财政分权与中国经济增长关系的再检验
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财政分权与中国经济增长关系的再检验 Post By：2010-3-13 9:27:11 [只看该作者]
摘 要：本文利用1979～2004年中国省际面板数据，采用修正偏误的虚拟变量最小二乘估计方法，重新检验了中国财政分权与经济增长的关系。我们发现，在分税制实施前，财政分权阻碍了经济增长。但在全样本期，财政分权对中国经济增长并没有显著的影响。因此，我们不能认为财政分权是导致中国经济快速增长的原因。今后要进一步规范财政分权制度和改善与之相匹配的制度环境，以发挥财政分权优化资源配置和促进经济增长的积极作用。
关键词：财政分权，经济增长，动态面板模型
一、引言
改革以来，中国经济持续快速增长，最近连续几年更是达到了两位数的增长速度。中国奇迹引起了学术界的热烈讨论。很多文献从财政分权角度分析中国经济增长背后的制度原因。
财政分权是中国从中央计划经济向市场经济转变的过程中，调整中央和地方财政权责关系的重要改革措施。中国的财政分权历史可以粗略地分为两个阶段。①从1980年到1993年，我国实行的是财政包干制。由于中央财政收入占财政总收入的比例下降，从1994年起，我国开始实行分税制，中央财政收入和支出比例上升幅度比较大。因此，自上世纪90年代以来，我国的财政又呈现某种程度的集权趋势（Cai and Treisman，2006）。
财政分权已经在中国实行了几十年，它对中国经济增长的影响究竟如何是一个迫切需要回答的问题。然而，到目前为止，相关经验研究仍未有定论。因此，进一步对财政分权的作用进行实证分析，正确认识其影响，有助于今后进一步改革和完善中国的财政分权制度，具有重要的现实意义。
本文同现有文献相比，至少有两个方面的不同。首先，已有文献在估计经济增长模型时，都是使用全社会固定资产投资来近似替代资本存量。而本文在估计时利用的是张军等（2004）计算的最新的中国分省资本存量数据，这避免了因为使用代理变量而导致的估计偏误。其次，我们使用了特别适合估计宏观面板数据的动态面板模型估计方法，即修正偏误的虚拟变量最小二乘法（Bias Corrected Least Squares Dummy Variables， XTLDVC）（Bruno，2005a，2005b；Judson and Owen，1999）。XTLSDVC方法更适合动态宏观面板模型（Judson and Owen，1999）。另外，我们还考察了财政分权和经济增长之间的非线性关系。
二、文献回顾
财政分权理论大致经历了两个阶段。第一代财政分权理论认为财政分权会优化资源配置。首先，财政分权会促进地方政府之间的竞争，即有Tiebout机制（Tiebout Mechanism）（Oates，1981；Tiebout， 1956）。其次，由于地方政府比中央政府更了解当地选民的偏好，地方政府的这种信息优势使它比中央政府能更好地满足各地选民对教育、医疗等公共产品的异质性需求，即存在所谓的Oates分权定理（Oates Decentralization Theorem）（Oates，1972）。另外，垄断性的政府总是追求预算最大化，以获得更高的福利待遇、控制更多的资源和攫取更大的权力，而财政分权后可以限制预算的过度增长和控制政府的规模（Oates，2005）。
第二代财政分权理论又称为维持市场的财政联邦主义（the theory of market- preserving federalism）（Qian and Roland，1998；Qian and Weingast，2005；Oates，2005）。其基本观点是，在转型经济和发展中国家，财政分权为地方政府发展非国有企业和改革国有企业提供了财政激励；地方政府较中央政府在监管企业时具有信息优势，从而能硬化所属企业的预算约束，从而促进地区的经济增长。第一代财政分权理论强调财政分权优化资源配置的作用，而第二代理论在强调资源配置作用的同时，更重要的是突出了财政分权对地方政府的财政激励作用。
