轉(zhuǎn)移支付經(jīng)濟增長效應(yīng):效率還是公平
——單方程與聯(lián)立方程模型的檢驗

唐沿源，景德鎮(zhèn)陶瓷學(xué)院 工商學(xué)院，江西 景德鎮(zhèn)333403

一、引言

1994年的分稅制改革，確立了我國現(xiàn)行分級財政體制的基本框架。作為財政分權(quán)“推動者”的政府間財政關(guān)系的一個重要組成部分［1］93-121，轉(zhuǎn)移支付制度也得以建立、改革、發(fā)展和不斷完善起來。由于特殊的經(jīng)濟社會環(huán)境和體制改革路徑，我國轉(zhuǎn)移支付具有其獨有的特點。首先，種類繁多、金額不一、功能多樣。我國現(xiàn)行轉(zhuǎn)移支付，既包括原體制補助和上解等舊體制殘留內(nèi)容，也包括分稅制改革后實施的各類稅收返還項目①如分稅制改革初的消費稅和增值稅稅收返還、2002年開始的所得稅基數(shù)返還、2009年成品油價格稅費改革稅收返還等。，還包括不斷發(fā)展壯大的一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付等［2］61-67。其次，規(guī)模擴張迅速，在促進財政體制特別是地方財政順利運轉(zhuǎn)上發(fā)揮了重要作用。據(jù)統(tǒng)計，其總額從1994年的2 337．55億元②據(jù)歷年財政部，關(guān)于中央和地方財政預(yù)決算草案報告整理而得，下同。增加到2012年的45 383．47億元，年均增長約17．9%，占中央總支出的比重，各年達50%以上，占地方財政支出的比重，年均約46．8%。再次，促進地區(qū)財力均等化的政策導(dǎo)向日益明確，均衡地區(qū)財力差距的功能不斷增強，這體現(xiàn)在以下幾方面。

政策背景。伴隨我國經(jīng)濟高速增長、中央政府財力增強和對地區(qū)差距問題的日益重視，從20 世紀(jì)末期開始，國家相繼實施了西部大開發(fā)、中部崛起、東北振興等區(qū)域均衡協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略。轉(zhuǎn)移支付的地區(qū)間財力再分配特點，使其成為中央戰(zhàn)略實施的政策工具首選。如，“十二五”規(guī)劃綱要中明確提出，圍繞推進基本公共服務(wù)均等化和主體功能區(qū)建設(shè)，完善轉(zhuǎn)移支付制度，增加一般性特別是均衡性轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模和比例。歷年的中央財政預(yù)決算報告，也都將加大轉(zhuǎn)移支付力度、促進地區(qū)均衡協(xié)調(diào)發(fā)展等作為一項重要政策。2002年的所得稅分享改革，更為中央充分利用轉(zhuǎn)移支付以縮小地區(qū)差距提供了財力和制度保障。

轉(zhuǎn)移支付三大組成部分的變動。轉(zhuǎn)移支付三大組成部分中，稅收返還比重不斷降低，財力性和專項轉(zhuǎn)移支付不斷上升。稅收返還比重1995年以前在76%以上，2008年降低到20%以下，2011年僅約為12．7%(表1)。

表1 稅收返還及比重

稅收返還是在我國分稅制改革初期，以維持地方既得財力、順利推動改革而實施的，具有強化地區(qū)財力差距的特點［3］173-196。財力性和專項轉(zhuǎn)移支付則具有鮮明的促進地區(qū)財力均衡和基本公共服務(wù)均等化的效應(yīng)［4］37-46。二者相對比重的變化反映了轉(zhuǎn)移支付功能的轉(zhuǎn)變。

地區(qū)分布。轉(zhuǎn)移支付的地區(qū)分布指標(biāo)①我們還以人均轉(zhuǎn)移支付、轉(zhuǎn)移支付對地方財力差距影響等指標(biāo)分析，結(jié)論都具有一致性。，充分顯示了其向落后地區(qū)的傾斜性。以其占地方可用財力②地方可用財力為地方自有收入加上中央轉(zhuǎn)移支付。下同。比重為例，西部地區(qū)歷年都最高，近年在65%以上③據(jù)歷年《中國財政年鑒》中數(shù)據(jù)計算而得。下同。;其次是中部，在55% ～58%之間;東部最小，在25% ～30%之間。

作為調(diào)節(jié)政府間財力縱橫向非均衡的一個重要手段，轉(zhuǎn)移支付的實質(zhì)是實現(xiàn)財政資源在各級各地政府間的再分配。一個重要的問題是，這種資源再分配的效率如何?特別的，在邁向更加均等化的制度架構(gòu)進程中，轉(zhuǎn)移支付的促進地區(qū)財力均衡功能與其經(jīng)濟效率間是何關(guān)系?或者，更加均等化的轉(zhuǎn)移支付是否是以一定的效率損失為代價?目前，學(xué)界對這一問題的關(guān)注較少，已有研究也存在較多不足。

