资源枯竭城市转移支付对经济增长的影响

作者:未知

  摘要 作为支持资源型城市产业转型升级的政府行为,财政偏袒是否会导致地区陷入低经济增长陷阱尚未得以揭示。本文借助中央政府划定资源枯竭型城市这一准自然实验,采用双重差分法识别了资源枯竭城市转移支付对经济增长的影响。研究结果显示:①针对资源枯竭型城市的财力性转移支付会引发“激励陷阱”问题,从而导致城市经济增长放缓,这一结论在考虑了DID识别假设条件、PSMDID及安慰剂检验、外生事件冲击后依然稳健。②影响机制检验表明,“激励陷阱”的出现与政策引致型扭曲、制度环境以及资源路径依赖有关。资源枯竭城市转移支付引发了地方财政支出的粘蝇纸效应、劳动市场价格扭曲的配置效应、产业结构偏离度加深和产业结构高级化程度下降的结构效应。但是如果能改善制度环境和摆脱资源路径依赖,资源枯竭城市转移支付对经济增长的阻碍问题将会得到解决。③财政偏袒性政策对资源枯竭型城市经济增长的影响具有显著的异质性。资源枯竭城市转移支付会阻碍煤炭城市和有色金属城市的经济增长,但对森工城市没有明显的影响;人力资本水平高、财政压力小、金融发展程度高和互联网普及程度高的城市能够减轻资源枯竭城市转移支付的负面效应。据此本文认为,深化财税体制改革、完善资源枯竭城市转移支付、加强软环境建设、重视人力资本积累是帮助资源型城市跨越财政偏袒“激励陷阱”的有效举措。
  关键词 资源枯竭城市转移支付;经济增长;政策引致型扭曲;制度环境;资源路径依赖
  中图分类号 F812.2  文献标识码 A  文章编号 1002-2104(2019)04-0147-10  DOI:10.12062/cpre.20181024
  长久以来,政府政策扶持被视为决定资源型城市产业转型升级的重大因素(Auty和Warhurst[1];Rosser[2])。为了摆脱对资源产业的路径依赖,改变经济驱动模式,政府要在资源城市转型中发挥“扶助之手”的作用。但是,如同硬币的两面,政府偏袒性政策可能使获益地区忽视良好的市场机制、社会公平以及高效的行政管理体制对经济长期增长的作用,通过“权力寻租”等机制改变地方政府激励与行为,抑制创新和经济发展效率,从而跌入“激励陷阱”,导致资源型城市陷入低经济增长模式。为了支持资源型城市培育壮大接续替代产业、优化产业结构以及转变经济发展方式,中国政府主要措施是从2008年开始分三批设立资源枯竭型城市,作为中央对地方政府实施资源枯竭城市转移支付的补助对象。那么,资源型城市政策偏袒是否会促进地区经济发展?如果没有,是什么原因导致偏袒性政策扭曲?剖析这些问题,对于资源导向型经济体在面临增长瓶颈的情况下,如何发挥政府扶持这一剂“良药”的作用来形成健康的经济发展模式,有着十分重要的政策含义。本文选择这一财政改革视角切入,利用资源枯竭城市转移支付衡量地区获得的财政偏袒,通过评估其对经济增长的影响来回答资源型城市政策偏袒能否摆脱“激励陷阱”。
  1 文献综述
   在经济体制领域40多年的渐进式改革中,中国政府具有丰富的以政策偏袒为“试验田”来打破制度惯性束缚的经验。为了摆脱体制内的条条框框,中国主要在沿海地区设立“经济特区”和开放“沿海口岸”来提高经济发展效率,实现将“经济蛋糕做大”(黄玖立等[3])。为了协调地区平衡发展,中央政府推出了西部大开发、国家级贫困县扶助、集中连片特困地区精准扶贫等战略,以期达到“蛋糕分配公平”(郭君平等[4])。这些偏袒性政策主要包括财政转移支付、税收优惠、资金信贷优惠以及土地使用优惠(Kasara[5];Berry等[6])。例如为振兴东北老工业基地,政府在2004年面向东北三省实施了两项税收优惠政策——增值税转型试点改革和企业所得税固定资产加速折旧政策(刘怡等[7])。但是,“轻易得到的富裕会导致懒惰”,偏袒性政策不一定能实现促进经济发展和调节地区差距的两大既定目标。刘瑞明和赵仁杰[8]发现西部大开发过程中存在着“政策陷阱”,产生了人力资本挤出和产业结构调整滞后等不良后果。万莹[9]认为西部地区税收优惠并没有缩小东西部经济增长差距,经济发展水平的绝对差距和相对差距还在继续扩大。