Cai和Treisman （2006）将财政分权促进中国经济增长的观点概括为五个方面。其中财政激励和企业的硬预算约束已如上所述，其它三点是：（1）中国经济结构呈M型，财政分权和市场化改革激发了M型经济内部的激烈竞争。（2）政治和财政上的放权促进了地区改革试验，从而促进了制度创新和地区经济发展。（3）财政分权在一定程度上形成了次级政府对上一级政府的权力制约，有利于稳定投资者对改革的信心。
与财政分权理论略有不同，张五常（2008）是从租佃分成制的角度来解读中国的财政分权或经济分权制度。他认为，不同地区互相激烈竞争是中国经济高速增长的主要原因。
财政分权理论的一个假定前提条件是地方政府支出较中央政府的支出更有效率。但陈诗一和张军（2008）发现，中国大部分省级政府的支出都不是很有效率的。财政分权还存在其它一些弊端，如市场分割和地方保护主义（沈坤荣、李剑，2003；郑毓盛、李崇高，2003）、地方政府行为短期化（傅勇、张晏，2007）；宏观经济不稳定（郭庆旺、贾俊雪，2006）、城乡或地区收入差距扩大（王永钦等，2007；Qiao et al.，2007；Zhang，2006）。
陈抗等（2002）特别分析了上世纪90年代中期以来伴随分税制的财政集权如何加剧地方政府从“援助之手”到“攫取之手”的行为转变诱因。他们构建了一个中央和地方政府的博弈模型，并且采用省级数据证实：虽然财政集权后中央政府财政收入增加了，但是它以牺牲地方政府财政收入和中央财政总收入为代价，并导致投资减少和经济增长下降。
关于财政分权与经济增长关系的跨国和国别经验研究的结论也存在分歧（Davoodi and Zou，1998；Iimi，2005；Martinez-Vazquez and McNab，2003，2005；Shah，2006；Thornton，2007a；Xie et al.，1999）。关于中国财政分权与经济增长之间关系的经验结果也同样如此。Zhang和Zou（1998）利用1978～1992年中国省级面板数据和面板单向固定效应模型发现，财政分权阻碍了中国的经济增长。后来他们又使用不同的数据集仍然得到了同样的结论（Zhang and Zou，2001）。而Lin 和 Liu（2000）利用1970～1993年中国的分省数据和面板双向固定效应模型得到了和Zhang和Zou相反的结果：财政分权与经济增长是显著正相关的。②
沈坤荣、付文林（2005）在使用面板单向固定效应模型进一步估计了包含分税制前后的样本数据（1978～2002年）。他们发现，中国的财政分权对经济增长具有促进作用，并具有明显的跨时效应，即在分税制实行以前（1978～1993年），财政分权对经济增长的促进作用并不显著，而在分税制以后（1994～2002年），财政分权对经济增长却具有显著的负作用。张晏（2005）、张晏、龚六堂（2005）也利用横跨分税制前后的样本数据（1986～2002）和面板单向固定效应模型对财政分权与经济增长之间的关系进行了检验，他们也发现财政分权与经济增长显著正相关。但他们所得到的财政分权影响经济增长的跨时差异和沈坤荣、付文林（2005）是不同的：分税制改革前，财政分权和经济增长是负相关的，而分税制后，财政分权和经济增长是正相关的。
Jin和Zou（2005）考察了中国30个省在财政承包制时期（1979～1993年）和分税制时期（1994～1999年）财政分权和经济增长之间的关系。他们采用了两个财政分权的指标（收入分权指标和支出分权指标）和面板固定效应模型。估计结果表明，财政承包制时期，收入分权和支出集中有利于经济增长。而分税制时期，在支出分权程度不变的情况下，收入分权与经济增长负相关；支出分权与经济增长之间没有显著的相关性。
Jin et al.（2005）不是采用GDP增长率，而是使用各地区非国有部门的发展和国有企业的改革的程度作为因变量来衡量财政分权的效果。利用中国省级面板数据（1970～1979年和1982～1991年）和双向固定效应模型，他们发现地区财政收入边际留成率与非国有部门的发展和国有企业的改革程度之间是正相关的，因此，财政分权促进了中国的市场化进程，从而有利于经济增长。