相比現(xiàn)有文獻，本文的創(chuàng)新有以下方面。一是理論分析上，對轉(zhuǎn)移支付經(jīng)濟效應(yīng)進行系統(tǒng)梳理，彌補國內(nèi)現(xiàn)有文獻對其綜述的不足。二是實證分析上，同時使用單方程與聯(lián)立方程模型，結(jié)論更穩(wěn)健。其中，單方程模型為動態(tài)空間面板模型，聯(lián)立方程模型則結(jié)合多項式倒數(shù)分布滯后(PIL)模型。三是對我國轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟效率與其地區(qū)均衡功能間的關(guān)系進行探討，并提出相應(yīng)政策建議。

本文接下來的安排如下。第二部分是現(xiàn)有研究綜述，第三部分是實證模型設(shè)計，第四部分是實證結(jié)果與分析，最后是全文結(jié)論。

二、轉(zhuǎn)移支付經(jīng)濟效應(yīng):研究綜述

由于轉(zhuǎn)移支付在現(xiàn)代財政體制中的重要地位，國內(nèi)外學(xué)者對其進行了大量研究，主要包括以下內(nèi)容。

(一)國外研究

1．基本職能:調(diào)節(jié)財政體制內(nèi)縱橫向財力非均衡

(1)調(diào)節(jié)縱向財力失衡的轉(zhuǎn)移支付。財力的縱向失衡源于中央與地方政府在公共服務(wù)提供和稅收籌集上各自的相對優(yōu)勢。根據(jù)Oates［5］的“分權(quán)理論”，地方政府在大多數(shù)公共品供給上都具有信息和行政成本的優(yōu)勢，從而需承擔(dān)更大支出份額。相反，中央統(tǒng)一稅則能避免稅收的地區(qū)差異對流動性要素配置的扭曲和實現(xiàn)稅收行政的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)［6］，從而一國稅收應(yīng)更大程度向中央傾斜。為此，通過轉(zhuǎn)移支付以調(diào)節(jié)財力縱向失衡便應(yīng)運而生。但對其效應(yīng)，學(xué)界卻存在分歧，一種觀點認(rèn)為會導(dǎo)致地方“轉(zhuǎn)移支付依賴”和預(yù)算軟約束［7］;另一種觀點認(rèn)為只要轉(zhuǎn)移支付是由預(yù)先確定的規(guī)則或公式確定，就可避免上述問題［8］409-421。

(2)調(diào)節(jié)橫向財力失衡的轉(zhuǎn)移支付。橫向不均衡是由于地區(qū)發(fā)展水平的差異，使得居民僅僅因為居住地點的不同而享受不同水平的公共服務(wù)［9］211-254。轉(zhuǎn)移支付通過其政策的地區(qū)差異進行調(diào)節(jié)，即資金更大比例向有最強財政需求和最弱財政實力的地區(qū)傾斜［10］1120-1149。對轉(zhuǎn)移支付的這方面功能，支持的觀點認(rèn)為，對落后地區(qū)的財力援助能使這些地區(qū)有效參與地區(qū)間競爭，從而促使更公平競爭環(huán)境的形成;反對的觀點則認(rèn)為，其可能會阻礙有利于落后地區(qū)發(fā)展的必要的地區(qū)調(diào)整［11］73-93。

2．縱向財政關(guān)系:對地方財政收支的激勵

(1)對地方財政支出的影響。轉(zhuǎn)移支付對地方支出的影響，依其類型而不同。配套轉(zhuǎn)移支付對地方支出同時產(chǎn)生收入和替代兩種效應(yīng)，它們都使所配套的地方支出規(guī)模擴大。但對其他支出的影響，則隨二者相對大小而定:收入效應(yīng)更大，則增大;反之則減少。對于總額轉(zhuǎn)移支付，傳統(tǒng)觀點認(rèn)為其是中央稅收減免的“面紗”［12］440-448，但這種觀點受到了“粘蠅紙效應(yīng)”等實證結(jié)論的挑戰(zhàn)。后者表明地方預(yù)算決策不僅取決于資源的增加量，而且取決于增加的形式——直接給地方政府或是給轄區(qū)居民。其他學(xué)者的類似研究，也遠(yuǎn)未達成一致結(jié)論。

(2)對地方財政收入的影響。轉(zhuǎn)移支付的這方面效應(yīng)，主要體現(xiàn)在其對地方稅收努力的影響上。一般認(rèn)為，當(dāng)轉(zhuǎn)移支付的制定是依各地財力狀況時，無論是發(fā)達地區(qū)還是落后地區(qū)，都有降低稅收努力的激勵。落后地區(qū)降低稅收努力，以獲得更大規(guī)模的轉(zhuǎn)移支付流入量;發(fā)達地區(qū)降低稅收努力，則可減少轉(zhuǎn)移支付的流出量。其結(jié)果是中央收入規(guī)模的增大。因而，如果中央稅比地方稅更有效率，則與效率要求相符;反之，則會導(dǎo)致效率損失。

