財政分權(quán)、地方政府競爭與地區(qū)全要素生產(chǎn)率

馬流星,韋邦榮

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601)

改革開放以來，中國憑借充足的勞動力、資本和自然資源等要素成本優(yōu)勢，經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展。近年來，我國勞動力和資本要素成本上升、產(chǎn)業(yè)布局不合理、生態(tài)環(huán)境壓力日益增加等問題凸顯。為適應(yīng)我國經(jīng)濟(jì)從高速增長到高質(zhì)量增長的客觀需求，必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從穩(wěn)增長到提質(zhì)量，扭轉(zhuǎn)粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展局面，注重經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，提高全要素生產(chǎn)率。1994年分稅制改革后,中國建立了經(jīng)濟(jì)上分權(quán)政治上集權(quán)的組織結(jié)構(gòu)：分稅制實現(xiàn)了中央和地方間經(jīng)濟(jì)資源配置的劃分，地方政府有一定的財政自主性；在政治集權(quán)下形成了地方政府間橫向競爭的官員激勵體制[1]?；诖?，綜合探討財政分權(quán)、地方政府競爭對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制，對我國新一輪財稅體制改革、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展及提高全要素生產(chǎn)率具有很大的現(xiàn)實意義。

一、文獻(xiàn)綜述

本研究的相關(guān)文獻(xiàn)可大致梳理為三個方面。

第一，關(guān)于全要素生產(chǎn)率的研究。梳理已有文獻(xiàn)，學(xué)者們大多探討全要素生產(chǎn)率的核算及其提高對經(jīng)濟(jì)增長的影響。張軍等[2]利用經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)計算了我國1952—1998年的全要素生產(chǎn)率，分析得出我國經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率波動較大，改革開放前全要素生產(chǎn)率有所下降，改革開放后全要素生產(chǎn)率顯著提高。郭慶旺等[3]在分析比較增長會計法、索洛殘差法等四種方法的基礎(chǔ)上，估算出我國改革開放后25年間的全要素生產(chǎn)率增長率，進(jìn)而指出我國經(jīng)濟(jì)增長對全要素生產(chǎn)率的依賴性較低，經(jīng)濟(jì)增長主要依靠要素投入而不是生產(chǎn)率的提高。李平等[4]在運(yùn)用純要素生產(chǎn)率法和索洛殘差法測算中國生產(chǎn)率變化對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率時發(fā)現(xiàn)，我國全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)漲跌互現(xiàn)的趨勢，全要素生產(chǎn)率提高對我國經(jīng)濟(jì)增長有顯著激勵作用。另有關(guān)于全要素生產(chǎn)率測算范圍的研究。從行政區(qū)劃角度看，學(xué)者們分別在國家層面、省際層面、城市層面測算全要素生產(chǎn)率并進(jìn)行各自的研究；從行業(yè)角度看，學(xué)者們[5-7]研究并測算了制造業(yè)、農(nóng)業(yè)及銀行業(yè)等不同領(lǐng)域的全要素生產(chǎn)率。

第二，關(guān)于財政分權(quán)對全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制研究。有學(xué)者[8]認(rèn)為，財政分權(quán)可以使地方政府充分發(fā)揮信息優(yōu)勢，地方政府相對于中央對本轄區(qū)更加了解，分權(quán)使得地方政府有更大的自主權(quán)來改善市場環(huán)境，提高要素流動效率，財政支出增加對全要素生產(chǎn)率的提高有促進(jìn)作用。也有學(xué)者[9]認(rèn)為，財政分權(quán)使得地方政府之間有畸形的競爭，同時我國財政分權(quán)制度的不完善使得中央和地方之間財權(quán)和事權(quán)不匹配，降低了地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