  中国人口·资源与环境 2019年 第4期 随着中央政府大幅提高中央的税收分成比例,转移支付已成为地方政府的重要财政支柱,2017年转移支付占地方财政收入的比重已达45.5%。财政转移支付成为了中央政府实施偏袒性政策的重要途径,通过调整转移支付的规模和结构,影响下级政府经济或民生发展目标(吕冰洋等[10])。从理论和实践上看,财政转移支付可能会引发负面效果,导致偏袒策略失效。第一代转移支付理论集中研究转移支付所产生的“粘蝇纸效应”(Dahlberg等[11]),转移支付会刺激地方财政支出过度扩张,降低财政资金使用效率。根据Barro[12]政府支出理论模型,政府消费性支出不利于经济增长,而转移支付恰恰可能导致地方政府扩大行政管理支出规模,民生性支出和生产性支出被挤占。中国财政轉移支付主要弥补地方政府财政缺口,地方政府会偏向行政性支出(尹恒和朱虹[13])。付文林和沈坤荣[14]证实了转移支付会带来地方财政支出的粘蝇纸效应和可替换效应,给城市经济发展带来负向作用。
   第二代转移支付理论把研究重点放在转移支付所引发的公共品非均等化、预算软约束和道德风险等[15],实质上是在中央与地方政府信息不对称背景下,考察转移支付对地方政府行为的激励约束作用。中央转移支付资金配置未能权衡公平与效率,更多是用于基层政府“保运转”和“搞建设”,未能在促进地方公共服务发展和均等化中发挥作用[16-17]。李永友和张子楠[18]认为无论是转移支付的筹资机制还是分配机制,不仅未能激励地方政府公共服务供给,而且过度的支出补助显著降低了社会性公共品供给水平。转移支付的“公共池问题”会导致地方政府形成“财政幻觉”,转移支付融资的地方公共服务收益由地区享有,而大部分成本由其他地区承担,导致地方政府行为的激励机制出现偏差[19-20]。转移支付干扰了落后地区的收益与经济发展之间的联系,在共享税制度下,转移支付会诱导地方政府较少征税[21]。乔宝云等[22]和胡祖铨等[23]发现地方政府对转移支付的依赖会扭曲财政努力程度,地方政府会在辖区内较少征税从而在转移支付系统中获益。    对于转移支付是否能够促进经济增长,大部分国内研究给出了否定的结论。由于转移支付与中国的财政分权水平不相适应,会抑制地区经济增长[24]。倾斜性的转移支付降低了地方经济的长期增长效率,支出结构不合理变化和转移支付带来的激励扭曲都可能降低经济增长潜力[25]。相比于专项转移支付,一般性转移支付对地方政府发展经济产生负向激励,使转移支付资金对经济增长的效果弱化[26]。民族地区转移支付政策显著促进了民族地区公共支出水平的相对提高和公共支出结构的相对优化,但未显著缩小民族地区与其他地区间的经济发展差距[27]。不难发现,转移支付的经济效应在近年来已引起了一部分学者的关注,但遗憾的是,目前尚未有文献系统研究资源枯竭城市转移支付究竟会如何影响资源型城市的经济增长。
  2 政策背景
   2007年《国务院关于促进资源型城市可持续发展的若干意见》首次提出“设立针对资源枯竭城市的财力性转移支付”,增强其基本公共服务保障能力,重点用于社会保障、教育卫生、环境保护等方面的历史欠账。财政部、发改委和国土资源部在2008年确定了首批12个资源枯竭型城市名单,包括5个资源型城市经济转型试点市、3个西部地区典型资源枯竭城市、3个中部地区典型资源枯竭城市以及1个典型资源枯竭地区。2009年国务院确定第二批32个资源枯竭型城市,包括9个地级市、17个县级市和6个市辖区。2012年设立了第三批25个资源枯竭型城市,其中大小兴安岭林区等9个县级单位参照执行资源枯竭城市财政转移支付政策。至此,国家分三批确定了69个资源枯竭城市(县、区),作为中央对地方资源枯竭城市转移支付的补助对象。
  资源枯竭城市转移支付属于一般性转移支付,由中央政府进行公式化分配,资源枯竭型城市的地方政府具有很大的资金使用自主权。按照《中央对地方资源枯竭城市转移支付管理办法》规定,资源枯竭城市转移支付的金额计算是基于一套包含多种因素的固定公式,由定额补助和因素补助两部分组成。其中,定额补助分为县级、市辖区、参照执行资源枯竭城市转移支付政策等三个档次,补助金额根据预算安排情况确定。因素补助由资源枯竭型城市各种因素综合计算,主要因素包括各市县非农人口、人均财力系数、困难程度系数、资源枯竭程度系数以及资源类型系数。资源枯竭城市转移支付具体实施办法如表1所示。
  3 模型设定与指标选取
   3.1 模型设定