3．矯正地區(qū)間財政外部性

地方的高稅收往往使流動性要素從本地流向鄰近地區(qū)，給后者帶來額外收益，形成正的外部性。當(dāng)?shù)胤秸岣邔Ψ潜镜鼐用竦氖杖攵惢蛳蛲獾劁N售的商品稅時，本地稅負(fù)將部分由外地居民負(fù)擔(dān)，形成負(fù)的外部性。與之類似，地方支出也有正和負(fù)兩種外部性，正外部性意味著地方公共服務(wù)供給不足，負(fù)外部性則供給過度。轉(zhuǎn)移支付對其的治理是，對正外部性支出，增大支持力度;對負(fù)外部性支出，進行懲罰性征稅，使“外部性”得以“內(nèi)部化”［13］397-411。

(二)國內(nèi)研究

1．對地方財政努力的影響

國內(nèi)學(xué)者這方面的研究大多借鑒Bahl Roy［14］570-612的方法，即用計量模型估算預(yù)期財政收入，然后用實際財政收入與預(yù)期財政收入的比值定義財政努力來進行分析。如喬寶云等［15］50-56發(fā)現(xiàn)我國現(xiàn)行的稅收返還和總量轉(zhuǎn)移支付都對地方政府的財政努力產(chǎn)生了負(fù)面影響。付文林、沈坤榮［16］20-29認(rèn)為在均等化轉(zhuǎn)移支付下，經(jīng)濟落后地區(qū)為了獲得更多轉(zhuǎn)移支付收入，可能不會有很強的動力推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展和稅源增加，從而可能降低地方政府征稅積極性。張恒龍、陳憲［17］15-23認(rèn)為分稅制后各類轉(zhuǎn)移支付不利于提高各省財政努力，在實現(xiàn)財政均等化上的作用有限。李婉［18］38-42認(rèn)為在中央地方財政關(guān)系上，轉(zhuǎn)移支付對地方財政努力有抑制效應(yīng)。唐沿源［19］63-73從中央轉(zhuǎn)移支付對地方預(yù)算決策影響的角度，得出轉(zhuǎn)移支付對地方政府稅收努力的影響，可通過地方轄區(qū)對公共品的需求彈性來衡量。運用該方法，其發(fā)現(xiàn)我國轉(zhuǎn)移支付降低了地方政府的稅收努力程度。

2．對地方政府支出的影響

轉(zhuǎn)移支付的目的在很大程度上是為擴大地方支出規(guī)?；虼龠M地區(qū)間基本公共服務(wù)均等。但實際中，這一目的并不總會實現(xiàn)。宋小寧、陳斌、梁若冰［20］33-43使用2 000多個縣級樣本的分析，表明一般性轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)供給的影響較弱。伏潤民等［21］62-73認(rèn)為在多重目標(biāo)尤其是經(jīng)濟增長目標(biāo)下，一般性轉(zhuǎn)移支付資金可能被挪用和擠占，上級政府實現(xiàn)公共服務(wù)均等化的政策意圖難以達到預(yù)期目標(biāo)。付文林［22］58-62認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付使地方政府支出更偏向于行政性支出，而非基本公共服務(wù)供給。付文林、沈坤榮［23］45-57認(rèn)為我國目前的轉(zhuǎn)移支付制度帶來了地方財政支出的“粘蠅紙效應(yīng)”，在結(jié)構(gòu)上使地方更偏向于基本建設(shè)、行政管理等支出，而非基本公共服務(wù)供給。

3．對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響

馬栓友、于紅霞［24］26-33利用我國1995-2000年的數(shù)據(jù)，得出轉(zhuǎn)移支付未縮小地區(qū)差距，但對經(jīng)濟增長有促進作用的結(jié)論。郭慶旺、賈俊雪、高立［25］15-26運用我國30 個省份1995-2006年的動態(tài)面板模型，得出1995年以來的轉(zhuǎn)移支付有助于地區(qū)經(jīng)濟增長但顯著性不高;2002年所得稅分享改革以來對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了抑制效應(yīng)。李永友、沈玉平［26］108-222運用1995-2008年的分省動態(tài)面板模型，認(rèn)為分稅制改革后的縱向財力分配關(guān)系有利于地區(qū)財力均等，轉(zhuǎn)移支付沒有顯著改善流入地的經(jīng)濟增長。

現(xiàn)有文獻的另一方面是對轉(zhuǎn)移支付的均等化與其經(jīng)濟增長效應(yīng)間的關(guān)系進行分析。對這方面的關(guān)注較少，已有文獻也幾乎都認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付的財力均等化功能會損害效率。典型的如范子英、張軍［27］117-138認(rèn)為，轉(zhuǎn)移支付占地方財政支出比重增加1%，地方長期經(jīng)濟增長率降低0．03%，西部降低0．37%;1999年以來的傾斜性轉(zhuǎn)移支付政策加強了這種無效率。筆者認(rèn)為該文在實證分析、關(guān)于轉(zhuǎn)移支付導(dǎo)致效率損失的原因分析兩方面值得商榷。

以上分析表明，盡管國內(nèi)對轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行了大量研究，但由于研究方法、樣本和指標(biāo)等差異，結(jié)論遠(yuǎn)未達成一致，并且，隨著轉(zhuǎn)移支付的促進地區(qū)財力均衡功能的增強，對其與經(jīng)濟效率間關(guān)系的問題的回答更具有理論和現(xiàn)實的迫切性。

