财政分权改革与国有企业改革的比较分析

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摘要：我国的财政分权改革与国有企业改革在改革的起因、内容及最初结果等方面有很大程度的相似性，但国有企业改革最终进行得比较彻底，而财政分权改革却走了“回头路”，这体现为中央财政集中度的提高。笔者通过对比分析，对这一现象的成因给出理论解释并进行实证检验。

关键词：财政分权；国企改革；中央财政集中度

作者简介：李森(1971-)，男，山东曹县人，山东财政学院财税与公共管理学院副教授、硕士生导师，山东大学博士研究生，主要从事财税理论与政策研究；孙红霞(1981-)，女，山东济宁人，山东财政学院硕士研究生，主要从事财税理论与政策研究。

中图分类号：17810．2　文献标识码：A　文章编号：1006-1096(2008)03-0117-04　收稿日期：2008-01-10

国有企业改革和政府问财政关系的改革都涉及相同的问题――分权。虽然二者属于不同领域，前者为私人经济部门的改革，后者则为公共经济部门的改革，但二者都与政府特别是中央政府的偏好及政策选择有直接关系。目前，在我国国有企业改革已经取得明显成效的背景下，考察一下国有企业改革的进程，并将其与财政分权改革的进程加以对比，有助于我们认清财政分权改革性质及改革路径的特殊性，进而有助于对我国近年来中央财政集中度不断提高的现象给出合理解释。

一、财政分权改革与国有企业改革逻辑的相似性

第一，起因相似。二者都是在计划体制下高层政府采取集权做法导致经济绩效下降，高层政府承受巨大经济压力的背景下，作为缓解高层政府的经济压力的手段而进行的改革。我国以往的计划经济体制是一种财政主导型的经济体制。经济和社会发展要求财政支出不断增长和扩张，但计划体制下经济增长方式的粗放型特征决定了国家投资所创造的效益和财政收入相对萎缩，财政收入的增长难以满足日益扩大的财政支出需求。随着财政收支缺口的日益扩大，国家在履行社会契约所赋予的责任和职能方面越来越吃力(谷成，2007)。同时，与其他国家相比，我国经济增长所付出的代价非常高昂。按单位国内生产总值计算的能源、钢材消耗和所需运输量，分别超过其他发展中国家63.8％～229.5％、11.9％～122.9％和85.6％～559.6％。反映经济增长代价高昂最重要的指标总要素生产率增长也十分缓慢。在1952年～1981年间，即便采用最有利的假设，中国的总要素生产率年均增长也仅为0.53％，而19个发展中国家的平均数为2.0％，12个市场经济国家的平均数则为2.7％。从城乡居民消费水平的变化来看，在长达20多年的时间内，人民生活水平改善甚微。以1952年不变价格计算，全国居民消费水平指数、农民消费水平指数以及城镇居民消费水平指数仅仅从1957年的122.9、117和126.3增加到1978年的177、157.6和212.6(林毅夫，1994)。

在这样的背景下，高层政府主要是中央政府迫于经济压力，被迫进行改革。改革的主要内容，一是在私人经济部门向企业放权，赋予企业一定的经营自，允许、鼓励非公有制经济成分发展；二是在公共经济部门内部由中央向地方、由高层政府向基层政府分权，在财政体制方面体现为推行财政包干体制。政府向企业放权主要出于增强企业活力、实现经济增长和收入增加及缓解自身所面临的沉重压力的考虑；而公共经济部门的分权则一方面是为了与私人经济部门的改革保持协调(在企业按照行政级别隶属于不同层次政府的前提下，由政府向企业放权自然也就意味着由高层政府向基层政府放权)，另一方面，高层政府则希望通过这种放权来调动地方当家理财的积极性，以达到增加财政收入、减轻财政压力的目的。

第二，改革内容相似。政府为了调动企业积极性，强调企业所有权和经营权的分离，对国有企业推行了各种形式的承包经营责任制，在收入分配上向企业倾斜，扩大了企业留用的利润份额；财政分权改革则表现为中央为调动地方政府的积极性而推行了多种形式的财政包干体制，政府间收入分配明显向地方政府倾斜，中央财政收入占财政总收入比重下降(见表1)。