第三，關(guān)于地方政府間競爭對全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制研究。傅強(qiáng)等[10]認(rèn)為，中央政府主導(dǎo)下的地方政府機(jī)制短期來看可以通過機(jī)制補(bǔ)充和內(nèi)部修正維持經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長，但由于存在市場分割、公共事業(yè)缺失和FDI過度競爭等問題，所以需要通過經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和政治體制改革為中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長提供長期動力。吳俊培等[11]認(rèn)為，地方政府間競爭效率存在倒“U”型趨勢，適度的競爭能夠提高效率，過度的競爭會造成效率損失，公共財政制度的負(fù)面作用使得地方政府競爭加劇。

基于上述文獻(xiàn)，本研究嘗試進(jìn)行進(jìn)一步的研究。一是使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(data envelopment analysis,DEA)對省際全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測算，并將其分解為技術(shù)進(jìn)步效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率。二是引入地方政府競爭機(jī)制，分別考察財政分權(quán)、政府競爭機(jī)制及兩者交互項對省際全要素生產(chǎn)率的影響，實證研究財政分權(quán)、地方政府競爭影響全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑及作用機(jī)制，從而優(yōu)化財政分權(quán)制度，建立健全地方政府競爭機(jī)制，提高地區(qū)全要素生產(chǎn)率，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

二、影響機(jī)制分析

(一)財政分權(quán)對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響

財政分權(quán)對地區(qū)全要素生產(chǎn)率有兩個方面的影響：一是財政分權(quán)有利于充分發(fā)揮地方政府的信息優(yōu)勢，地方政府可以根據(jù)本地區(qū)居民特點提供公共服務(wù)，積累人力資本，提高地方基礎(chǔ)設(shè)施水平，依據(jù)當(dāng)?shù)貙嶋H條件配置資源，發(fā)揮比較優(yōu)勢，保障要素均衡有效流動，促進(jìn)本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高；二是財政分權(quán)賦予地方政府一定的自主性，地方政府容易為了政績選擇短期見效的投資大、產(chǎn)出高的項目，扭曲市場規(guī)律，造成財政支出浪費(fèi)，進(jìn)而抑制本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

根據(jù)上述分析，本研究提出假設(shè)A1和A2。

A1：財政分權(quán)使得地方政府因地制宜，提高公共服務(wù)水平，改善地區(qū)人力資源，優(yōu)化資源配置，促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

A2：財政分權(quán)使得地方政府注重經(jīng)濟(jì)增長而忽略配置效率，抑制地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

(二)地方政府競爭對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響

正面影響。在地方政府競爭的體制框架中，地方政府官員身處激烈的“晉升錦標(biāo)賽”中，地方政府官員晉升與否取決于本轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長績效情況，這使得地方政府官員有動力為自己的政治前途努力發(fā)展經(jīng)濟(jì)，增加獲得升遷的機(jī)會。地方政府積極配套基礎(chǔ)設(shè)施，招商引資，引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗，增強(qiáng)自身競爭力，提高本地區(qū)的全要素生產(chǎn)率[12-13]。

負(fù)面影響。地方政府間的激烈競爭容易造成市場分割、公共事業(yè)缺失和FDI過度競爭，造成市場扭曲、資源不能合理配置，進(jìn)而抑制本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

根據(jù)上述分析，提出假設(shè)B1和B2。

B1：地方政府競爭對全要素生產(chǎn)率有激勵作用。

B2：地方政府競爭對全要素生產(chǎn)率有抑制作用。

(三)財政分權(quán)與地方政府競爭的共同影響機(jī)制

在我國中央政府主導(dǎo)的市場經(jīng)濟(jì)體制下，中央政府通過政治集權(quán)和央地財政分權(quán)，形成了一套政治激勵加經(jīng)濟(jì)激勵的地方政府間競爭機(jī)制[14]。在此背景下，為了晉升需要，地方政府官員競相進(jìn)行經(jīng)濟(jì)建設(shè)，財政分權(quán)賦予地方財政自主性使得地方政府可以通過擴(kuò)充資金來源、加大基礎(chǔ)設(shè)施投資力度、給予本地企業(yè)更多稅收優(yōu)惠和財政補(bǔ)貼、加大外資引進(jìn)優(yōu)惠力度等方式與其他地方政府展開競爭，追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，財政分權(quán)為轄區(qū)發(fā)展經(jīng)濟(jì)、提高全要素生產(chǎn)率提供了充分的決策空間和資金運(yùn)用權(quán)力，地方政府間競爭為發(fā)展經(jīng)濟(jì)提供了政治激勵，兩者存在交互關(guān)系，兩者的重疊交互影響本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