  典型的DID方法要求样本设置统一的实验组别虚拟变量与政策实施时间虚拟变量,而中国分别在2008、2009以及2012年公布了相应的资源枯竭型城市名单,不同城市在获得中央资源枯竭城市转移支付的时间选取上存在差异,无法设置统一的时点虚拟变量。借鉴已有文献对该问题采用的方法,放弃设定统一的实验组别虚拟变量和政策时点虚拟变量,而是关注二者交互项的符号和显著性,将待检验回归的双重差分模型设定为:
  Lightit=γ×Treatedi×Postt+βControlit+Cityi+Yeart+
  Province*Yst+εit
  (1)
   其中,Light为经济增长;Treated为区分实验组与对照组的虚拟变量,若为资源枯竭型城市则取值为1,否则为0;Post为时点虚拟变量,从享受资源枯竭城市转移支付时间开始,取值为1,否则为0;Control为控制变量,表示一系列城市特征因素;City为城市固定效应,捕捉不随时间变化的城市特征;Year为年份固定效应,控制不随城市变化的时间维度冲击;Province*Y为城市所处省份与年份的交叉固定效应,控制省份决策规制在不同年份上的差异,能在一定程度上控制模型的内生因素干扰。
  3.2 指标选取
   本文的核心被解释变量为城市经济增长。从普遍性上说,地方统计数据的真实性或可靠性问题一直备受关注,国内外研究普遍认为中国GDP数据存在高估问题。从特殊性上说,资源型城市可能出现经济数据低估的复杂情况——存在“缩水”GDP的动机。中央将资源衰减程度作为评定资源枯竭型城市和确定转移支付资金数量的最重要因素,也会综合考量城市的地理位置、要素禀赋、财政状况和生态环境。资源枯竭城市转移支付是城市努力争夺的财源,财政资金流向还取决于上下级政府的谈判和地方政府间的博弈[28]。资源型城市可能为获得转移支付“做小”GDP数据,以便在同等资源衰退程度下争取额外的“同情分”。如果选择的经济指标不能真实反映出经济发展状况,评估结果可能“南辕北辙”。为此,本文采用全球夜间灯光数据来代替GDP数据。该数据将夜间灯光作为人类活动的表征,最大限度地消除了人为因素,能够度量地区经济发展,特别是中国地方真实经济发展[29]。针对DMSP/OLS夜间灯光原始影像数据集亮度值的饱和问题和非连续问题,参照已有文献的做法进行校正[30]。
   在控制变量的选取上,为了消除外生变量对资源枯竭城市经济发展的影响,尽可能使实验组与对照组处于相似的外生环境中,我们捕捉了经济、社会、人口等一系列外生变量,具体包括当年城市人口、经济基础禀赋、固定资产投资、消费品零售总额等变量。Rawski[31]认为中国从1998年开始,GDP数据才开始被过分夸大,因此选择1998年城市人均GDP衡量地区经济基础禀赋。事实上,中国在设立资源枯竭城市之前,一直在两类特殊地区加强一般性转移支付。一种是从2000年底,建立了专门针对民族地区的财力性转移支付制度,即民族地区转移支付政策;另一种是设立国家级贫困县,在转移支付资金上对其倾斜。为了避免民族地区转移支付和贫困县转移支付的干扰,在控制变量中加入了民族地区哑变量和贫困县哑变量。
  根据《全国资源型城市可持续发展规划(2013—2020年)》公布的资源型城市名单,本文选择中国115个地级市为样本,其中资源枯竭型城市名单分别在2008、2009和2012年由国务院确定。囿于数据的可得性,样本区间跨度为2004年至2012年。城市灯光强度原始数据來源于美国国防气象卫星搭载的业务型线扫描传感器(DMSP/OLS)获取的夜间灯光影像。经济数据均来源于《中国城市统计年鉴》和《中国财政年鉴》,全部金额类指标采用GDP平减指数进行物价消胀处理,确保价格上的可比性。   4 实证结果分析
   4.1 基准回归结果
   支付金额通过公式固定化,但省级政府仍可以影响拨款进度,为此我们以省聚类的稳健标准误控制潜在的序列相关。表3汇报了根据公式(1)进行全样本估计的结果。第(1)列只控制了城市固定效应和时间固定效应,第(2)列在此基础上控制了省份时间交互项,第(3)列则在第(1)列的基础上加入了控制变量,第(4)列则在加入控制变量的同时控制了城市固定效应、时间固定效应和省份时间交互项。从第(1)~(4)列中可以发现,核心解释变量的估计系数符号和显著性水平没有发生实质性改变。接下来,具体以第(4)列的完整估计结果为基础进行分析。第(4)列的结果显示:在控制了其他影响因素后,享受资源枯竭城市转移支付的地区灯光总强度下降了58.03个单位,并在1%置信水平上通过显著性检验,说明资源枯竭城市转移支付会降低城市经济发展效率,发生了财政偏袒的激励陷阱效应。考虑到政策实施效应的滞后性,对政策虚拟变量进行滞后一期处理。表3第(5)~(8)列显示了政策改革变量滞后一期的实证结果,回归系数仍显著为负,资源枯竭型城市设立对经济增长的负向影响依然稳健。