第三，最初的改革都未能取得理想效果。政府对国有企业推行的承包经营责任制，虽然刚开始收到调动承包人积极性的效果，但逐渐暴露出包盈不包亏、拼机器、拼设备等短期行为，承包制的弊端随着时间推移暴露得越来越明显。而财政包干体制实际是在处理政府间财政分配关系时模拟政府对国有企业所推行的承包经营责任制，是中央对地方搞承包。虽然制度推行初期也收到了调动地方政府积极性的效果，但也暴露出一系列包干体制下所难以解决的问题，比如，地方利用自己的信息优势挖挤中央收入；地方致力于发展价高利大产业，导致地区之间产业结构趋同；地区封锁日益严重，妨碍统一的全国市场的形成，不利于发挥地方的比较优势；地区发展差距拉大；包干基数和办法确定不合理，地区之间苦乐不均等。

二、财政分权改革相对国有企业改革的特殊性

我国经济体制改革采取的是渐进式的改革思路，和前苏联、东欧国家采用的激进式的一步到位的“休克疗法”明显不同。对国有企业改革而言，在相当长的时间没有涉及国有企业的私有化问题，而是在国有企业这一存量周围鼓励发展非国有经济。随着非国有经济的发展壮大，它在经济总量中所占比重逐步提高。这一方面减轻了政府的经济压力，另一方面也减轻了国有企业改革对整个经济所产生的震荡程度，增强了整个社会对更大力度的改革措施的承受力；更为重要的是，作为国有经济的“异己力量”，非国有经济的蓬勃发展对国有企业形成强有力的竞争。通过这种激烈的市场竞争，国有经济自身所具有的局限性暴露得日益明显，并最终促使决策层对国有经济在社会经济生活中所处地位和所应发挥的作用进行反思，逐步认识到所有制形式本身只是经济发展的手段而不是预先设定的目标，从而最终走上了较为彻底的产权改革，理顺了国有企业和非国有企业的关系，摆正了国有企业的地位，国有经济战线大大收缩。因此，对国有企业改革来说，我国实际上走了一条“开弓没有回头箭”的发展道路。

而我国的财政分权改革则充分体现了公共经济部门改革所具有的特殊性。政府本身是居于垄断地位的，这一特殊性质并不因为市场取向改革的日益深化而有任何改变。与国有企业旁边随着改革深化而发展起了与之形成竞争关系的非国有经济这一基本格局所完全不同的是，财政分权改革一直是政府间财政关系的处理和协调问题，在政府旁边自始至终都没有形成“异己”的竞争力量。虽然我国经历了多种财政体制形式，但不同级次政府间的关系始终没有任何实质性改变。高层政府仍然牢牢掌握着对基层政府的控制权。这种控制权明显强于同级人大对同级政府的控制权。换言之，基层政府对高层政府仍然存在明显的依赖隶属关系。这就使得改革的主动权始终操纵在高层政府

手中。作为基层政府，只能在高层政府设计的体制框架下来安排从事自己的财政行为。换句话说，相对高层政府，基层政府在体制选择方面一直处于被动地位。因此，财政分权改革到底能进行到什么程度，关键取决于高层政府的偏好和选择。如果承认经济人假设，承认政府部门的公务人员也是经济人，那么不难推出政府、包括地方政府和中央政府都具有“自利”属性。因为抽象的一般意义上的政府是不存在的，现实中政府的政策制订和推行都是依靠政府公务人员的行为来实现的。因此，在政府自利的假设前提下，只有当财政分权改革对高层政府所带来的收益大于成本时，高层政府才可能推进财政分权改革。当初它之所以实行分权改革，如前所述，是处于缓解自身所面临的沉重的经济压力的权宜之计。这意味着一旦经济压力得以缓解，分权化改革将告一段落，甚至重新走上集权的道路，只要集权的收益大于成本。因为从根本上讲，每一级政府都是追求权力最大化的，只有当这种对权力最大化的追求给自己带来的痛苦、压力大于由此而得到的满足和好处时，其理性的选择才是让渡、下放这种权力，这是不言而喻的。当初进行国有企业改革，如果通过一系列的改革举措，国有企业可以取得的效率不比非国有企业低，国有企业不再是政府财政的沉重“包袱”而是重要收入来源的话，政府不仅不会做出让国有企业从市场有效作用领域退出的决策，而且还很有可能重新强化对国有企业生产经营的直接管理，把下放的权力再收回。但历史并没有给政府提供这样的机会。在激烈的市场竞争中，国有经济的局限性体现得日益明显，如果不进一步深化国有企业改革，不仅是国有资产的大量流失问题，还会酿成巨大的社会风险，使整个经济陷入泥潭而不能自拔，最终导致严重的社会灾难。因此，尽管政府本意并不想放弃自己的权力，但现实迫使政府必须深化改革，从而使私人经济部门的国有企业改革得以比较彻底地进行。近年来，国有企业数量在减少，企业效益在提高，利润额呈逐年增长趋势(见表2)，政府承受的经济压力得以大大减轻。