三、實證模型設(shè)計

以上分析表明，轉(zhuǎn)移支付對經(jīng)濟的影響途徑和方向存在多種可能，需從實證上予以回答，為此，本文同時使用單方程和聯(lián)立方程模型進行檢驗。其中，單方程模型使用動態(tài)空間面板形式。這一模型具有以下兩個特點:①包含經(jīng)濟增長率的空間滯后項;②能分析相關(guān)變量的動態(tài)影響。包含空間滯后效應(yīng)主要是考慮資本、勞動等生產(chǎn)要素的跨地區(qū)流動，特別是當(dāng)存在地區(qū)間“為增長而競爭”的“晉升競標(biāo)賽”［28］36-50，［29］26-27時所引起的地區(qū)間經(jīng)濟增長相關(guān)性的事實。包含動態(tài)效應(yīng)則主要是考慮到經(jīng)濟變量的影響往往具有滯后性，有必要進行反映。因而，這一模型設(shè)定相比現(xiàn)有文獻更客觀、科學(xué)。

聯(lián)立方程模型則使用包含多項式倒數(shù)分布滯后(PIL)的模型①現(xiàn)有部分文獻(如范子英、張軍，2010)也使用了PIL模型，但其是在單方程模型下(且分析中存在有待商榷之處，前已述);而本文將其放在聯(lián)立方程模型下，所得結(jié)論相反?！，F(xiàn)實中，轉(zhuǎn)移支付是通過影響地方財政收支間接影響經(jīng)濟的，因而有必要通過聯(lián)立方程模型揭示這一過程。PIL項的目的是為了反映變量間影響隨時間的變化②其本身具有兩個優(yōu)點:一是無需預(yù)先設(shè)定滯后階數(shù);二是估計方法的簡易性［30］654-667。。此外，相比單方程模型，聯(lián)立方程模型將經(jīng)濟增長、地方財政支出、地方財政收入與轉(zhuǎn)移支付共同作為內(nèi)生變量，能有效克服單方程模型中可能存在的轉(zhuǎn)移支付由經(jīng)濟增長和其他變量所決定而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題③作者感謝評審人對這方面含義的提示。。因此，同時使用聯(lián)立方程模型，可對結(jié)論的穩(wěn)健性進行檢驗。兩種模型的具體設(shè)定如下。

(一)單方程模型

單方程模型:

其中，被解釋變量(dlogpcgdp)為經(jīng)濟增長率;W為空間權(quán)重矩陣④空間權(quán)重矩陣的設(shè)定和說明，參見唐沿源［31］20-31，此處略。，其與經(jīng)濟增長率的乘積(Wdlogpcgdp)為空間滯后項;fpolcy為轉(zhuǎn)移支付變量;x =logpcgrp·fpolcy為轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的交叉項⑤轉(zhuǎn)移支付效率往往會因地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平或政府效能等而不同，交叉項的目的就是捕捉可能存在的這種交互影響，或轉(zhuǎn)移支付效率的地區(qū)差異。;Z為控制變量向量;ε為隨機擾動項;i，t分別為截面單元和時間。各變量含義、說明見表2。

表2 變量定義與說明

由模型(Ⅰ)，可同時分析空間效應(yīng)、轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟增長效應(yīng)與地區(qū)差異，以及地區(qū)經(jīng)濟收斂性。同時，由模型的動態(tài)特征，各效應(yīng)存在長短期之別。短期效應(yīng):經(jīng)濟收斂性，β1+β2·fpolcy;轉(zhuǎn)移支付的增長效應(yīng)，δ+β2·logpcgrp;空間效應(yīng)，γ1。長期效應(yīng)為相應(yīng)短期效應(yīng)除以(1－α)。其中，轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)經(jīng)濟收斂性的影響或其增長效應(yīng)的地區(qū)差異體現(xiàn)在β2上，β2如果顯著為負(fù)，則有利于地區(qū)收斂，且在落后地區(qū)更有效率;如果β2顯著為正，則在發(fā)達地區(qū)更有效率;如果β2不顯著，則增長效應(yīng)無明顯地區(qū)差異。

(二)聯(lián)立方程模型

聯(lián)立方程模型:

模型(Ⅱ)中第一個方程是經(jīng)濟增長率的決定模型，其中包含兩個內(nèi)生變量:地方財政支出和財政收入。地方支出增加，意味著更大規(guī)模的公共投入，因而預(yù)期其對經(jīng)濟增長的影響為正。地方收入增加，則表明宏觀稅負(fù)上升和對私人決策的扭曲增大，因此預(yù)期其系數(shù)為負(fù)。同時，該方程中也包括經(jīng)濟發(fā)展水平變量，以檢驗經(jīng)濟收斂性。

模型(Ⅱ)中第二和第三個方程分別為地方財政支出和財政收入的決定模型，它們都包含一個關(guān)于轉(zhuǎn)移支付的多項式變量組(PIL，定義見下文)，同時，它們也包括經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟發(fā)展水平變量。

