可能是因为我国转移支付体系的合理性和科学性尚有待提高。表2是用相应人均指标回归的结果。当采用回归时，检验拒绝没有组别效应（group effects

30、），而Hausman检验值为负，无法判断固定效应（fixed effects）和随机效应（random effects）。两种方法下财政分权的系数均在1%的水平下显著正，其他变量也没有显著变化，我们在第（3）列中列出采用随机效应回归的结果。用其他各项财政分权指标进行回归的Hausman检验均在10%的显著性水平下不能拒绝随机效应，我们采用随机效应回归，财政分权的系数在1%的水平下显著正，投资增长率的系数显著正，地方税负的系数显著负，中央税负的系数不显著异于0。我们引入、通货膨胀率进行稳健性检验，财政分权的系数仍然在1%的水平下显著正。对于分税制改革前的样本，Zhang 和 Zou（1998）曾

31、经用预算内支出、预算外支出和总支出指标度量了19861992年各省的财政分权程度，他们也发现三种不同指标度量的显著性不改变。由此可以认为，我们从各个角度出发设计的财政分权指标具有一致性，财政分权与经济增长之间的关系不会因为对财政分权的不同度量而改变。在后面的分析中，我们仅给出预算内指标度量的财政分权与经济增长之间的回归结果。在19862002全样本和19861992、19942002两个分时期子样本中，检验都在1%的显著性水平下拒绝没有组别效应，因此我们不能用简单的PLS进行估计。表3给出了分税制改革前样本的回归结果。在（1）（4）中， Hausman检验在1%的显著性水平下拒绝零假设，我们接

32、受固定效应，采用LSDV进行回归。同时，在不包括投资增长率、并用财政支出比重度量分权的回归模型中，相应的White检验在1%的显著性水平下不能拒绝零假设，我们加入GLS，得到列（1）的结果。显然，无论采用财政支出比重还是人均财政支出比重来度量分权程度，财政分权的系数均在1%的显著性水平下显著为负，（1）（3）列中央税负和地方税负在5%的水平下显著负。稳健性检验中财政分权系数仍然在1%的水平下显著负。如果我们采用投资增长率和人均财政支出比重作为解释变量，Hausman检验在10%的水平下不能拒绝零假设，我们用随机效应进行回归，得到了（5）的结果。此时，人均财政分权的系数仍然为负，但在10%的水平

33、下不显著异于0。中央税负、地方税负的系数均在10%的水平下不显著异于0，稳健性检验支持相应的结论。表2：各省经济增长与财政分权（19952001） 本文以下各表均没有列出固定效应和随机效应的具体值，括号中是统计量。（1）（2）（3）（4）（5）（6）（常数）0.0990（11.5389）0.1009(12.0536)0.0998(11.7790)0.1072(12.9329)0.0968(8.0752)0.1061(9.5428)（中央税负）-0.0515（-0.4219）0.0182（0.1486）-0.0118（-0.0967）-0.0400（-0.3401）0.0632（0.3448）-

34、0.0168（-0.1000）（地方税负）-0.5170（-4.0910）-0.5859（-4.9936）-0.5632（-4.5763）-0.6412（-5.2447）-0.5462（-4.8887）-0.6019（-6.1607）（投资）0.0715（5.2672）0.0741（5.4674）0.0727（5.3633）0.0763（5.6404）0.0351（2.1221）0.0423（2.6240）0.0051（5.2630）0.0069（6.4665）0.0061（5.8650）0.0111（6.5833）0.0043（6.1843）0.0076（7.8391）0.0033(1.06

35、82)0.0039(1.2495)0.0035 (1.1398）0.0038（1.2453）0.0038（1.0666）0.0031（0.8876）（通货膨胀）0.0331(1.4985)0.0373(1.6959)0.0345(1.5665)0.0348（1.5909）0.1160（1.5575）0.1055（1.4722）观察值196196196196112112调整0.61260.59740.60590.60270.53590.50881.57051.54561.55561.57301.71151.5618表4是分税制改革后样本的回归结果。在分别采用劳动增长率、投资增长率和两种支出分权指

36、标作为解释变量的情况下，Hausman检验均在10%的显著性水平下不能拒绝零假设，我们采用随机效应进行回归。显然，虚拟变量显著正。在（1）（3）中，劳动增长率系数为正，但在10%的水平下不显著异于0。中国一直存在体制内隐性失业，国有企业冗员严重，90年代后期国家开始了国有企业深化改革和政府机构改革，下岗职工人数较多，但统计口径上不一致，不少地方的就业人员中仍然包括离岗职工。在改革深化的时期，劳动增长率不是一个很好的度量经济增长的指标。、显著负，但稳健性检验中如果引入通货膨胀，中央和地方税负的系数仍然为负，但不显著异于0。的系数在5%的水平下显著，通货膨胀的系数在1%的水平下显著为正。如果我们采

37、用投资增长率作为解释变量，、的系数仍然为负，列（5）中、均不显著，列（6）中不显著。与分税制改革表3：分税制改革前各省经济增长与中央地方财政分权（19861992）（1）GLS（2）（3）（4）（5）（常数）0.0508(3.1930)（中央税负）-1.5026(-6.8506)-1.8096(-5.3462)-1.3988(-3.6842)-0.4215(-1.5064)0.1751(0.6981)（地方税负）-0.2930(-3.3422)-0.4532(-3.3779)-0.4348(-2.9340)-0.2321(-2.3318)-0.1188(-1.5779)（劳动）0.5297(2