   控制变量的估计结果也和预期一致:1998年城市人均GDP越大,灯光总强度越高,说明经济基础禀赋越高,越有利于经济持续增长;城市人口规模越大,灯光总强度更高;固定资产投资、消費品零售总额与灯光总强度呈显著正相关;民族地区哑变量、贫困县哑变量与灯光总强度呈显著负相关。
  4.2 稳健性检验
  4.2.1 DID识别假设条件
   DID方法能够解决政策评估中的内生性问题,这是建立在平行趋势假设和政策实施前两组不能形成有效预期的基础上。本文首先采用事件研究法检验样本是否满足趋势一致性,考察2008年以前估计系数的显著性。回归发现2008年政策实施前三期虚拟变量的估计系数均不显著,因此平行趋势假设成立。
   为检验政策实施前实验组与对照组是否存在预期反应,在估计模型中进一步引入Treated×OneYearBefore和Treated×TwoYearBefore,OneYearBefore和TwoYearBefore分别为政策实施前一年和前两年的虚拟变量,如果交互项的估计系数显著不为0,意味着地区在获批为资源枯竭型城市前已形成预期。回归结果显示,两项交互项的估计系数不显著,表明预期效应不存在,保证了政策的外生性。
  4.2.2 PSMDID及安慰剂检验
   倍差法可以通过差分分离出“政策处理效应”,但可能面临样本偏差,而PSM有助于处理样本偏差问题。采用PSMDID方法来尝试更准确地估计资源枯竭城市设立对经济增长的因果联系,具体方法是:①通过PSM寻找对照组样本;②使用匹配后的对照组和原始处理组进行DID估计。估计结果显示,政策变量的回归系数仍然显著为负。
   进一步,通过人为设定的资源枯竭城市进行安慰剂检验。保留样本中的资源未枯竭型城市,将利用PSM方法匹配得到的资源未枯竭型城市假设为处理组,政策改革时间与其一对一匹配的原资源枯竭型城市一致,其余的资源未枯竭型城市为对照组。安慰剂检验结果显示,政策实施虚拟变量的回归系数不显著,人为假设实验组的经济增长未受到转移支付偏袒性政策的影响。
  4.2.3 排除外生事件干扰
   如果样本区间内发生了与被解释变量高度相关的其他政策冲击,也会影响估计结果的准确性。本文主要考虑了2008年经济危机和2011年资源税改革对城市经济增长的影响。将构建的政策指标与Treated×Post交叉纳入回归后,Treated×Post的估计系数仍然显著小于0,这再一次证明资源枯竭城市转移支付引发了“激励陷阱”问题。
  4.3 影响机制检验
  4.3.1 资源枯竭城市转移支付影响经济增长的路径分析
   通过两种成因解释资源枯竭城市转移支付的经济阻碍效应:一种是政策引致型扭曲,由于政策本身设计有缺陷而无法达到预期效果,分析资源枯竭城市政策偏袒主要通过何种路径阻碍经济发展;另一种是制度路径扭曲,即使政策设计合理,但市场不完善、法律不健全、政府行政低效以及对原有经济体制模式的依赖都会制约政策发挥作用,这也暗示了如果能够改善制度环境、摆脱资源路径依赖,就能避免资源枯竭型城市陷入财政偏袒的激励陷阱。
   以三大效应检验政策引致型扭曲,即资源枯竭城市转移支付可能产生粘蝇纸效应、配置效应以及结构效应。粘蝇纸效应体现为转移支付促使地方财政放松预算约束,造成财政资源分配的无效性。资源枯竭型城市在财力改善后,可能调整财政支出结构,导致公共品供给不足,从而抑制了地区经济产出。配置效应体现为由于资源枯竭城市转移支付不限定资金用途,地方政府获得财力后会过度投资,如果不伴随政府管理职能与调控手段等方面的提高,只是进一步加强对经济的干预,可能导致要素价格扭曲,产生资源错配。结构效应体现为资源枯竭城市转移支付改变了地区产业结构,产业结构失衡不利于经济增长。