模型(Ⅱ)中第四個方程是轉(zhuǎn)移支付決定模型，主要解釋變量包括經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟發(fā)展水平。

此外，所有四個方程都包含控制變量(ZK)(定義見表2)。

(三)關(guān)于PIL項

模型(Ⅱ)的第二和第三個方程中的PIL項定義如下。

設(shè)變量Y和X，滿足

其中，b為其他解釋變量與系數(shù)的總和;μ 為隨機擾動項;i，t分別為截面單元和時間;s為滯后階數(shù);ωs為各滯后項對應(yīng)的權(quán)重，滿足

其中，am為待估參數(shù)。

由(Ⅳ)式可知X對Y的影響:當(dāng)期第j期，及k期累計影響。

將(Ⅳ)式代入(Ⅲ)式，整理得

根據(jù)Mitchell 和Speaker(1986)，(Ⅴ)式右邊第三項在t〉8 時可忽略，因此只需考慮其滯后前8 期的情況。對(Ⅴ)式進一步整理，得

PIL項即定義為式(Ⅵ)右邊除b和μit的其余項①在模型中，即令X代表轉(zhuǎn)移支付變量。。其中參數(shù)n，在實際估計時，我們參照Wan etc．(2006)等，從最高開始逐步減少，以確定最佳值。

(四)變量、數(shù)據(jù)與估計方法

數(shù)據(jù)來源。轉(zhuǎn)移支付、地方財政收支數(shù)據(jù)來源于歷年《中國財政年鑒》，其它數(shù)據(jù)均來源于《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》或“中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫”。凡包含價格的變量都通過各地區(qū)歷年GDP 平減指數(shù)轉(zhuǎn)換成1995年的實際價格。

估計方法。動態(tài)空間面板模型，使用系統(tǒng)GMM 估計;聯(lián)立方程模型，使用三階段最小二乘法。統(tǒng)計軟件為stata12．0。

四、回歸結(jié)果與分析

(一)單方程模型

對模型(I)，我們同時進行了全國整體和分區(qū)域回歸，以考察全國范圍的收斂和俱樂部收斂情況，且每種情況都按1995-2008年全樣本，及1995-2002年和2002-2008年兩個子樣本分析，以考察各變量影響隨時間的變化。

1．全國整體情況

對全國范圍的考察，使用三種空間權(quán)重矩陣，以檢驗結(jié)論的穩(wěn)健性。其中，經(jīng)濟差距矩陣的權(quán)重系數(shù)為對數(shù)人均GDP 的平均值之差的絕對值的倒數(shù);空間距離矩陣的權(quán)重系數(shù)為各地省會城市間距離①為地表距離。的倒數(shù);空間鄰接矩陣的權(quán)重系數(shù)為當(dāng)?shù)貐^(qū)間有共同邊界時取值1，否則取值0。表3 是根據(jù)回歸結(jié)果計算的相關(guān)變量的邊際影響②具體回歸結(jié)果略，備索。。從表3，可以得到以下結(jié)論。

(1)地區(qū)經(jīng)濟收斂性。整個樣本(1995-2008年)在每一種空間權(quán)重矩陣下都一正一負(fù)，因而無明顯收斂或發(fā)散趨勢。子樣本(1995-2002年)在所有回歸中都為正，表明經(jīng)濟發(fā)散。2002-2008年間與整個樣本期相同，無明顯收斂或發(fā)散趨勢。

(2)轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟增長效應(yīng)。①所有回歸中，轉(zhuǎn)移支付對經(jīng)濟增長的影響都為正，表明其總體上具有效率。②分時期看，所有回歸估計值都是前一時期(1995-2002年)大于后一時期(2002-2008年)，這或許反映了轉(zhuǎn)移支付隨著規(guī)模增大，效率相對下降的情形。以人均轉(zhuǎn)移支付為例，其均值在1995-2002年間為5．594③據(jù)相應(yīng)年份《中國財政年鑒》中數(shù)據(jù)計算而得。下同。，而2002-2008年為6．744。③估計值范圍。整個樣本期，絕對指標(biāo)短期在0．32% ～0．44%，長期在0．35% ～0．53%;相對指標(biāo)短期在0．34% ～1．01%，長期則在0．35% ～1．01%。

(3)長期效應(yīng)與空間效應(yīng)。長期效應(yīng)與短期效應(yīng)的符號基本一致，差別只在數(shù)值大小。這反映了偶然沖擊與慣性趨勢對經(jīng)濟增長路徑影響的差異?？臻g效應(yīng)在所有回歸中都顯著為正，表明地區(qū)間存在顯著的增長競爭。

(4)轉(zhuǎn)移支付經(jīng)濟增長效應(yīng)的地區(qū)差異。表3 最后一列顯示，絕對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付，1995-2008年和2002-2008年的符號都為負(fù)，這表明其有利于地區(qū)收斂，或在落后地區(qū)的增長效應(yīng)更大;在1995-2002年間則相反。相對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付在所有回歸中都為正，表明不利于地區(qū)收斂。