与上述文献不同，Hang和Cheng（2005）在回归模型中加入了财政分权变量的平方项，他们使用中国31个地区从1996～2003年的省级面板数据和混合普通最小二乘（Pooled OLS）估计方法发现：财政分权和经济增长之间显著负相关，而财政分权的平方项和经济增长显著正相关。在财政分权的初始阶段，由于分权程度不适宜，要么会导致过度投资，要么会导致投资不足，从而损害经济增长，而随着财政分权程度的提高，两级政府间的权责关系更匹配，从而财政分权会促进经济增长。Qiao et al.（2007）也考虑了财政分权与经济增长之间的非线性关系，并使用了基于面板数据（中国28个省从1985～1998年的数据）的联立方程模型。他们却得到了与Hang和Cheng（2005）刚好相反的结果。
Felstenstein和Iwata（2005）使用中国的宏观时间序列数据（1952～1996年）和向量自回归（VAR）模型检验了财政分权和经济增长之间的关系，他们发现，财政分权对中国经济增长具有持久的正的影响。
上述研究有几点不足。首先，它们在估计模型时都没有考虑变量的平稳性问题；其次，它们基本上是使用投资这个流量来代理资本存量。本文的实证分析将克服这些不足，并使用新的估计方法来重新检验财政分权与中国经济增长之间的关系。
三、模型、估计方法和数据
（一） 模型
基于Lin和Liu（2001），我们估计的计量模型为：
GGDPit=GA+αGKit （1）
其中GGDPit和GKit分别表示地区i在t年的人均产出增长率和人均资本增长率，GA表示技术进步率。由于数据缺乏，已有文献基本上都是用人均全社会固定资产投资作为人均资本（K）的代理变量，而本文利用张军等（2004）估计的人均资本数据来避免因变量测度误差导致的估计偏误，这是本文和已有文献的重要不同之一。
根据Lin和Liu（2000）的做法，我们将GA进一步分解为影响经济增长的其它潜在重要变量。其中之一是我们关注的财政分权变量（FIS），度量财政分权程度并不存在统一的指标，本文采用的是各地区财政支出占中央财政总支出的比率（Zhang and Zou，1998；张晏，2005；张晏、龚六堂，2005）。③根据Hang和Cheng（2005）、Lin和Liu（2000），财政分权和经济增长之间可能还存在非线性的关系，因此，我们还在模型中引入财政分权变量的平方项（FISSQ）。
除了人均资本（或人均投资）和财政分权变量外，应该在计量模型中包含哪些变量，现有文献处理方式各异。我们认为，GA中除了财政分权变量之外，还至少应该包含反映样本期内（1979～2004）影响中国经济增长的具有长期性和全局性的三项改革措施的变量。一是对外开放程度，本文用地区进出口总额占地区GDP的比率（IEG）来衡量。二是国有企业改革进程，用地区国有企业职工占地区总就业人口的比重（STP）来表示。三是农村改革状况，我们用地区农业总产值占地区当年GDP的比重（AGR）来考察农村改革对经济增长的影响。
综上所述，基本的计量模型如下：
GGDPit=β1+β2GKit+β3FISit+β4FISSQ+β5IEGit+β6STPit+β7AGRit+μi+εit （2）
（二） 估计方法
经济增长通常具有一定的惰性，即高（低）增长率之后经济会连续几年出现持续的高（低）增长率，这可以从正式的检验得到进一步的证实。首先对方程（2）进行静态面板模型估计，所得面板残差序列自相关的拉格朗日乘子检验和扩展的拉格朗日乘子检验统计值分别为53.69和66.33，对应的两个p值分别接近于零，强烈拒绝不存在序列相关的原假设。因此，与现有文献不同，本文采用了动态面板模型来估计。进一步，不同的时间和截面大小对应不同的动态面板估计方法，Judson和Owen （1999）用Monte Carlo模拟证明，XTLSDVC动态估计方法比动态面板GMM或工具变量法更适合于估计截面较小的宏观面板数据模型。假设动态面板模型为：
yit=γyi，t-1+xit′β+ηi+εit，i=1，...，N t=1，...，T （3）
yit是因变量；xit是解释变量向量（（k-1）×1）；ηi是不可观察的个体效应；εit是不可观察的白噪声扰动项。可以将（3）用矩阵表示为：
y=Dη+Wδ+ε （4）
其中，y是因变量矩阵（NT×1）；D=IN×1T是个体虚拟变量矩阵（NT×N），IN是单位矩阵，1T是元素为1的向量（T×1）；η是个体效应向量（N×1）；W是因变量的滞后项yt-1和解释变量向量X（NT×（k-1））组成的矩阵（NT×K）；ε是白噪声扰动项向量（NT×1）；δ是yt-1和解释变量向量的系数构成的向量（k×1）。
