中國式財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長——基于全國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

宋心璐（武漢大學(xué)社會(huì)保障研究中心，湖北武漢430072）

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中國式財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長——基于全國省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

宋心璐
（武漢大學(xué)社會(huì)保障研究中心，湖北武漢430072）

［摘要］文章通過分析我國1994－2013年的財(cái)政分權(quán)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，并引入勞動(dòng)力資源及人均投資量作為控制變量，構(gòu)建多元線性回歸模型，考察了我國財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。分析結(jié)果表明，我國省級(jí)財(cái)政分權(quán)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用并不一致，且影響較??；同時(shí)存在東中西部的地區(qū)分化現(xiàn)象，東部地區(qū)財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響存在負(fù)面影響，而中西部地區(qū)為正面影響。

［關(guān)鍵詞］財(cái)政分權(quán)；經(jīng)濟(jì)增長；省級(jí)面板數(shù)據(jù)

一、引言

財(cái)政分權(quán)是指給予地方政府一定的稅收權(quán)力和支出責(zé)任范圍［1］，并允許其自主決定預(yù)算支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)，使處于基層的地方政府能自由選擇其所需要的政策類型，并積極參與社會(huì)管理，其結(jié)果便是使地方政府能夠提供更多更好的服務(wù)。自20世紀(jì)80年代開始，世界范圍內(nèi)的財(cái)政分權(quán)改革浪潮便席卷各個(gè)國家，無論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，是聯(lián)邦制國家還是單一制國家，向地方政府轉(zhuǎn)移資金、責(zé)任和權(quán)利的趨勢(shì)越來越明顯［2］。

從某種意義上講，我國的財(cái)政分權(quán)與世界上其他國家的財(cái)政分權(quán)確實(shí)存在一些共通之處，但同時(shí)在原動(dòng)力、法律基礎(chǔ)、制度環(huán)境以及分權(quán)的形式和內(nèi)容上都有自身獨(dú)特之處。我國自1949年新中國成立以來，稅收制度便經(jīng)歷了多次大刀闊斧的改革和細(xì)致微小的調(diào)整。其發(fā)展主要可分為三個(gè)時(shí)期：第一個(gè)時(shí)期是1949年至1957年，國民經(jīng)濟(jì)恢復(fù)和社會(huì)主義改造階段，新中國稅制在這一時(shí)期逐步建立；第二個(gè)時(shí)期是1958年至1978年黨的十一屆三中全會(huì)召開以前，這是我國稅制的曲折發(fā)展階段；第三個(gè)時(shí)期是1978年改革開放至今，這是我國稅制改革最深入，也是最為重要的時(shí)期［3］。在這三個(gè)時(shí)期中，我國進(jìn)行了五次較為重大的稅制改革，分別是：1950年新稅制建立、1958年簡化工商稅制改革、1973年“文化大革命”背景下的簡化稅制改革、1984年國營企業(yè)“利改稅”改革以及1994年的以“分稅制”為重點(diǎn)的全面稅制改革。

實(shí)際上，在1994年的稅制改革提出了“統(tǒng)一稅法、公平稅負(fù)、簡化稅制、合理分權(quán)”的指導(dǎo)思想以后，我國依然在不斷地對(duì)稅收制度進(jìn)行調(diào)整。1994年的改革主要著眼于對(duì)財(cái)政收入的規(guī)范，而1998年則開始了以“稅費(fèi)改革”為主旨的財(cái)政支出政策調(diào)整，從而使我國公共財(cái)政體制框架更為完整；2003年，中共十六屆三中全會(huì)通過了《中共中央關(guān)于完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制若干問題的決定》，其中提出了進(jìn)一步完善公共財(cái)政體制的戰(zhàn)略目標(biāo)，以此為契機(jī)，我國的稅制改革又開始了完善公共財(cái)政體制的一系列調(diào)整［4］。

本文所關(guān)注的重點(diǎn)就在于第五次全面稅制改革以后，我國財(cái)政分稅制度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。與西方發(fā)達(dá)國家早早開始的分稅制改革不同，我國以及同處東亞地區(qū)的其他國家財(cái)政分權(quán)進(jìn)程起步較晚，但發(fā)展速度很快。許多東亞國家的財(cái)政分權(quán)水平已直逼美國等發(fā)達(dá)國家，在改革方式上，也趨于多樣化。