表3 相關(guān)變量的邊際影響:全國整體

2．分區(qū)域情況

在分區(qū)域回歸中，為考察各變量影響的時間差異，我們在回歸中添加了2002年時間啞變量，即年份大于等于2002 的取值1，反之為0。同時區(qū)分了兩種空間效應(yīng):區(qū)域內(nèi)空間效應(yīng)和全國范圍的空間效應(yīng)。表4 歸納了相關(guān)變量的邊際影響①回歸結(jié)果略，備索。所用空間權(quán)重矩陣為經(jīng)濟差距矩陣。。從中可以得到以下結(jié)論。

表4 相關(guān)變量的邊際影響:分區(qū)域

(1)俱樂部收斂。東部在1995-2008年和1995-2002年，系數(shù)估計值都是一正一負(fù)，因而無明顯收斂或發(fā)散現(xiàn)象;在2002-2008年，兩個系數(shù)估計值都為負(fù)，表明經(jīng)濟存在收斂趨勢。中部在1995-2008年和2002-2008年，系數(shù)估計值都是一正一負(fù)，因而無明顯收斂或發(fā)散趨勢;在1995-2002年，兩個系數(shù)估計值都為正，因而經(jīng)濟發(fā)散。西部在1995-2008年和2002-2008年，系數(shù)估計值都為正，因而經(jīng)濟發(fā)散;在1995-2002年，兩個系數(shù)估計值一正一負(fù)，因而無明顯收斂或發(fā)散趨勢。

(2)轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟增長效應(yīng)。可以看出，除中部在1995-2002年絕對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付的影響為負(fù)外，其他所有估計結(jié)果都為正。這與全國整體的結(jié)論一致，表明轉(zhuǎn)移支付有利于經(jīng)濟增長或者是有效率的。

其效應(yīng)的時間差異。東部與全國整體的情況相同，都是前一時期(1995-2002年)大于后一時期(2002-2008年)。中部與之相反，前一時期小于后一時期。西部則是絕對指標(biāo)在前一時期小于后一時期，相對指標(biāo)在前一時期大于后一時期。

(3)空間效應(yīng)。東部，區(qū)域內(nèi)空間效應(yīng)顯著為正，而全國范圍的空間效應(yīng)不顯著，這表明東部的增長競爭主要來自于其內(nèi)部，這是由東部在我國區(qū)域經(jīng)濟格局中屬發(fā)達地區(qū)的事實決定的。中部，全國范圍的空間效應(yīng)不顯著，區(qū)域內(nèi)空間效應(yīng)顯著且一個為正、三個為負(fù)，這或許反映了中部所處的特殊經(jīng)濟地理環(huán)境，既面臨來自相對落后的西部的競爭壓力，又須追趕更發(fā)達的東部，從而使其空間效應(yīng)不再表現(xiàn)出明顯的傾向性。西部，地帶內(nèi)空間效應(yīng)兩個顯著為負(fù)，全國范圍空間效應(yīng)兩個顯著為正，這表明西部面臨的競爭壓力不是區(qū)域內(nèi)，而是區(qū)域外。相反，區(qū)域內(nèi)還存在顯著的空間合作特征，這是由西部整體發(fā)展水平相對落后，需向發(fā)達地區(qū)追趕的事實決定的。

(4)交叉項符號。東部和中部相同。絕對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付，全樣本和第二個子樣本為負(fù)，表明有利于經(jīng)濟收斂;但第一個子樣本為正，因而不利于地區(qū)收斂。相對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付，無論是全樣本還是兩個子樣本都為正，表明不利于經(jīng)濟收斂。西部，絕對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付，全樣本和兩個子樣本都為正，因而不利于經(jīng)濟收斂。相對指標(biāo)轉(zhuǎn)移支付，第一個子樣本為正，全樣本和后一個子樣本為負(fù)，因而前者不利于地區(qū)收斂，后者則有利于地區(qū)收斂。

(二)聯(lián)立方程模型

根據(jù)聯(lián)立方程模型(Ⅱ)的估計結(jié)果將數(shù)據(jù)繪制成圖(圖1、圖2、圖3)。從中可得轉(zhuǎn)移支付對地方財政收支及經(jīng)濟增長的影響①數(shù)據(jù)限于篇幅，略。對于其他解釋變量影響的分析，限于篇幅，略。，分別如圖1、圖2 和圖3 所示②分析中所用轉(zhuǎn)移支付為絕對指標(biāo)。使用相對指標(biāo)的結(jié)論與之類似。差別主要有兩點:一是由于相對指標(biāo)是比率，因而其影響系數(shù)更大;二是對經(jīng)濟增長的累計影響，其是先負(fù)后正，達到最大值后再減少且始終為正。限于篇幅，具體分析略。。