从理论上讲，私人经济部门与公共经济部门二者相互联系、相互影响、相互制约，共同构成完整的经济体系。因此，从根本上讲，私人经济部门改革的深化应该有助于公共经济部门改革进程的推进，但我国政府间的特殊关系却扭曲了这种相辅相成的关系，使得私人经济部门改革的成功反倒成为阻碍公共经济部门财政分权改革深化的重要因素。

自上个世纪80年代以来，许多发展中国家和经济转轨国家纷纷“追随”发达国家，逐步走上财政分权化的改革道路，使财政分权发展为全球性的趋势。在欧盟整合过程中，财政分权也作为一项重要的约束性原则，为各成员国所共同遵循(王雍君，2006)。我国虽然也一度顺应了时代潮流，实行了分权改革，但近年来却呈现中央集权程度不断提高的格局。这主要是因为高层政府推动财政分权化改革最初的动因是为了减轻自己的经济压力，是不得已而为之的权宜之计。换句话说，在经济状况好转、经济绩效明显提高、高层政府面临的经济压力减小的情况下，财政分权改革不仅难以深化，而且还存在朝集权趋势回归的可能。对私人经济部门的国有企业改革来说，开弓没有回头箭；但对公共经济部门的财政分权而言，由于没有外在的力量可以改变基层政府与高层政府的关系，因此，高层政府的集权偏好会在自身面临的经济压力减小的条件下重新显露出来，并对政府间的财政关系产生深刻影响，而私人经济部门改革的成功恰恰为高层政府经济压力的缓解创造了条件。

自改革开放以来，我国市场化取向的改革逐步深入，市场在资源配置中的基础性地位日益巩固，产权结构也得以顺利调整，非公有制经济成分迅速发展壮大，国有经济占的比重不断降低，整个经济保持了高速增长；特别是在实行新税制后，财政收入也实现了超速增长。在这样的大好经济形势下，高层政府面临的经济压力大大降低，最初实行财政分权的动因已经不复存在，因此出现了在私人经济部门分权化的趋势日益明显的条件下，公共经济部门却出现集权化趋势的不和谐局面，这集中体现为中央财政集中度的不断提高。

三、关于中央财政集中度提高与其承受的经济压力关系的实证分析

(一)数据选择及变量确定

考虑数据可得性，本文以经济增长率(JJ)及国有与国有控股企业利润增长率(GL)来反映中央政府承受的经济压力的大小；以中央财政收入(含债务收入)占财政总收入的比重(FZ)反映中央财政集中程度。相关数据直接取自《中国统计年鉴2006》，或在此基础上经过计算而得。考虑到物价上涨因素的印象，本文以1985年居民消费价格指数为基期，对1995年～2005年的上述时间序列数据进行平减。为消除FZ、JJ、GL中存在的异方差性，定义如下变量：lgFZ=log(FZ)；lgJJ=log(JJ)；lgGL=log(GL)。本文通过对三个变量的协整分析，并运用EG两步法建立误差修正模型，以求揭示经济增长率、国有与国有控股工业企业利润增长率对中央财政集中度的影响，以验证理论分析所得出的结论。

(二)lgFZ、lgJJ、IgGL三变量的协整检验

只有当各个变量时间序列是同阶单整序列I(d)时，才可能存在协整关系。因此在对lgFZ、lgJJ、lgGL进行协整关系检验之前，先用ADF单位根检验方法对3个变量进行平稳性检验，结果如表3所示。