   制度路径扭曲分为制度环境不完善与资源路径依赖。一般认为,良好的制度环境包括较高的法制化水平、高效的政府治理和较好的市场机制。法制化水平越高、政府政务越透明、腐败程度越低,地方政府将转移支付资金用于攫取政治租金的可能性越低,转移支付对资源优化配置的作用就越突出。资源型城市特殊的要素吸纳效应、资源部门一业独大以及工业化演进过程中的沉淀成本会产生锁定效应,形成资源路径依赖的经济特征。资源型城市传统发展模式不断固化、替代产业培育缓慢的一些问题恰恰是路径依赖造成的,而路径依赖又会使得资源部门在获得政府财力资助后进一步强化原有生产模式,造成城市经济转型越发困难的恶性循环。
  4.3.2 政策引致型扭曲检验    为了探讨财政偏袒如何通过三大效应影响资源枯竭型城市经济增长,首先采用路径分析法,将倍差项与三大效应分别进行回归,若系数显著,说明财政偏袒产生了上述三大效应。接下来,将倍差项与三大效应同时放入模型分别与灯光总强度进行回归,如果三大效应系数显著,倍差项变得不显著或者显著但系数降低了,证明资源枯竭城市转移支付政策偏袒通过三大效应阻碍了经济增长。
   粘蝇纸效应以地方财政支出占GDP比重(Fiscal)衡量,预期符号为正,表明资源枯竭城市转移支付产生了粘蝇纸效应。由于资源型城市偏向劳动密集型产业,用劳动市场价格扭曲(PrL)衡量配置效应,劳动市场价格扭曲利用所在城市劳动边际产出与工资率的比重表示,劳动边际产出通过C-D生产函数计算,工资率通过劳动者报酬除以就业人数计算,预期符号为正,表明资源枯竭城市转移支付加重了资源错配。结构效应用产业结构表示,分为产业结构高级化与产业结构合理化。产业结构高级化衡量了产业结构升级,一般根据克拉克定律采用非农产值比重(Sector)度量。产业结构合理化指的是产业间的聚合质量,学界一般采用结构偏离度(TL)进行衡量,该指标刻画了要素投入结构和产业结构的耦合程度。
   表4第(1)列回归结果显示,政策实施变量Treated×Post的估计结果显著为正,表明资源枯竭城市转移支付显著扩大了地方财政支出比重。表4第(2)列回归结果显示,中介变量Fiscal系数为负且通过显著性检验,并且此时倍差项Treated×Post的估计系数绝对值也有所下降,这意味着粘蝇纸效应是阻碍经济增长的可能渠道。表4第(3)、(4)列报告了配置效应的检验结果,第(3)列中倍差项Treated×Post的估计系数显著为正,第(4)列中PrL的估计系数显著为负,意味着资源枯竭城市转移支付通过加重劳动市场价格扭曲这一渠道显著降低了城市经济发展水平。表4第(7)~(10)列汇报了结构效应的检验结果,资源枯竭城市转移支付显著降低了非农产值比重、加大了产业结构偏离度,而产业结构高级化和合理化程度的降低又进一步显著阻碍了经济增长。至此,政策引致型扭曲的三大效应均得到验证。
  4.3.3 制度环境与资源路径依赖的影响
   从制度环境和资源路径依赖两个方面,考察制度路径扭曲是否也是资源枯竭城市转移支付阻碍经济增长的影响机制。制度环境主要包括市场化水平、政府治理水平和法治化水平,采用王小鲁等[32]编制的中国各地区“市场化进程得分”、“政府与市场关系”以及“市场中介組织的发育和法律制度环境”,分别衡量城市当年的市场化水平(Market)、政府治理水平(Relation)以及法治化水平(Law)。同时也尝试采用地区腐败程度(Corruption)的测量方法,以“检察机关腐败立案数(根据人口调整)”用作刻画城市制度环境的代理变量。资源路径依赖通过资源依赖度(RD)衡量,用采掘业人数占总从业人数的比重表示。
   表5汇报了制度路径扭曲的检验结果。表5第(1)列显示,当用市场化水平(Market)衡量制度环境时,三重交互项的估计系数显著为正,表明市场化水平提高能够约束资源枯竭城市转移支付对经济增长的负向影响。表5第(2)、(3)列中分别采用政府治理水平(Relation)和法治化水平(Law),三重交互项的估计系数仍然显著为正。表5第(4)列中采用腐败程度(Corruption)刻画制度环境,三重交互项的估计结果依然稳健。实证结果表明,在制度环境较差的资源枯竭型城市,资源枯竭城市转移支付对经济增长的阻碍效应更强。表5第(5)列汇报了资源路径依赖对资源枯竭城市转移支付经济效应的影响,三重交互项的估计系数显著为负,表明城市对自然资源的依赖程度越强,越会使得资源枯竭城市转移支付阻碍经济增长。至此,制度路径扭曲得到验证,市场机制缺失、地方基层政府治理能力不足以及自然资源依赖性较强使得财政偏袒性政策无法有效实施,这是资源枯竭城市转移支付政策难以促进经济发展的外部原因。