根據(jù)上述分析，本研究提出假設(shè)C1和C2。

C1：交互項顯著促進(jìn)地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

C2：交互項顯著抑制地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

三、研究實證與數(shù)據(jù)來源

(一)模型設(shè)定

為了研究財政分權(quán)這一體制性因素對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響，構(gòu)建基準(zhǔn)模型為

tfpit=β0+β1fdit+γXit+αi+δt+εit，

(1)

其中，i表示省級行政區(qū)，t表示年份，全要素生產(chǎn)率tfp為被解釋變量，fd代表財政分權(quán)，X為一組控制變量，α和δ分別為個體和時間效應(yīng)，ε為隨機(jī)擾動項。為進(jìn)一步考察地方政府競爭在財政分權(quán)下對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響，加入地方政府競爭變量com，得到

tfpit=β0+β1fdit+β2comit+γXit+αi+δt+εit。

(2)

為揭示財政分權(quán)和地方政府競爭影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在機(jī)制，引入財政分權(quán)和地方政府競爭的交互項，構(gòu)建模型為

tfpit=β0+β1fdit+β2comit+
β3fdit*comit+γXit+αi+δt+εit。

(3)

(二)變量選擇

1.被解釋變量

借鑒王志剛等[15]和張健華等[16]的方法，本研究采用DEA-Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法計算除西藏自治區(qū)和港澳臺外30個省級行政區(qū)的全要素生產(chǎn)率。此方法計算需要使用投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)。產(chǎn)出數(shù)據(jù)為以2000年為基期經(jīng)過價格平減的各地區(qū)當(dāng)年生產(chǎn)總值，投入數(shù)據(jù)為勞動力投入和資本存量。勞動力投入為2001—2018年各地區(qū)當(dāng)年的勞動從業(yè)人數(shù)。資本存量的計算借鑒張軍等[17]的做法，根據(jù)每年固定資產(chǎn)投資(需要平減)和折舊率采用永續(xù)盤存法估算每年的資本存量，公式為

(4)

其中，Kt代表t年的資本存量，It代表t年固定資產(chǎn)形成總額，Pt代表價格指數(shù)，δt代表折舊率?；谏鲜鎏幚磉^的數(shù)據(jù)(產(chǎn)出、勞動力投入、資本存量)，本研究采用軟件DEAP 2.1計算全要素生產(chǎn)率指數(shù)及其分解，得到全要素生產(chǎn)率tfpch、技術(shù)進(jìn)步techch、技術(shù)效率effch。其中技術(shù)效率effch又可以分解為純技術(shù)效率pech和規(guī)模效率sech，具體公式為

tfpch=techch*effch，

(5)

effch=pech*sech，

(6)

合并式(5)和式(6)可得

tfpch=techch*pech*sech。

(7)

2．解釋變量

財政分權(quán)(fd)。作為本研究的核心解釋變量，財政分權(quán)用來衡量中央和地方間財政支出責(zé)任分配情況，可以有效反映地方政府自主性的大小。從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，財政分權(quán)主要是從收入分權(quán)和支出分權(quán)這兩個角度進(jìn)行度量[18]。值得注意的是，由于中央對地方存在大量的轉(zhuǎn)移支付，收入分權(quán)往往不能全面反映財政分權(quán)程度，而財政分權(quán)更多體現(xiàn)在地方政府對財政支出的自主性程度，從財政支出的角度更能反映其對宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響[19]?；诖?，本研究在討論財政分權(quán)對全要素生產(chǎn)率的影響時以支出分權(quán)度為主，并在此基礎(chǔ)上對收入分權(quán)度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，公式為