从表3可以看出，序列lgFZ、lgJJ、lgGL经过一阶差分后平稳，3个变量均为I(1)变量。因此，我们可以按EG两步法作如下协整回归并检验3个变量是否存在协整关系。

lgFZ=0.017657*　lgGL+0.079440*　LGJJ　(1)

T=(3.921699)　(19.66977)

R2：0.807700　R2=0.775650　F=25.20125

如果上述3个变量存在协整关系，则由(1)式所计算出的残差序列μt应该具有平稳性。于是，我们运用AEG协整检验法对μt进行单位根检验。检验结果显示，ADF检验值=-3.678720，5％的临界值=-2.0388，说明残差序列μt～I(0)，进而可以断定lg-FZ、lgJJ、lgG存在长期的协整关系。

由回归结果可以得出：(1)回归方程的可决系数R2达到81％，说明lgFZ中的总变差中由模型作出了解释的部分占的比重较大，模型拟合优度较好；(2)给定临界值a=0.05，各解释变量的t值相伴概率P均小于0.05，说明]gGL和lgJJ对IgFZ有显著影响。当lgGL变化1％个单位时，lgFZ变化约为0.02个百分点；同理，当lgJJ变化1％个单位时，lgFZ变化约为0.08个百分

点；(3)lgGL和lgJJ与lgFZ都成正比例变化，即当经济增长率提高时，中央经济压力减小，中央财政集中度越高；当国有企业利润增加时，中央经济压力减小，财政越集权。反之，则反是。

(三)误差修正模型

根据格兰杰(Granger)定理，一组具有协整关系的变量一定具有误差修正模型的表达形式存在。我们用ecm1表示方程(1)中的残差μ1(作为非均衡误差)建立误差修正模型如下：

lgFZ=0.170852AlgGL+0.016053lgJJ-1.952421ecmt-1　(2)

(2.489150) (3.642456) (-3.740435)

R2=0.884170　DW=0.999889　S.E.=0.017235

在误差修正模型中，各变量的回归系数都通过了显著性检验。误差修正项eemt-1的系数为负，意味着上一年的非均衡误差对本年的lgFZ作反向修正，调整方向符合误差修正机制。根据模型(2)，短期内，国有与国有控股工业企业利润和经济增长率的波动将引起财政分权度变动。即国有与国有控股工业企业利润每变动1％，财政分权度变化0.17％；经济增长率每变动1％，财政分权度增加0.016％。相对于长期而言，短期内的国有与国有控股企业利润增长率的变动对财政分权度的影响较大，而经济增长率的变动在长期的影响比短期的影响要大。从(2)式还可以看出，上一期的非均衡误差对本期财政分权度的修整力度非常大，一旦短期波动偏离了长期均衡关系的轨道，误差修正机制的存在便能够有效地纠正这种偏离，并最终使国有与国有控股工业企业利润、经济增长率与财政分权度之间的关系回到长期均衡关系的轨道。

由于回归方程中的系数反映的是变化率的关系，因此数值较小，如果转换为变化量的关系，相关系数在一定程度上可以变大。借鉴西方经济学中的价格产出弹性公式，可设η=(aFZ／oJJ)×(JJ／FZ)，其中η为经济增长率的财政分权弹性系数，oFZ／oJJ为经济增长率的边际财政分权度，JJ／FZ为经济增长率占财政分权度的比重。由回归方程(1)式可知，η=0.079440，JJ／FZ可通过对历年平减后的经济增长率和财政分权度的实际数据计算而得。由η=(aFZ／OJJ)×(JJ／FZ) 可以得出，aFZ／oJJ=η／(JJ／FZ)，由此可以计算出历年oFZ／oJJ值；采用同样的办法，也可以计算出历年的aFZ／OGL比值。用EFJ来表示OFZ／OJJ的平均值，EFG表示OFZ／OGL平均值，可计算出EFJ=0.680677；EFG=0.080829。这说明当经济增长率变动1个单位时，中央财政集中度大约变动0.68个单位；当国有与国有控股工业企业利润增长率变动1个单位时，中央财政集中度大约变动0.08个单位。