但是是不是采取了財(cái)政分權(quán)制度所帶來的經(jīng)濟(jì)結(jié)果都是積極有效的呢？很顯然，就現(xiàn)有的各國改革經(jīng)驗(yàn)來看，并沒有一致的結(jié)論。印度尼西亞與菲律賓在財(cái)政分權(quán)政策上取得了初步成效，改革進(jìn)行得相對(duì)順利，但與此同時(shí)，有些國家在開展財(cái)政分權(quán)改革后則出現(xiàn)了政府巨額赤字、宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等負(fù)面影響。

毫無疑問，我國在改革開放以來，保持了幾十年的經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長，經(jīng)濟(jì)總量已躍居世界第二。但是財(cái)政分權(quán)改革在我國的經(jīng)濟(jì)增長中到底有無貢獻(xiàn)？各個(gè)省份和地區(qū)的財(cái)政分權(quán)水平對(duì)各自的經(jīng)濟(jì)增長又產(chǎn)生了多大的影響？本文就力圖對(duì)這些問題進(jìn)行研究。

二、文獻(xiàn)回顧

自Tiebout在1956年提出“用腳投票”模型，從而成為財(cái)政聯(lián)邦主義形成的重要標(biāo)志以來［5］，財(cái)政分權(quán)理論就得到了迅速發(fā)展。此后，其與Musgrave、Oates提出的財(cái)政分權(quán)思想一道，構(gòu)成了第一代財(cái)政分權(quán)理論的主要內(nèi)核。Tiebout認(rèn)為在公共產(chǎn)品供給滿足完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)條件下，按照市場(chǎng)供需法則，居民會(huì)采用“用腳投票”的方式來影響公共產(chǎn)品的供給效率。Oates在Tiebout模型的基礎(chǔ)上，提出了奧茨分權(quán)定理，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)可以硬化地方政府的財(cái)政約束，激勵(lì)地方政府提高行為效率，從而完善公共產(chǎn)品的供給［6］。Musgrave則從財(cái)政的三大職能出發(fā)，分析了中央和地方政府存在的合理性和必要性，他認(rèn)為雖然地方政府在宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定和收入分配職能上也許不及中央政府，但是資源配置政策因?yàn)楦鞯鼐用竦钠貌煌兴顒e而使得地方政府比中央政府更適合［7］。

第二代財(cái)政分權(quán)理論主要是由錢穎一、weingast等學(xué)者提出的，亦被稱為市場(chǎng)維護(hù)型的財(cái)政聯(lián)邦主義（market－preserving federalism，MPF）［8］。他們的理論認(rèn)為第一代分權(quán)理論只闡述了分權(quán)意義而沒有打開政府內(nèi)部“黑箱”，所以應(yīng)該進(jìn)一步研究政府財(cái)政分權(quán)的運(yùn)行機(jī)制，即研究如何能夠進(jìn)行合理的制度設(shè)計(jì)，從而使得政府能夠提高分權(quán)效率的問題。國內(nèi)對(duì)于財(cái)政分權(quán)的理論研究亦追從上述觀點(diǎn)，認(rèn)為向地方政府放權(quán)能為今后各項(xiàng)改革提供更為廣闊的空間，對(duì)整體經(jīng)濟(jì)改革起到了“鋪路搭橋”的作用。但是也存在一些學(xué)者質(zhì)疑我國財(cái)政分權(quán)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，如陳抗等人就認(rèn)為中央與地方政府之間分配財(cái)政資源的不同方式會(huì)引起地方政府的利益機(jī)制和行為的重大變化，中國在90年代中期伴隨分稅制而來的財(cái)政集權(quán)將加劇地方政府從“援助之手”到“攫取之手”的行為轉(zhuǎn)變［9］。

理論的假設(shè)往往需要實(shí)證的檢驗(yàn)，國內(nèi)外對(duì)于中國財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證研究較為豐富，在本文的文獻(xiàn)回顧中，我們主要關(guān)注國內(nèi)學(xué)者對(duì)于此問題的研究。國內(nèi)學(xué)者對(duì)于這個(gè)問題并沒有統(tǒng)一的觀點(diǎn)，其研究結(jié)果可大致劃分為三種觀點(diǎn)：一是我國財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在正面促進(jìn)作用；二是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面作用；三是對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用不可一概而論，其結(jié)果會(huì)隨時(shí)間以及條件的改變而不同［10］。