  5 异质性影响
   5.1 自然资源类型
   将115个资源枯竭型城市分为煤炭城市、有色金属城市和森工城市,在公式(1)的基础上增加对城市自然资源种类异质性变量的引入。在处理组资源枯竭型城市样本中,根据自然资源类型(煤炭、有色金属、森工),将这部分城市划分为三种类型(Treatedrank-k,k=1,2,3)。Treatedrank-1代表资源枯竭型城市中的煤炭城市,Treatedrank-2代表资源枯竭型城市中的有色金属城市,Treatedrank-3代表资源枯竭型城市中的森工城市,比较交互项Treatedrank-k×Post的系数可以识别资源枯竭城市转移支付对不同自然资源类型城市经济增长的异质性影响。
   从表6第(1)列可以看出,交互项Treatedrank-1×Post的系数为负且通过显著性检验,表明资源枯竭城市转移支付对煤炭城市经济发展起到负向作用;交互项Treatedrank-2×Post的系数为负且通过显著性检验,表明资源枯竭城市转移支付对有色金属城市经济发展也起到负向作用;交互项Treatedrank-3×Post的系数为负但未通过显著性检验,表明资源枯竭城市转移支付没有显著阻碍森工城市经济增长。导致这一结果可能的原因是,煤炭城市兼具土地塌陷和农民失地问题,地区制度环境较差,地方政府难以利用好财政偏袒性政策发展经济。有色金属城市具有延长资源产业链的先天基础,但产品技术含量过低,容易产生政府财力重复投入的路径依赖。森工城市经济基础条件一般,可以通过林副产品、旅游开发等方式实现经济转轨,与煤炭城市和有色金属城市相比,对高新技术的需求不高,资源枯竭城市转移支付的结构效应对其影响不大。
  5.2 城市人财物特征
   从人(人力资本)、财(财政压力和金融发展)、物(互联网普及)三个方面对资源型城市进行分组以考察资源枯竭城市转移支付的异质性影响。具体实证过程中,人力资本水平采用资源型城市所在省份非文盲人口占地区总人口的比率作为衡量指标。财政压力采用地方财政支出与财政收入的比重为衡量指标,金融发展程度用城乡居民储蓄年末余额占GDP比重衡量,互联网普及程度用互联网宽带接入用户数衡量。   表6第(2)、(3)列结果表明,人力资本水平较低的城市,资源枯竭城市转移支付对经济增长的影响显著为负,而人力资本水平较高的城市,资源枯竭城市转移支付的经济阻碍效应不显著。这一结果并不难理解,资源型城市经济转型的条件之一是需要大量能夠进入接替产业的高技能劳动者,受教育水平较低的劳动力明显难以短时间掌握新技术并熟练运用于实际,只能继续进入资源产业部门,造成地方政府难以利用财政补助资金进行经济转型。表6第(4)、(5)列显示,资源枯竭城市转移支付对经济增长的阻碍作用在财政压力大的地区显著,而在财政压力小的地区不显著。在财政压力强度高的城市,地方政府会基于财政压力积极干预企业过度投资,这种过度投资一定程度上可以带来税收和预算外收入,但是会产生严重的产能过剩,进一步造成了资源错配。表6第(6)、(7)列结果表明,资源枯竭城市转移支付对经济增长的阻碍作用在金融发展程度低的地区显著,而在金融发展程度高的地区不显著。金融发展能够促进技术创新、减缓企业融资约束,有利于企业壮大与高新产业发展,金融系统的发展一定程度上可以减轻资源枯竭城市转移支付的负面效应。表6第(8)、(9)列显示,政策改革变量在互联网普及程度较低的样本中显著为负,在互联网普及程度较高的样本中不显著。可能的原因是,互联网能够打通地域、时间和规模的限制,在资源型城市中形成政府、企业和社会三方共同参与的治理体系,合理重聚配置资源,使得资源枯竭城市转移支付“公共池”问题逐渐减轻。
  6 结论与政策建议
  本文基于中央政府设立资源枯竭型城市构建了可用于政策评估的准自然实验,采用倍差法系统地考察了资源枯竭城市转移支付对经济增长的影响。基本发现是,在获得资源枯竭城市转移支付后,城市的经济增长速度放缓。影响机制检验表明,资源枯竭城市转移支付引发了地方财政支出的粘蝇纸效应、劳动市场价格扭曲的配置效应、产业结构偏离度加深和非农产业比重下降的结构效应,制度环境不完善和资源路径依赖使其难以跨越“激励陷阱”。异质性研究表明,资源枯竭城市转移支付显著阻碍了煤炭城市和有色金属城市的经济增长,但对森工城市没有明显的影响;人力资本水平高、财政压力小、金融发展程度高和互联网普及程度高的城市能够抑制资源枯竭城市转移支付的负面影响。