財政支出分權(quán)度=人均各省本級財政支出/人均中央本級財政支出+人均各省本級財政支出。

(8)

地方政府競爭(competition)。研究表明，外商直接投資是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素之一。發(fā)展中國家往往生產(chǎn)技術(shù)落后，缺乏現(xiàn)代管理經(jīng)驗，因而外商直接投資不僅改變資本存量，而且是發(fā)展中國家人力資本和技術(shù)變遷的重要源泉。外商直接投資作為促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)進(jìn)步的重要資源，可以很好地衡量地方政府間競爭的程度。參考張軍等[20]的方法，本研究選用通過當(dāng)年人民幣對美元的年均匯率換算得到的外商直接投資總額占GDP的比重來衡量地方政府競爭。

3．控制變量

為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，參考其他文獻(xiàn)，本研究選取了四個影響地區(qū)全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)作為控制變量。一是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(pgdp)，選用人均GDP=地區(qū)生產(chǎn)總值/總?cè)丝谧鳛榭刂谱兞?。一般而言，?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，地區(qū)全要素生產(chǎn)率越高。二是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平(industry)，選用第三產(chǎn)業(yè)增加值/第二產(chǎn)業(yè)增加值來衡量。指標(biāo)越高，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級越好，地區(qū)全要素生產(chǎn)率越高。三是人力資本質(zhì)量水平(human)，采用居民人均教育年限作為衡量指標(biāo)。計算方法為

Y=(6*X1+9*X2+12*X3+12*X4+
15*X5+16*X6+19*X7)/X8,

(9)

X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7分別表示小學(xué)、初中、普通高中、中職、大學(xué)?？?、大學(xué)本科、研究生學(xué)歷數(shù)量，X8表示6歲以上人口合計。四是科研投入水平(rd)，選用R&D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度(R&D經(jīng)費(fèi)/地區(qū)GDP)來衡量。

(三)數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可得性和準(zhǔn)確性，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》、各省(自治區(qū)、直轄市)統(tǒng)計年鑒。鑒于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失，本研究最終選取除西藏自治區(qū)和港澳臺外的30個省級行政區(qū)2001—2018年的平衡面板數(shù)據(jù)。為保證系數(shù)合理顯著，進(jìn)行以下數(shù)據(jù)處理：pgdp取對數(shù)、com擴(kuò)大10倍，變量具體說明和描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析

(一)基本回歸分析

各個變量做面板單位根檢驗，結(jié)果顯示平穩(wěn)，適合平穩(wěn)面板模型?；诖耍狙芯糠謩e做了混合回歸、隨機(jī)效應(yīng)回歸和面板效應(yīng)回歸以選擇合適的模型?；貧w結(jié)果顯示，面板F檢驗表明存在明顯的個體效應(yīng)，在進(jìn)行Hausman檢驗后拒絕原假設(shè)，表明應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。因此，本研究主要對雙固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果進(jìn)行分析，基本回歸分析見表2。

首先，根據(jù)表2的回歸結(jié)果，模型(7)、(8)、(9)財政分權(quán)(fdexp)系數(shù)為負(fù)，且均在1%顯著性水平下顯著，表明財政分權(quán)對地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在明顯的抑制效應(yīng)，假說A2成立。這可能是因為在我國現(xiàn)行財政分權(quán)體制下，中央和地方支出責(zé)任劃分不清晰，地方政府的財權(quán)和支出責(zé)任不對應(yīng)，地方政府承擔(dān)較多的支出責(zé)任，因而在轉(zhuǎn)移支付無法精準(zhǔn)有效實現(xiàn)的情況下，地方政府很難有多余的財力提高本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。地方政府競爭(com)的系數(shù)為負(fù)，并在5%顯著性水平下顯著，表明該競爭對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了明顯的抑制作用，假說B2成立。