張濤、鄒恒甫在1997年發(fā)表了第一篇有關(guān)于中國財(cái)政分權(quán)體制有利于經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析論文［11］。喬寶云則以1985－1998年的數(shù)據(jù)得到了同樣的正向結(jié)論。此后，更多學(xué)者用更時(shí)效的數(shù)據(jù)以及方法得到了中國財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長確實(shí)起到正向作用的結(jié)論［12－15］。

但是，仍有不少學(xué)者認(rèn)為我國財(cái)政分權(quán)制度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面效應(yīng)或沒有顯著影響。李文星、艾春榮、徐長生利用1979－2004年中國省際面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在分稅制實(shí)施前，財(cái)政分權(quán)阻礙了經(jīng)濟(jì)增長，但在全樣本期，財(cái)政分權(quán)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長并沒有顯著的影響［16］。殷德生的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)中國財(cái)政分權(quán)水平既并未能有效地促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，又加劇了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差異程度［17］。

另有一部分學(xué)者指出，我國財(cái)政分權(quán)制度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用受到數(shù)據(jù)、檢驗(yàn)方法以及地區(qū)差異的影響，因而不能一概而論。張晏、龔六堂實(shí)證檢驗(yàn)了中國1986－2002年財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)我國的財(cái)政分權(quán)效應(yīng)存在顯著的跨時(shí)差異和地區(qū)差異［18］。李國璋、劉津汝運(yùn)用1996－2007年我國分省面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果顯示由于各地區(qū)在資源稟賦、政策環(huán)境等方面的差異，在同一個(gè)激勵(lì)框架之下，財(cái)政分權(quán)對(duì)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用仍大于其對(duì)于中西部地區(qū)的促進(jìn)作用［19］。由于國內(nèi)學(xué)者對(duì)于這個(gè)問題存在不一致的看法，在這個(gè)基礎(chǔ)上，謝貞發(fā)、張瑋通過選取現(xiàn)有主要實(shí)證文獻(xiàn)進(jìn)行薈萃分析，檢驗(yàn)了“中國財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系”的主要實(shí)證結(jié)果是否受到不同研究特征的影響，分析結(jié)果表明，國內(nèi)的研究往往受到研究特征的影響，尤其是“正向顯著效應(yīng)”的實(shí)證結(jié)果會(huì)受到“區(qū)域、勞資增長率、其他改制、預(yù)算內(nèi)資金”等研究特征的顯著影響［20］。

本文在考察我國財(cái)政分權(quán)制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用之時(shí)，盡可能采用了最新數(shù)據(jù)，即以最新《國家統(tǒng)計(jì)年鑒》為準(zhǔn)，力求獲得更具時(shí)效性的信息；同時(shí)考慮到許多文獻(xiàn)常常以多種模型形式呈現(xiàn)計(jì)量結(jié)果，而忽略了模型真正的擬合度及適用性的問題，本文在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)后，利用協(xié)方差分析法，構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)值，確認(rèn)最擬合模型，并給出實(shí)證結(jié)果。

三、模型構(gòu)建及指標(biāo)選擇

根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長理論以及財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)，我們構(gòu)建了以經(jīng)濟(jì)增長為因變量，以財(cái)政分權(quán)程度、勞動(dòng)力資源以及投資力度為自變量的基本模型：