方程（4）的最小平方虚拟变量估计量为：
δLSDV=（W′AW）-1W′Ay （5）
其中，A=（I-D（D′D）-1D′）。但该估计量是有偏的（Bun 和Kiviet，2003；Kiviet，1995，1999；Nickell，1981），偏倚大小为：
E（δLSDV-δ）
=E[（W′AW）-1W′Aε]
=QE（W′Aε）-QE（W′AWQW′Aε）+QE（W′AWQW′AW）QE（W′Aε）+o（N-1T-1）
=c1（T-1）+c2（N-1T-1+c3（N-1T-2）+o（N-1T-1） （6）
其中，E是预期算子，Q=[E（W′AW）]-1，o（N-1T-1）是高阶无穷小量。根据（6），可以得到动态面板LSDV估计量偏倚的三种不同精度的近似：
B1=c1（T-1）； B2=B1+c2（N-1T-1）； B3=B2+c3（N-1T-1）
因此，修正偏倚的虚拟变量最小二乘估计量为：
XTLSDVC，i=1，2，3；j=ah，ab，bb
其中ab、ah和bb分别表示使用Arellano-Bond（1991）、Aderson-Hsiao（1982）和Blundell-Bond （1998）方法所得到的γ和σ2ε的一致估计量，这些估计量作为总体参数γ和σ2ε的近似，以估计（6）。
可以将XTLSDVC估计步骤总结为四步：（1）使用虚拟变量最小二乘估计得到系数的有偏估计量。（2）由于估计量的偏误依赖于总体参数，因此，我们在对偏误修正之前，我们要知道总体参数，但总体参数通常情况下是未知的，这时通过动态面板GMM方法得到总体参数的一致估计量（ah、ab和bb）。（3）然后使用这些一致估计量计算第一步所得到的虚拟变量最小二乘估计量的偏误（B1、B2和B3）。（4）最后对第一步获得的虚拟变量最小二乘估计法得到的有偏估计量进行修正，并通过自助法（bootstrap）产生估计量的标准差。它实际上是动态面板模型的一种估计方法。值得注意的是，在使用XTLSDVC时，滞后一期的因变量回归系数的绝对值必须小于1；偏误的修正可以精确到1/T、1/NT和1/NT2三种不同的阶数，其中T和N分别表示面板数据的时间和截面维度。
（三） 数据
我们选取了除港、澳、台和西藏以外的30个省市和自治区。西藏由于数据不全没有包括进来；重庆和海南成立时间较短，分别并入四川和广东。因此，我们使用了28个省市自治区1979～2004年的面板数据来估计模型（2）。计算GGDP、FIS、IEG、STP和AGR的原始数据（1979～2004）均来源于《新中国五十五年统计资料汇编》。
表1 变量的定义及其基本的统计量
GK是根据张军等（2004）推算的各地区历年资本存量数据（按可比价）来计算。GDGP是根据各省人均GDP指数计算，由于在《新中国五十五年统计资料汇编》中没有山西和湖北的人均GDP指数，我们根据按当年价计算的地区生产总值和人均地区生产总值计算出每年的平均常住人口数，然后根据平均常住人口计算人口增长指数来调整山西和湖北按不变价计算的地区GDP指数。其中人口数是各省常住人口，缺失常住人口数据时用户籍人口代替。计算IEG的各省进出口总额是按当年平均汇率折算成人民币再除以按当年价计算的各地区GDP，其中当年平均汇率取自1998～2005年的中国统计年鉴。我们在表1中列出了各变量的基本统计量。
四、结果和解释
如果变量是非平稳的而仍然使用固定或随机面板模型来回归，有可能产生伪回归，因此，在估计之前，我们必须先检验变量的平稳。如果水平变量非平稳，那么首先对变量进行去趋势处理，然后对去趋势后的变量重新进行面板单位根检验。如果变量在去趋势后仍然非平稳，那么对水平变量取一阶（或更高阶）差分后再检验单位根。之所以要对变量先去趋势而不是差分然后检验，是因为对一个趋势平稳过程取差分这种处理会导致差分过度，从而损失一部分数据信息；同样，对一个差分平稳过程使用去趋势过程会引起差分不足。对数据进行了平稳性检验以及平稳化处理也是本文和现有文献的一个重要区别之一。