圖1 轉(zhuǎn)移支付對地方財政收支的即期影響

圖2 轉(zhuǎn)移支付對地方財政收支的累計影響

圖3 轉(zhuǎn)移支付對經(jīng)濟增長的影響

首先，由圖1 和圖2 可以得出以下幾點。①對地方財政支出。人均轉(zhuǎn)移支付增長1%，地方財政支出在當(dāng)期增長0．377%，第2 期下降0．844%，第3 期又變?yōu)檎?，并不斷增大，? 期達到最大值，之后逐漸減小趨于0。累計影響，第1 期為正，之后為負(fù)，第6 期開始變?yōu)檎⒉粩嘣龃螅?0 期時約為1%，30 期時約為1．18%。②對地方財政收入。人均轉(zhuǎn)移支付增長1%，地方財政收入在當(dāng)期增加0．066，第2 和第3 期分別下降0．093 和0．011，第4 期變?yōu)檎?，? 期開始減小并趨于0。累計影響，第1 期為正，之后為負(fù)，第7 期開始變?yōu)檎⒉粩嘣黾樱?0 期時約0．0593，30 期時約0．0737。

其次，由圖3 可見，人均轉(zhuǎn)移支付每增長1%，經(jīng)濟增長率在當(dāng)期下降約0．0237。第2 期變?yōu)檎?，之后始終為正且不斷減小趨于0。由于當(dāng)期對經(jīng)濟增長的較大負(fù)向沖擊，累計影響在最初3 期都為負(fù)，第4 期開始變?yōu)檎⒉粩嘣龃螅?0 期時約0．0202;20 期時約0．0285;30 期時達到0．0315。

(三)小結(jié)

1．單方程與聯(lián)立方程模型估計結(jié)果的比較

上述兩種方法的結(jié)果，差異主要有兩點:一是短期效應(yīng)，聯(lián)立方程模型在部分時期為負(fù)，而單方程模型的長短期影響一致，都為正。二是累積效應(yīng)的大小，聯(lián)立方程模型的估計結(jié)果更大，絕對指標(biāo)和相對指標(biāo)分別約為3．76% 和5．68%，這都大于單方程模型分別在0．35% ～0．53%和0．35% ～1．01%的結(jié)果。盡管如此，但二者基本結(jié)論一致:轉(zhuǎn)移支付無論是絕對指標(biāo)還是相對指標(biāo)，對經(jīng)濟增長的長期影響都為正，因而是有效率的。

2．轉(zhuǎn)移支付經(jīng)濟增長效應(yīng)與地區(qū)公平

結(jié)合轉(zhuǎn)移支付的地區(qū)分布特征與上述關(guān)于其增長效應(yīng)地區(qū)差異的結(jié)論，可進一步得出其在效率與地區(qū)公平關(guān)系上的含義①此處，我們以人均轉(zhuǎn)移支付為例進行分析。使用相對指標(biāo)的結(jié)果與之略有差異，但不影響主要結(jié)論。。

從全國范圍看，轉(zhuǎn)移支付在1995-2002年在發(fā)達地區(qū)更有效率，在2002-2008年則在落后地區(qū)更有效率。結(jié)合表6 可知，在前一時期，其有利于效率但不利于地區(qū)公平;在后一時期則同時有利于效率與地區(qū)公平。這表明，轉(zhuǎn)移支付在促進地區(qū)財力均等化的同時并沒有導(dǎo)致效率損失。

分地區(qū)看，東部和中部地帶，在1995-2002年，都是在地帶內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)更有效率，結(jié)合表6 知其有利于效率但不利于地區(qū)公平。在2002-2008年則是在地帶內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)更有效率，因而是既不利于效率也不利于公平。西部地帶在所有樣本期都是在經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)更有效率，結(jié)合表6 知其有利于效率，但未滿足地帶內(nèi)公平。

表6 人均轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)發(fā)展水平的相關(guān)系數(shù)

五、結(jié)語

20 世紀(jì)末期以來，隨著區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整和財稅體制改革的推進，我國轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模迅速擴張，而其促進地區(qū)財力均衡的功能也日益增強。對其效率，特別是伴隨其更加均等化的政策導(dǎo)向所產(chǎn)生的效率影響的考察，是一個重要的理論和現(xiàn)實問題。

本文在對現(xiàn)有文獻回顧的基礎(chǔ)上，對轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟效應(yīng)進行了理論概述，并運用單方程和聯(lián)立方程模型對其增長效應(yīng)進行了實證檢驗。結(jié)論表明，我國轉(zhuǎn)移支付總體上對經(jīng)濟增長具有正向影響。人均轉(zhuǎn)移支付每增長1%，單方程模型下，經(jīng)濟增長率累計增加約0．35% ～0．53%;聯(lián)立方程模型下則約3．76%。結(jié)合其地區(qū)分布特征，這表明其在1995-2002年更偏重經(jīng)濟效率;而在2002-2008年，則同時有利于經(jīng)濟效率與地區(qū)公平。

關(guān)于均等化轉(zhuǎn)移支付具有效率增進的作用的原因，本文認(rèn)為主要有三點:有利于提高財政資源的地區(qū)間配置效率，避免地區(qū)差別的財政激勵對要素跨地區(qū)流動的扭曲，有利于“內(nèi)部化”地區(qū)間財政競爭的外部性。