pgdp為省級(jí)人均GDP，用來體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長情況；fd為財(cái)政分權(quán)程度，在這里采用省級(jí)人均財(cái)政支出/（省級(jí)人均財(cái)政支出＋中央人均財(cái)政支出）的指標(biāo)進(jìn)行衡量①必須指出的是，在當(dāng)前的研究中，對(duì)于財(cái)政分權(quán)水平的衡量存在多種指標(biāo)。張光（2011）對(duì)國內(nèi)進(jìn)行財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的實(shí)證研究文獻(xiàn)中所使用的財(cái)政分權(quán)水平衡量指標(biāo)進(jìn)行了歸納和分析，指出我國有相當(dāng)大一部分相關(guān)文獻(xiàn)都是以地方財(cái)政收支占全國或中央財(cái)政收支比重的變量以及其變形形式作為財(cái)政分權(quán)的衡量指標(biāo)，這種類型的指標(biāo)最早是由張濤、鄒恒甫開始使用，并在隨后得到了廣泛的追隨。另有一些經(jīng)常被國內(nèi)學(xué)者使用的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)包括各省財(cái)政收入分成率或邊際分成率、各省地方支出對(duì)中央支出比例、各省財(cái)政凈收入占省財(cái)政總支出比重（省財(cái)政總支出＝省財(cái)政凈收入＋中央轉(zhuǎn)移支付收入）等。張光（2011）、陳碩（2012）都指出，當(dāng)前對(duì)于財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的使用或有不合理以及隨意性之處。但正如張光在文中所言，構(gòu)建合理的分權(quán)指標(biāo)之所以難，原因之一是我們很難找到能夠覆蓋財(cái)政分權(quán)概念的方方面面的操作性定義，原因之二是我們只能在現(xiàn)有的有限數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)行操作。在本文中，我們并沒有太過于深究這一問題，僅采用了普遍使用的人均地方財(cái)政支出占中央與地方人均財(cái)政支出之和的比例作為分權(quán)指標(biāo)，當(dāng)然，這也許的確會(huì)造成一些偏誤。；labo為省級(jí)就業(yè)人口年末總數(shù)量，用以體現(xiàn)各省的勞動(dòng)力資源狀況；pinv為省級(jí)人均投資狀況，以各省全社會(huì)固定投資金額與各年份省級(jí)人口數(shù)量計(jì)算而得；i表示每個(gè)省份，t表示每個(gè)年份；e為截距項(xiàng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為保證數(shù)據(jù)穩(wěn)健性，對(duì)等式兩邊分別取對(duì)數(shù)，則模型變化為：

由于我國在1994年進(jìn)行了財(cái)稅制度改革，為確保數(shù)據(jù)的一致性，本文選擇了1994年至2013年的省級(jí)數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，通過建立多元線性回歸模型，考察財(cái)政分權(quán)與我國經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。本文采用的數(shù)據(jù)均來源于1995－2014年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省、自治區(qū)及直轄市的相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒，并對(duì)所有變量進(jìn)行取對(duì)數(shù)變換。同時(shí)，為保證數(shù)據(jù)口徑的一致性及完整性，剔除了四川省、重慶市、西藏自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)以及海南省五個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)，且并未包括港澳臺(tái)數(shù)據(jù)，因此一共有26個(gè)地區(qū)數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

利用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)1994－2013年我國財(cái)政分權(quán)水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了考察。本文的省級(jí)面板數(shù)據(jù)共包含了1994－2013年共494個(gè)觀測(cè)值，表1為上述變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。

在回歸分析中，首先對(duì)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行了考察，為確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，采用了LLC、B－stat、IPS、ADF－Fisher以及PP－Fisher共五種單位根檢驗(yàn)方式。同時(shí)，觀察因變量與各個(gè)自變量之間的時(shí)序圖發(fā)現(xiàn)序列隨時(shí)間變化有上升趨勢(shì)，故選擇包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)（individual intercept and trend）的選項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

如表2所示，各變量原始數(shù)據(jù)存在單位根，在經(jīng)過一階差分后，所有變量得以平穩(wěn)。在確保了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性后，對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)。同時(shí)，為進(jìn)一步保證數(shù)據(jù)的穩(wěn)健性，采用了EG－Pedroni、EG－Kao以及Johansen三種檢驗(yàn)方式。

從表3和表4的檢驗(yàn)結(jié)果可以得知，我國26個(gè)省市的人均GDP和財(cái)政分權(quán)程度、勞動(dòng)力資源以及資本投入程度的面板數(shù)據(jù)之間存在協(xié)整關(guān)系。

表1　　主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果（觀測(cè)值：494）

表2　　主要變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3　Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)結(jié)果（滯后階數(shù)由SIC準(zhǔn)則確定）

在確保了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系后，進(jìn)而對(duì)我國財(cái)政分權(quán)程度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行估計(jì)，先采用橫截面上的單方程OLS法，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了總體回歸，以期給出一個(gè)我國財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長之間最初的總體關(guān)系，表5是具體結(jié)果。

由此得到的具體回歸方程為：

從表5及回歸方程可見，財(cái)政分權(quán)度的經(jīng)濟(jì)增長彈性為0．462，說明我國總體財(cái)政分權(quán)度增長1%，人均GDP平均增長0．462%，R2及Adj－R2均大于0．9，說明模型擬合效果較好。