表2列出了变量的面板单位根检验结果。地区经济增长率（GGDP）和地区真实人均资本存量增长率（GK）已经是平稳变量，我们没有在表中列出。由于截面之间可能存在横截面依存，因此，我们选择的是对横截面依存稳健的异质面板单位根检验（Pesaran，2004）。从表中可以看到，各变量的水平值都是非平稳的，去趋势后仍然是非平稳的，但取差分后都是平稳的了。因此，在使用XTLSDVC估计时，我们使用的是GGDP和GK以及这五个变量的差分值。必须特别指出的是，所检验的变量值基本上是处于0和1之间。有一种方法是直接将这些比例变量看成是平稳变量。但为了和以往的研究有所对比，本文仍然进行了平稳性检验，并在后面的有些回归中采用了这些结果。
（一）基本结果
表3中的第2列是使用XTLSDVC估计的结果。我们看到，财政分权（FIS）的系数为负，其平方项（FISSQ）为正，但二者即使在10%的显著性水平都不显著，因此，在我们考察的样本期内，财政分权与中国经济增长之间并无显著的相关性，而且财政分权对经济增长也无递增或递减的影响。这可能说明了自中国实行财政分权以来，财政分权的积极效应被其负面效应所抵消。现有文献认为财政分权或者促进了中国的经济增长，或者阻碍了中国的经济增长。显然，我们的结论与它们都不同，我们认为除了阻碍或促进这两种可能性之外，还存在财政分权对经济增长没有显著影响的可能性。④
表2 面板单位根检验结果
注：原假设是变量为非平稳变量，滞后阶数设为1。第二、三和四列分别是检验统计量对应的P值。
其它解释变量中，滞后一期的经济增长率（GGDP（-1））在1%的显著性水平显著为正，这充分说明经济增长具有很强的惰性，即高（或低）的经济增长率通常伴随着下一个高（或低）的经济增长率。这也说明，我们选择动态面板模型来估计是合理的。GGDP（-1）的系数的绝对值小于1，因此，从XTLSDVC使用的条件来看，我们的估计结果也是有效的。
真实人均资本存量增长率（GK）和对外开放程度（EXG）分别在1%和在5%的显著性水平显著为正。这个结果与流行看法是一致的，中国走的是一条严重依赖投资和外需驱动的经济增长模式（国务院发展研究中心课题组，2007）。
国有企业职工占总就业人口比重（STP）显著为负，说明国有企业职工在总就业人口中的比例越大，经济增长率越低。反过来说明，市场化和民营化程度越高，经济增长率越高。我们的结果表明，中国国有企业的改革方向应该是更快地向非国有体制转型而不是在维持国有企业体制的情况下进行机制转换。这是因为在中国改革过程中，国有企业更多地承担着稳定社会而不是最大化经济效益的功能（Bai et al.，2000，2006）；企业难以真正受到硬的预算约束（Cai和Treisman，2006）。
农业总产值占GDP的比例（AGR）尽管为负，但并不显著，因此，农业发展对中国经济增长的作用不明显。农村的发展仅在20世纪八十年代中期达到改革以来的高峰，以后就一直走低。随着工业化的推进，农村发展更是步履维艰（蔡昉，2006）。农村改革对经济增长的直接作用是有限的，尽管它为工业提供剩余劳动力和资金，间接地促进了中国的经济增长。
现有文献都是用地区真实人均投资增长率代替真实人均资本存量的增长率。为了对比，我们用各地区投资增长率（GPI）代替GK后重新使用XTLSDVC估计，结果在表3的第4列。我们仍然发现财政分权及其平方项都是不显著的。不过，在这种情况下，GPI尽管显著，但几乎为零，其它解释变量也变得不显著了。回归出现了不符合常理的结果，说明用GPI代替GK会产生大的偏误。
（二）模型敏感性分析
本文与现有文献的一个重要差异是对非平稳变量进行了差分处理，为了对比，我们在表3的第5列也给出了XTLSDVC方法对变量水平值的估计结果。我们发现，STP变得不显著了。特别是我们关注的财政分权变量显著为负，其平方项显著为正，这与Hang和Cheng（2005）的结果是相同的。这说明，使用非平稳变量直接进行（Pooled OLS或面板模型）回归的结论可能是不可靠的。
由于现有文献在估计财政分权和经济增长之间的关系时基本上是使用静态面板固定效应模型，因此，我们也使用了该方法估计，结果列在表3的第6列。除因变量滞后项之外，其它解释变量的显著性水平和XTLSDVC所得结果基本一致。⑤
为了检验加入非线性项后是否对结果产生了重要影响，我们在表3的第3列给出了未包含财政分权平方项（FISSQ）的XTLSDVC估计结果。我们还是发现，财政分权与中国经济增长没有显著相关性。