其次，所有模型交互項均通過5%顯著性檢驗，且系數(shù)為正，表明財政分權(quán)和地方政府競爭之間存在明顯的交互關(guān)系。隨著財政分權(quán)程度的提高、地方政府競爭的加強(qiáng)對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制作用減弱，地方政府競爭弱化了財政分權(quán)對全要素生產(chǎn)率的抑制作用，假說C1成立。這可能是因為隨著財政分權(quán)程度的提高、地方政府競爭的加強(qiáng)，財政分權(quán)賦予地方政府更大的自由和積極性，地方政府間充分競爭特別是外商直接投資的引進(jìn)強(qiáng)化了本地區(qū)的競爭實力，提高地方政府治理能力，進(jìn)而釋放投資活力，創(chuàng)新企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)，從而提高了本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

最后，從控制變量來看，人均GDP與全要素生產(chǎn)率有顯著的正相關(guān)關(guān)系，符合預(yù)期。人均GDP越高的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，基礎(chǔ)設(shè)施和投資環(huán)境越好，全要素生產(chǎn)率越高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化水平與全要素生產(chǎn)率存在5%顯著性水平下的負(fù)相關(guān)關(guān)系，不符合預(yù)期，具體原因需要進(jìn)一步研究。人力資本質(zhì)量水平(human)和科技投入水平(rd)對全要素生產(chǎn)率的影響均為負(fù)，但不顯著(1)這里的不顯著指在通常最低的10%顯著性水平下都不顯著，說明參數(shù)估計值完全不顯著，不具有代表性。，說明目前我國仍需要加大對教育和科研的投入，促進(jìn)科學(xué)發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新，提高全要素生產(chǎn)率。

表2 基本回歸分析

(二)全要素生產(chǎn)率的分解

基于全要素生產(chǎn)率的分解，以技術(shù)進(jìn)步(techch)、純技術(shù)效率(pech)和規(guī)模效率(sech)作為被解釋變量，判斷財政分權(quán)、地方政府競爭對全要素生產(chǎn)率深層次的影響，結(jié)果如表3所示。財政分權(quán)在10%顯著性水平下促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，在1%顯著性水平下抑制純技術(shù)效率，對規(guī)模效率不顯著。綜合比較模型(10)和模型(11)中財政分權(quán)的參數(shù)系數(shù)0.204和-0.492，符合前面基準(zhǔn)模型預(yù)期，財政分權(quán)對全要素生產(chǎn)率有顯著的抑制作用。同理，地方政府競爭顯著抑制了純技術(shù)效率(系數(shù)-0.328)，促進(jìn)了規(guī)模效率(系數(shù)0.153)，但對純技術(shù)效率的抑制作用明顯大于對規(guī)模效率的改善作用，總體上對全要素生產(chǎn)率存在抑制作用。從交互項來看，交互項在1%顯著性水平下對純技術(shù)效率顯著為正，在10%顯著性水平下顯著為負(fù)，地方政府競爭顯著地弱化了財政分權(quán)對純技術(shù)效率的抑制作用，強(qiáng)化了對規(guī)模效率的抑制作用，但總體上對全要素生產(chǎn)率的影響是積極的。

表3 FE回歸 全要素生產(chǎn)率的分解

(三)分區(qū)域回歸分析

為進(jìn)一步考察財政分權(quán)和地方政府競爭對全要素生產(chǎn)率影響的區(qū)域差異，本研究將30個省級行政區(qū)按經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)兩組分別進(jìn)行回歸分析。為了提高結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性，采用以支出分權(quán)衡量的回歸為主，并以收入分權(quán)回歸模型作為參考，所有結(jié)果如表4所示。

