财政有关硕士论文范文,与中国财政分权与经济增长的“反常”关系相关增值税筹划论文

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摘 要：本文对1982―2004年中国财政分权与经济增长之间的关系进行了实证研究.分段研究结果表明, 1982―1993年二者的关系基本上可以证明是负相关的；1994―2004年二者的关系尚不明晰.整个样本时段内,中国财政分权与经济增长的关系处于“反常”的“U型”关系.这与大多数学者的研究观点相悖,且也背离了普遍认同的“财政分权边际效用递减”的规律.

关 键 词 ：财政分权；经济增长；“反常”关系；最优财政分权度

中图分类号：F810．4文献标识码：A文章编号：1000-176X（2008）05-0084-06

一、问题的提出

关于财政分权理论,西方学者历来有很丰富的研究.西方传统的财政分权理论（又可称为财政联邦主义理论或联邦主义的经济理论）主要是从经济学角度,以新古典经济学的规范理论作为分析框架,兼顾政府职能如何在不同政府级次间进行合理配置,以及相应的财政工具如何分配的问题.西方学者普遍认为,不同的经济发展水平对财政分权与经济增长间关系具有不同的影响.在发达国家,地方政府提供的公共产品比中央政府提供的公共产品的收入弹性高,财政分权成为经济增长的一种需求；而在发展中国家,财政分权与经济增长的关系并不清晰.Bahl和Linn等在理论上论证了发展中国家由于存在经济稳定等问题而比发达国家更需要集权[1].Davoodi和Zou以46个国家为样本进行研究得出了类似的结论：平均而言,发达国家比发展中国家的财政分权程度高,财政分权所导致的人均GDP增长率在发达国家和发展中国家分别为2%与1．6%[2].

中国财政分权与经济增长的“反常”关系参考属性评定

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随着中国经济逐渐趋于国际化,国内外学者对中国财政分权与经济增长间关系的研究也逐渐增多,并且研究结论不尽相同.王绍光从宏观经济稳定和发展的角度研究发现,过度的财政分权会威胁到宏观经济的稳定[3].Jin等以地方分成比例作为中国财政分权的衡量标准,发现中国财政包干制度缩小了各地区的经济发展差距[4].Wong等对中国地方政府的预算外资金问题进行的研究认为,不充分的中央与地方政府关系的改革导致了地方政府追求更多的预算外资金[5].Ma以平均留成比例来衡量财政分权,研究发现,财政分权促进了中国经济增长[6].Zhang和Zou的研究发现,中国的财政分权与经济增长之间呈负相关关系[7].Lin和Liu以边际留成比例来衡量财政分权,结果表明,财政分权对中国经济增长具有积极作用[8].胡书东以省级人均财政支出占全国人均财政支出的比值来衡量财政分权,研究结果认为,一般的财政分权程度与GDP增长率之间不存在明显的正相关关系,而财政支出内部的经济建设支出的分权程度与国民经济绩效呈显著正相关[9].乔宝云以人均省级财政支出占人均总财政支出的比例来衡量财政分权,以地方财政资源相对比重与完全均等比重之间的距离来衡量财政资源分配不均等,同时考虑了实际税率、相对财富、预算外资金对一般预算资金的比以及劳动力增长率与资本投资增长率等解释变量.最后认为,财政分权促进了中国的经济增长,同时又加剧了财政资源分配的不均等[10].

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可以看出,国内外学者对于中国财政分权与经济增长之间的关系,没有统一的定论.这主要是由各种研究中所用指标的差异和样本数据时间段的差异导致的.本文试图在综合已有研究所用指标变量的基础上,结合更长时间段的样本数据,对中国财政分权与经济增长之间的关系进行更新的研究.

二、指标选取

从目前国内外学者的研究习惯来看,财政分权指标一般是用地方政府财政收入（支出）与全国财政收入（支出）的比重或者与中央政府的财政收入（支出）的比例来度量.比如,Phillps 和 Woller[11]和Davoodi 和 Zou[2]都用地方政府支出占总支出的比来衡量财政分权；Zhang和Zou在研究中国的财政分权与经济增长关系时,还区分了预算内和预算外收入或者支出的区别,他们用地方财政支出与中央财政支出的比来衡量财政分权[7]；Akai和Sakata认为财政分权是不能用某一个单一的指标就可以衡量的[12]；马骏[6]用省级政府在预算收入中保留的平均份额来代表财政分权程度；林毅夫用边际分成率――省级政府从财政收入增加额中所提留的比例,来衡量财政分权的程度[13]；Qian和Weingast提出了三个衡量财政分权的指标：第一个是地方政府人均财政支出与中央政府人均财政支出的比率；第二个是地方政府所监管的国有企业的工业产出占整个地方所有国有企业总工业产出的比率；第三个指标是基于黄佩华等[14]所构造的一个衡量省政府“官僚机构整合”的指数[4].