  基于上述研究结论,本文的政策启示是:第一,避免资源枯竭型城市跌入财政偏袒的“激励陷阱”,并不是否定资源枯竭城市转移支付的作用。资源型城市产业转型升级离不开政府支持,国际上资源产业成功转型的经验也在强调政府“有形之手”的积极作用。资源型城市应利用财政资金提升城市的“造血能力”,这样才能从根本上有助于资源型城市可持续性发展。第二,深化财税体制改革,完善资源枯竭城市转移支付。在明确中央政府和地方政府在引导资源产业转型的事权与支出责任的基础上,合理确定资源枯竭城市转移支付的总体规模,发挥好资源枯竭城市转移支付在地方政府治理上的积极作用,从而促使地方政府更好地推动地区经济产业转型升级。避免政府干预对要素市场的扭曲,以更好地优化地方政府职能配置。第三,以软环境构建为突破口,充分发挥财政偏袒的扶助作用。解决制度路径扭曲,需要建立政策支撑制度,通过对城市优质软环境的打造,寻求资源型城市经济增长的高质量模式。完善市场机制、提升政府服务水平、加强法制政府建设,通过营造良好投资环境来吸引外商投资和民间投资,诱导企业向高效率、高收益发展模式转型。加强资源型城市信息基础设施建设,为技术研发创新提供保障。
  (编辑:于 杰)
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   ZHANG Nan1 LU Hongyou2 HUANGJian1
   (1.School of Finance and Taxation, Southwestern University ofFinance and Economics, Chengdu Sichuan 611130, China;2.School of Economicsand Management, Wuhan University, Wuhan Hubei 430074, China)
  Abstract It has not yet been revealed that whether the fiscal favoritism, a governmental behavior to support economic transformation of resourcebased cities, will lead to low regional economic growth or not. By treating resourceexhausted cities’ delineating as a quasinatural experiment. We identify the effect of intergovernmental transfers for resourceexhausted cities on economic growth according to differenceindifference model. Firstly, intergovernmental transfers for resourceexhausted cities may lead to the distortion of the local government’s incentives, thus falling into the ‘incentive trap’. The result is still established after taking account of DID recognition hypothesis, PSMDID method, placebo test and exogenous event impact. Secondly, the influencing mechanism test shows that ‘incentive trap’ is related to policyled distortions and institutional