38、.4710)0.7240(2.3678)0.6322(2.1623)（投资）0.1513(9.4724)0.1714(10.3785)-1.6408(-5.3581)-1.3074(-4.1206)-0.0755(-5.5850)-0.0827(-5.6760)-0.0037(-1.5981)（进出口）0.1218(2.5588)0.0902(2.9904)0.0473(3.7033)0.0098(3.6707)0.0039(1.7431)0.0033(1.4789)（通货膨胀）0.0534(1.1869)0.1153(3.3535)0.1291(3.4199)观察值1961961841841

39、84调整0.20720.21480.26550.52530.5106DW1.60241.72541.81392.04201.9405前不同，19942002年样本的回归结果显示，财政分权的系数显著为正，（1）中在5%的水平下显著正，（2）（6）回归中的分权指标均在1%的水平下显著正。与80年代中后期的“过度分权”状况相比，分税制改革规范了中央和地方的征税范围和权力，理顺了中央、地方政府支出权责，一定程度上规范了地方分权状况，财政分权的积极效应得以发挥。我们进一步将分税制改革前后的样本综合起来，考虑19862002年（删除1993样本）各省经济增长和中央地方财政分权之间的关系。为了刻画分税制改革

40、效应，我们加入虚拟变量，并用总指标和人均指标分别加以回归。在包括劳动增长率为解释变量的回归中，Hausman检验对19862002样本在5%的水平下接受随机效应，对19862001样本在5%的水平下接受固定效应，我们用相应的方法得到表5列（1）（4）中的结果。无论采用总指标还是人均指标，19862002样本中财政分权指标的系数显著为正，分税制改革虚拟变量的系数在1%的水平下显著正，而劳动增长率的系数不显著异于0。19862001样本我们采用加权LSDV，发现劳动增长率的系数显著正，列（1）中采用总指标的的系数在1%的水平下显著负，列（2）中采用人均指标的的系数负、但在10%的水平下表4：分税制

41、改革后各省经济增长与中央地方财政分权（19942002）（1）（2）（3）（4）（5）（6）（常数）0.1444(14.0368)0.1497(16.8487)0.1489(16.9140)0.1087(11.1907)0.0894(9.2395)0.1018(11.7947)（中央税负）-0.5214(-3.8868)-0.3505(-2.4223)-0.3780(-2.6401)-0.3602(-3.1463)-0.1711(-1.4984)-0.0872(-0.7153)（地方税负）-0.2963(-2.6052)-0.6229(-4.2777)-0.5717(-3.9078)-0.18

42、98(-1.8317)-0.0742(-0.7809)-0.3385(-2.7019)（劳动）0.0629(1.1765)0.0788(1.4848)0.0620(1.1811)（投资）0.1007(9.6876)0.0745(6.6776)0.0755(6.7361)0.1404(2.6742)0.1674(3.3634)0.1685(3.9058)0.0049(3.9480)0.0046(3.6206)0.0041(3.8523)0.0205(3.6319)0.0177(3.1186)0.0167(2.9878)0.0135(2.8702)0.0112(2.4777)0.0103（2.23

43、90）0.0101(2.9332)0.0042(1.4181)0.0031(1.0611)0.0027（0.9444）（通货膨胀）0.0847(5.2413)0.0764（4.6829）观察值252252252252252252调整0.41080.41640.43760.60010.64060.6416不显著异于0，二者的系数仍然在1%的水平下显著正。如果用加权LSDV对19862002样本回归，我们也得到类似的结果，分权指标的系数在10%的水平下不显著异于0。在相应的稳健性检验中，财政分权指标的系数同样不显著异于0或者显著正，的系数显著正，系数为正，通货膨胀的系数显著正。如果用投资增长率作为

44、解释变量，Hausman检验对以人均指标进行回归的模型在10%的显著性水平下不能拒绝随机效应，对以总指标进行回归的19862001样本在1%的水平下拒绝随机效应，但对19862002样本仅在10%的水平下拒绝随机效应，在5%的水平下不能拒绝。我们对人均指标采用随机效应回归，发现在1%的显著性水平下，财政分权指标的系数为正，的系数正，投资增长率系数正，但中央税负的系数在10%的水平下不显著异于0，的系数不显著。列（5）、（7）、（8）中我们用加权LSDV回归，发现财政分权的系数为负，但在10%的水平下不显著异于0。如果对19862002年的总指标样本采用随机效应，的系数在1%的水平下显著正，、不

45、显著。相应的稳健性检验也得到同样的结果。总的来说，在包括了分税制改革前后时期的样本中，财政分权指标的系数不再显著为负，这说明分税制改革一定程度上规范了中央和地方的财政关系，财政分权的积极效应得以发挥。我们也可以将虚拟变量加在财政分权指标前，直接考虑分税制改革前后财政分权指标系数的差异，回归方程形式为：不难发现，直接考虑分税制改革前后财政分权系数差异的方程回归结果和表3、表4的结论基本一致。如果用劳动增长率作为解释变量，对19862001样本和19862002总指标样本采用加权LSDV回归后得到在1%的显著性水平下，财政分权指标的系数为负，加入虚拟变量的财政分权指标的系数为正，二者和仍然为负，其他解释变量也显著。19862002人均指标样本采用随机效应回归的结果显示，劳动增长率的系数不显著异于0，的系数为负、在10%的水平下不显著，的系数显著正，二者和也为正。如果用投资增长率作为解释变量，无论对19862001还是19862002样本，分别用两种方法回归的结果基本一致。的系数为负、2001样本在5%、2002样本在1%的水平表5：各省经济增长与中央地方财政分权（19862002）19862001198620021986200119862