尽管以前的文献从各个不同角度提出了很多衡量财政分权的指标,但是,很少有哪一个指标能比较好地衡量中国的财政分权.研究中国的财政分权必须要考虑下面几个问题：第一,对转移支付的处理；第二,对预算外资金和体制外资金的处理；第三,选择从收入角度考虑还是从支出角度考虑分权指标；第四,数据的连贯性等.

本文在财政分权指标的选取上,充分考虑预算外资金、转移支付和收支差别等因素,首先对预算内收支作价格调整,其次对调整后的预算内收入和支出两者取大,最后把预算外收支和取大后的预算内收支糅合起来,构造财政分权指标如下：

财政分权等于（Max{地方预算内支出,地方预算内收入}+地方预算外收入）/全国预算内外总支出

需要说明的是：第一,Max{地方预算内支出,地方预算内收入}表示对地方预算内支出和地方预算内收入两者取大.其中的地方预算内收支是经过价格调整的；第二,指标中选择了“地方预算外收入”而没选择“地方预算外支出”是因为,预算外收入是地方政府能够完全支配的资金,其收入应该合理反映了其财权的大小；第三,分母选用“全国预算内外总支出”而不是总收入是因为,内外总收入并不能真正反映国家的财政能力,因为很多情况下都存在财政赤字,所以用“全国预算内外总支出”能更准确地反映国家的财权.这里,全国预算内外总支出等于全国预算内支出+全国预算外收入.

三、实证分析与结果

1．格兰杰因果关系检验

本文先采用格兰杰（Granger）因果关系检验的方法,对1982―2004年中国财政分权（DC）与经济增长率之间的因果关系进行检验.数据来自于《中国统计年鉴2006》和《中国财政年鉴2005》.首先对数据进行了对数化处理,其次根据AIC准则来确定最优的滞后阶数m,最后直接用Eviews给出因果关系检验结果（见表1）.

格兰杰因果检验结果表明,1982―2004年,中国的经济增长是财政分权的原因（在10%的显著水平上显著）,也就是说财政分权是内生于经济增长的,即中国改革开放后经济转轨并不主要是由于财政分权带动了经济增长,相反,财政分权和集权是内生于经济增长的路径和体制转轨的需要.为了考察分税制改革对这种关系的影响,将样本分为1982―1993年和1994―2004年,结果发现：在1982―1993年期间,财政分权与经济增长之间没有明显的因果关系；在1994―2004年期间,即分税制改革后,经济增长仍是财政分权的格兰杰成因,并且显著性提高了（在5%的显著水平上显著）.这说明,经过财政包干制到分税制的财政体制改革之后,中国的财政分权仍是经济增长带动下的客观需求.

2．线性关系检验

（1）模型构建.有些学者在研究财政分权与经济增长之间关系时,选用了Barro模型和索洛模型.本文遵循新古典主义的传统,使用资本增长和劳动力增长作为经济增长的解释变量,然后再加入财政分权指标,最后用这些变量构成财政分权与中国经济增长的线性方程.

用固定资本投资增长率（Inv）代表资本增长,用就业人数的增长率（Labor）代表劳动力增长.经过整理和计算,表2给出了各变量的数值,表3给出了所有变量的定义.其中,国内生产总值增长率GRW是历年官方统计数据,劳动力增长率是根据来自于2006年中国统计年鉴的劳动就业人数计算出来的.通货膨胀率（Inf）,经济开放程度（Open）和平均税率（Tax）都是根据相关数据计算所得.

财政分权与经济增长之间关系的线性估计方程可以表达为：

一,研究1982―2004年财政分权对经济增长的作用.考虑到1994年的分税制改革,本文引入虚拟变量Dum94,估计结果列在表4的第（1）列：财政分权DC的系数是负的,而且在5%的显著性水平上显著,这说明改革开放以来,财政分权对经济增长起消极的作用.但是,Dum94的系数是正的,而且在5%的显著性水平上显著,这说明财政分权对经济增长的作用在1994年分税制改革后发生了明显的变化.