path distortions. Intergovernmental transfers for resourceexhausted cities have triggered the flypaper effect of local fiscal expenditures, the allocation effect of price distortions in the labor market, the structural effect of industrial deviation deepening and optimization declining. However, if we can improve the institutional environment and get rid of resource path dependence, the negative effects of intergovernmental transfers for resourceexhausted cities can be overcome. Thirdly, the effects of fiscal favoritism policies on the economic growth are significantly heterogeneous. The transfer payment has hindered the economic growth of coal cities and nonferrous metals cities, but it has no obvious influence on forest industry cities. If the city is equipped with high human capital, low financial pressure, perfect financial development and improved information infrastructure, it will be able to restrain the negative impact of intergovernmental transfers. Some suggestions are made to prevent resourcebased cities from falling into the ‘incentive trap’ induced by fiscal favoritism, such as deepening the reform of finance and taxation system, improving intergovernmental transfers for resourceexhausted cities, strengthening the soft environment and paying attention to human capital accumulation.
  Key words intergovernmental transfer for resourceexhausted cities; economic growth; policyled distortion; institutional environment; resourceoriented path dependence2019,29(4):157-167.[YUAN Zhongxu.Authenticity study on the lack of pricing power in China’s rare earth from the perspective of resource heterogeneity[J]. China population, resources and environment, 2019,29(4):157-167.]POPULATION,  RESOURCES AND ENVIRONMENT   Vol.29  No.4  2019
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