由于1994年中国实行了分税制改革，这被认为是对财政分权制度的一次完善，为了考察它对经济增长的影响，表4列出了子样本期（1979～1993年） 的XTLSDVC估计结果，由于另一个子样本期（1994～2004年）的结果因为滞后变量系数的绝对值大于1，不符合XTLSDVC的使用条件而未列出。分税制改革前，财政分权和经济增长之间在10%的显著性水平负相关，这与沈坤荣、付文林（2005）的估计结果是不同的，但与张晏（2005）、张晏、龚六堂（2005）是一致的。在1994年以前，由于财政分权带来的一些短期弊端，如地区之间的恶性竞争和市场分割等，财政分权促进中国经济增长的积极效应小于消极的效应，因此，财政分权阻碍了中国的经济增长。
尽管我们未能得到子样本期（1994～2004年）的结果，但在全样本期，财政分权并不是显著为正或负。因此，我们仍然可以推断，随着分税制的实行和政府对财政分权的一些短期弊端的治理，财政分权逐渐发挥积极效应，但就目前来说，财政分权的积极效应并没有超过消极效应，财政分权并未显著地促进中国的经济增长。这可能是因为，财政分权所产生的一些长期弊端已开始显现，如地区收入差距扩大（王永钦等，2007）、财政分权和基于政绩考核下的政府竞争使得地方政府公共支出结构出现“重基建、轻人力资本投资和公共产品服务”的明显扭曲（傅勇和张晏，2007）
表3 动态面板和静态面板（固定和随机效应）模型回归结果
注： 1）第2、3、4和5列括号中为z值；计算标准差的脱靴次数都为100次；估计总体参数的初始估计量为Arellano and Bond（1991）GMM一致估计量；偏误修正精确到1/NT2阶。第6列括号中为t值。2）*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平显著，下同。
表4 子样本（1979～1993）回归结果
注：括号中为z值。
等等，这些因素会阻碍了长期的经济增长。
五、结论和政策含义
关于财政分权是否促进了中国经济的增长，理论和实证上都还存在争论。基于中国省级面板数据（1979～2004年），特别是新的分地区资本存量数据，我们使用适合宏观面板数据特点的动态面板估计方法，即修正偏误的虚拟变量最小二乘估计法（XTLSDVC），重新实证检验了财政分权与经济增长之间的关系。实证结果表明，在分税制实施前的子样本期（1979～1993年），财政分权与经济增长是显著负相关的，但在全样本期（1979～2004年），财政分权对中国经济增长并没有显著的影响，而且二者之间也不存在非线性的关系。因此，我们不能认为财政分权是导致中国经济快速增长的原因。
由于中国的财政分权制度本身处于规范过程之中，加之与财政分权相匹配的其它制度安排也不规范，这使得财政分权的收益会被财政分权的成本部分抵消或完全抵消。对于处于转型期的中国而言，由于制度改革一直在尝试和变化之中，与成熟市场经济体相比，财政制度更不规范，因此，财政分权所表现出来的负面效应可能会更突出。
基于上述分析，我们认为，目前中国并不适宜提高财政分权的程度。下一步应该进一步规范财政分权制度和改善其它相关制度环境。这样做目前并不会阻碍中国的经济增长，却能为发挥财政分权的积极效应，进而促进中国的长期经济增长打下良好的制度基础。
注释：
①Lin和Liu（2000）认为中国的财政分权是从1985年才开始。
②Lin和Liu（2000）度量财政分权的指标是收入的边际分成率。从边际变化测度财政分权的效果可能会更好，但由于数据不可得，我们并没有用这个测度指标。财政收入边际分成率指标存在一定的缺陷，因为其只适用于收入分成的财政体制，而不能测度分税制的情况。
③本文所用财政分权测度指标和林毅夫等人的不同，这可能是本文的结论与他们不同的原因。在中央转移支付占当地财政支出较大比例的情况下，该比率就存在一定的缺陷。
④如果在各地区财政支出中，中央转移支付的比例较大，本文所使用的财政分权的测度指标会影响本文的结论。
⑤这说明，对变量的平稳化处理和用GK代替GPI是影响本文结果的主要原因。
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作者：李文星 艾春荣 徐长生 来源：《浙江社会科学》
本文关键词：财政分权与中国经济增长关系的再检验，由笔耕文化传播整理发布。
本文编号：167373
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