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第二,研究1982―1993年的财政分权对经济增长的作用.估计结果列在表4的第（2）列：财政分权对经济增长有显著的负的作用,在5%的显著性水平上显著.这与Ma[6]、林毅夫[13]的研究结论相反,与Zhang和Zou[7]、张晏等[16]的研究结论一致.

第三,研究1994―2004年的财政分权对经济增长的作用.估计结果列在表4的第（3）列：财政分权对经济增长的作用并不显著.

除了第三个方程（1994―2004年）,其他两个方程的调整R2基本上都在80%以上,而且D．W值基本上都在2附近,可以认为没有自相关性.进一步地,我们引入税收（Tax）、通货膨胀率（Inf）和经济开放度（Open）三个变量,检验上面结果的稳健性,相应估计结果列在表4的第（4）、第（5）、第（6）列.1982―2004年和1982―1993年的估计结果很稳健.1994―2004年的估计结果不显著,调整R2的值较小,D．W值远离2,而且在进行稳健性检验时DC的系数变为负数,因此,1994―2004年分税制改革与经济增长的关系需要更深入的研究.

从上面财政分权与中国经济增长之间关系的实证检验结果来看,自改革开放以来的财政分权对经济增长总体上是起负面作用的.分税制改革前的财政包干制造成的“两个比重”下降、“两个比重”是指：中央政府收入在整个预算收入中的比重和整个预算收入在国民生产总值中的比重.随地方分权,国家财政收入占国内生产总值的比重由1979年的28．4%,下降到1993年的12．6%；中央财政收入占全国财政收入的比重由1979年的46．8%下滑到1993年的31．6%.地区封锁和重复建设等弊端的作用最终还是抵消了它对经济的积极作用.尽管如此,本文并不想仅仅凭这样一个统计上的结果就完全否定财政包干制在中国经济中的贡献.1994年分税制改革,虽然规范了中央和地方政府的征税范围和权利,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,但其与经济增长的关系并不明确.

3．非线性关系检验

财政分权会促进经济增长,但是,如果其他条件不变,财政分权未必能够持续促进经济增长.再者,财政分权必然有其适度性,如果一味地分权就能持续促进经济增长的话,那么,中央级政府便从经济上失去了存在的必要,而这是不可能的.因此,在财政分权达到某个程度之前,继续分权对经济增长会有促进作用；而当财政分权超过某个程度后还一味地分权必然会阻碍经济的增长；或者是正好相反,先有阻碍作用,后有促进作用.因此,本文假设财政分权与经济增长之间不是一种简单的线性关系.进一步地,在方程（1）中引入财政分权DC的平方项DC2来检验中国财政分权与经济增长之间的非线性关系.

非线性估计方程表达式为：

这里的样本期为1982―2004年,数据仍来自表2.加入的虚拟变量Dum94后,对方程（2）进行估计,结果发现财政分权（DC）与中国经济增长之间在5%的水平上存在显著的非线性关系；而且虚拟变量Dum94在10%的显著水平上显著,这说明分税制改革对这种非线性关系造成了显著影响,估计结果见表5第（1）列.经过对1982―1993年和1994―2004年两个分段样本的非线性关系检验,结果显示分权指标（DC）与经济增长在两个分段样本中均不存在非线性关系,表5中未予列出.进一步地,引入通货膨胀率（Inf）、经济开放度（Open）和税率（Tax）检验上述结果的稳健性,结果DC2系数的显著性稍有下降但不影响稳健性,估计结果见表5第（2）列.1994―2004年的样本仍未显示出任何有价值的统计结果,因此需要结合其他指标和模型进行专门研究.

四、结 论

从表5不难看出,方程（2）中DC的系数为负值,而DC2的系数为正值.这说明中国财政分权与经济增长的非线性曲线是呈“U型”,而非“倒U型”.这种财政分权与经济增长之间的关系是“反常”的,这并不符合当今世界财政分权与经济增长的一般规律.

正常来讲,财政分权对经济增长的促进作用是边际递减的,首先就意味着在分权改革的初期,财政分权对经济增长的促进作用比较大,而且也较为明显；而当财政分权达到一定程度而成为社会经济生活中的一种常态时,进一步财政分权对经济增长的积极作用可能就不那么明显了,有时甚至还有可能成为阻碍经济增长的一个因素.“财政分权与经济增长之间存在正相关关系”的命题,在对分权程度相对较高的发达国家的研究中都没有得到验证,而只在部分分权程度相对较低的发展中国家得到验证.这在很大程度上正好证明了财政分权对经济增长的积极作用是边际递减的.

在财政分

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