但是面板數(shù)據(jù)具有其獨(dú)特的性質(zhì)，存在固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)、不變系數(shù)、變截距以及變系數(shù)等多種模型形式。為探求我國財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長之間更實(shí)際的關(guān)系，需要進(jìn)一步確定符合數(shù)據(jù)特征的模型形式。利用協(xié)方差分析來確定解釋變量的參數(shù)（在本文中即為模型（1）和（2）中的α、β以及γ）是否對(duì)于所有截面都一樣。即為以下兩種假設(shè)如何選擇的問題：

表4　Johansen面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表5　橫截面單方程OLS法下各變量系數(shù)及t統(tǒng)計(jì)值

如若接受H2，則可認(rèn)為數(shù)據(jù)屬于不變系數(shù)模型；如若拒絕H2，需檢驗(yàn)H1，接受H1，表明數(shù)據(jù)符合變截距模型，反之則認(rèn)為數(shù)據(jù)屬于變系數(shù)模型。

在本文的模型系數(shù)估計(jì)中，先利用Hausman檢驗(yàn)確定模型適用于固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，利用協(xié)方差分析法構(gòu)造F1、F2統(tǒng)計(jì)量，從而確定數(shù)據(jù)模型，進(jìn)行系數(shù)估計(jì)。

表6　Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

在固定影響變系數(shù)模型的情況下，本文模型改寫為：

利用統(tǒng)計(jì)軟件，可得出在固定影響變系數(shù)模型下，每個(gè)省市的人均GDP與省級(jí)財(cái)政分權(quán)水平、人均投資量以及勞動(dòng)力資源之間的關(guān)系。在本文中，主要利用GLS法考察省級(jí)人均GDP與省級(jí)財(cái)政分權(quán)水平之間的關(guān)系，即考察參數(shù)αi的情況。

五、結(jié)論

本文利用1994－2013年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了中國財(cái)政分權(quán)制度對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的作用。從回歸結(jié)果看，可歸納出下述幾個(gè)結(jié)論。

1．我國財(cái)政分權(quán)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的總體作用并不明朗。面板數(shù)據(jù)最終檢驗(yàn)結(jié)果適用于固定效應(yīng)變系數(shù)模型，說明解釋變量的參數(shù)并不是對(duì)于所有截面都一樣或相近的。且變系數(shù)模型的檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表7），在26個(gè)省級(jí)數(shù)據(jù)中，包括天津、山西等14個(gè)省份財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的系數(shù)為正，其余包括北京、上海等12個(gè)省市為負(fù)。

表7　固定影響變系數(shù)模型下省級(jí)財(cái)政分權(quán)水平（fd）的系數(shù)（αi）估計(jì)結(jié)果

2．省級(jí)財(cái)政分權(quán)對(duì)于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用并不大。從上述αi值的絕對(duì)值大小來看，財(cái)政分權(quán)水平每增長1%，對(duì)于人均GDP的影響較小。北京地區(qū)的α絕對(duì)值最大，但也只有5．46，即財(cái)政分權(quán)水平每增長1個(gè)單位，北京地區(qū)的人均GDP下降5．46個(gè)單位；而江蘇、湖南等地的α絕對(duì)值均不足0．1。絕大部分地區(qū)α的絕對(duì)值在0．5 至2．0間波動(dòng)。由此可見，省級(jí)財(cái)政分權(quán)對(duì)于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用并不明顯。

3．不同省市的財(cái)政分權(quán)水平與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系呈現(xiàn)不同的狀態(tài)，地區(qū)分化現(xiàn)象較為明顯，具體表現(xiàn)為東部地區(qū)普遍呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，中西部地區(qū)多為正相關(guān)關(guān)系。在東部地區(qū)②指黑龍江、吉林、遼寧、河北、北京、天津、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、廣西、海南及港澳臺(tái)地區(qū)。，除了天津、廣西及山東呈正相關(guān)關(guān)系以外，其余省份均為負(fù)相關(guān)關(guān)系；而在中西部地區(qū)，除了河北、內(nèi)蒙古、安徽以外，其余地區(qū)都呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。由此說明，我國的財(cái)政分權(quán)制度對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、發(fā)展水平較落后地區(qū)有更大的促進(jìn)作用。

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（責(zé)任編輯：李亞利）

［作者簡介］宋心璐（1992－），女，浙江杭州人，碩士研究生，研究方向：公共經(jīng)濟(jì)及社會(huì)保障理論與政策。