表4 分區(qū)域回歸

從模型(13)和模型(15)可知，財政分權(quán)均抑制了東部地區(qū)和中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升，從系數(shù)(中西部-0.436、東部-0.281)來看，財政分權(quán)對中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制作用更大，且通過1%的顯著性檢驗。這可能是因為相較于東部地區(qū)而言，中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量較小，財政支出規(guī)模不足，從而使得財政分權(quán)體制更加阻礙本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。東部地區(qū)財政分權(quán)系數(shù)不顯著，可能是因為采用支出分權(quán)衡量，東部地區(qū)相較于中西部地區(qū)不太依賴于中央轉(zhuǎn)移支付，采用收入分權(quán)或許更加合理。同時，樣本量不足導(dǎo)致模型可能存在一定的誤差?；貧w結(jié)果(即表4中的com)顯示，地方政府競爭對中西部地區(qū)全要素生產(chǎn)率存在抑制作用，且在1%顯著性水平下顯著，對東部也存在一定的抑制作用，但不顯著。從交互項來看，地方政府競爭在中西部地區(qū)顯著弱化了財政分權(quán)對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的抑制作用，在東部地區(qū)并不顯著。這可能是因為中西部地區(qū)的財政分權(quán)和地方政府競爭形成正反饋良性互動，中西部地區(qū)地方政府間競爭的加劇加上中央對中西部地區(qū)的逐漸重視，有利于釋放地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，提高資源配置效率，進(jìn)而帶動本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗變量回歸系數(shù)是否具有穩(wěn)定性、模型是否穩(wěn)健，本研究采用兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。一是核心變量替換，針對財政分權(quán)變量，采用收入分權(quán)度衡量(人均各省本級財政收入/人均中央本級財政收入+人均各省本級財政收入)，針對地方政府競爭變量，采用替換變量人均外商直接投資，兩者回歸模型參數(shù)均與原模型正負(fù)一致并顯著，表明計量結(jié)果可靠。二是截取2005—2015年樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果與原估計基本一致，滿足穩(wěn)健性檢驗。

五、研究結(jié)論與政策建議

本研究選取2001—2018年中國30個省份面板數(shù)據(jù)，分析財政分權(quán)、地方政府競爭及兩者交互項對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制并進(jìn)行實證研究，得出如下結(jié)論：一是單獨(dú)來看，在全國層面財政分權(quán)和地方政府競爭都對地區(qū)全要素生產(chǎn)率有明顯的阻礙作用，但隨著財政分權(quán)度的提高，地方政府競爭對全要素生產(chǎn)率的抑制作用減弱，而地方政府間競爭加劇也抑制了財政分權(quán)對全要素生產(chǎn)率的激勵作用；二是從全要素生產(chǎn)率的分解來看，財政分權(quán)和地方政府競爭主要是通過對技術(shù)效率的抑制作用阻礙全要素生產(chǎn)率的提高；三是分區(qū)域來看，目前中西部財政分權(quán)和地方政府競爭的良性互動相較于東部更有利于全要素生產(chǎn)率的提高。

基于以上分析和實證，本研究給出以下政策建議：一是在新一輪財稅改革中完善財政分權(quán)體制，進(jìn)一步完善轉(zhuǎn)移支付制度，明確地方政府支出責(zé)任，保證地方財權(quán)與事權(quán)相匹配，扭轉(zhuǎn)財政失衡局面，充分發(fā)揮地方政府信息優(yōu)勢，提高財政資金配置效率，進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提高；二是轉(zhuǎn)變地方政府競爭機(jī)制，改進(jìn)政績考核體制，引導(dǎo)地方政府以推進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展為基本導(dǎo)向，遏制分割市場、阻礙要素正常流通的惡性競爭，確保要素有效配置，提高全要素生產(chǎn)率；三是根據(jù)東部地區(qū)和中西部地區(qū)不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，充分考慮地區(qū)的差異性，確保財稅體制與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展相協(xié)調(diào)。例如，中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較差，自主創(chuàng)新能力較弱，需要加大轉(zhuǎn)移支付力度，給予人才政策；東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)較好，可以加大財政分權(quán)力度，激發(fā)經(jīng)濟(jì)活力等。