以上分析表明，我國當(dāng)前的轉(zhuǎn)移支付無論是從效率還是從公平的角度看，都有利于社會福利水平提高，因而應(yīng)進一步加強相關(guān)政策的實施力度。另一方面，其在制度設(shè)計、類型結(jié)構(gòu)、資金使用等方面，仍存在一定不足，需要在隨著我國經(jīng)濟發(fā)展、財稅體制整體改革完善背景下，進行相應(yīng)調(diào)整，以更充分的體現(xiàn)促進地區(qū)財力均衡功能，更好的兼顧效率與公平。

［1］Robin Boadway．“Inter-governmental fiscal relations:The facilitator of fiscal decentralization”，Constitutional political economy，2001(12)．

［2］王廣慶、侯一麟、王有強:《中國轉(zhuǎn)移支付制度規(guī)范過程中的利益分化與整合——新制度經(jīng)濟學(xué)視角下對中國轉(zhuǎn)移支付演變的一個解釋》，載《財貿(mào)研究》2011年第4 期。

［3］Tsui，K．“Local tax system，intergovernmental transfers and China’s local fiscal disparities”，Jounal of comparative economics，2005(33)．

［4］尹恒、朱虹:《中國縣級地區(qū)財力缺口與轉(zhuǎn)移支付的均等性》，載《管理世界》2009年第4 期。

［5］Oates，W．E．Fiscal Federalism，Harcourt Brace Jovanovich，New York，1972．

［6］Wallace E．Oates．On the Theory and Practice of Fiscal Decentralization，IFIR Working Paper No．2006-05．

［7］Rodden，Jonathan A．，Gunnar S．，Eskeland，and Jennie Litvack．Fiscal decentralization and the challenge of hard budget constraints，Cambridge:MA:MIT Press，2003．

［8］Goodspeed，T．J．“Bailouts in a Federation”，International tax and public finance，2002(9)．

［9］Boadway．“The theory and practice of equalization”，CESifo Economic Studies，2004(50)．

［10］Oates，Wallace．“An essay on fiscal federalism”，Journal of economic literature，1999，37(3)．

［11］Mckinnon，Ronald．“ Market-preserving fiscal federalism in the American monetary union”，Macroeconomic dimensions of public finance．Essays in honor of Vito Tanzi Mario Blejer and Teresa Terminassian，eds．London:Routledge，1997．

［12］B．David，Oates．“Towards a Predictive Theory of Intergovernmental Grants”，American Economic Review，1971，61(2)．

［13］Dahlby，B．“Fiscal externalities and the design of intergovernmental grants”，International tax and public finance，1996(3)．

［14］Bahl Roy．“AF Regression Approach to Tax Effort and Tax Effort in Developing Countries”，International Monetary Fund Staff Paper 1971(18)．

［15］喬寶云、范建勇、彭驥鳴:《政府間轉(zhuǎn)移支付與地方財政努力》，載《管理世界》2006年第3 期。

［16］付文林、沈坤榮:《中國公共支出的規(guī)模與結(jié)構(gòu)及其增長效應(yīng)》，載《經(jīng)濟科學(xué)》2006年第1 期。

［17］張恒龍、陳憲:《政府間轉(zhuǎn)移支付對地方財政努力與財政均等的影響》，載《經(jīng)濟科學(xué)》2007年第1 期。

［18］李婉:《政府間縱向財政分配與地方財政努力——基于中國省級面板數(shù)據(jù)的研究》，載《山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報》2007年第10 期。

［19］唐沿源:《財政轉(zhuǎn)移支付、稅收努力及中國經(jīng)驗的實證研究》，載《上海行政學(xué)院學(xué)報》2010年第5 期。

［20］宋小寧、陳斌、梁若冰:《一般性轉(zhuǎn)移支付:能否促進基本公共服務(wù)供給》，載《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》2012年第7 期。

［21］伏潤民、常斌、繆小林:《我國省對縣(市)一般性轉(zhuǎn)移支付的績效評價——基于DEA 二次相對效益模型的研究》，載《經(jīng)濟研究》2008年第11 期。

［22］付文林:《均等化轉(zhuǎn)移支付與地方財政行為激勵初探》，載《財貿(mào)經(jīng)濟》2010年第11 期。

［23］付文林、沈坤榮:《均等化轉(zhuǎn)移支付與地方財政支出結(jié)構(gòu)》，載《經(jīng)濟研究》2012年第5 期。

［24］馬栓友、于紅霞:《轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟收斂》，載《經(jīng)濟研究》2003年第3 期。

［25］郭慶旺、賈俊雪、高立:《中央財政轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟增長》，載《世界經(jīng)濟》2009年第12 期。

［26］李永友、沈玉平:《財政收入垂直分配關(guān)系及其均衡增長效應(yīng)》，載《中國社會科學(xué)》2010年第6 期。

［27］范子英、張軍:《中國如何在平衡中犧牲了效率:轉(zhuǎn)移支付的視角》，載《世界經(jīng)濟》2010年第11 期。

［28］周黎安:《中國地方官員的晉升競標(biāo)賽模式研究》，載《經(jīng)濟研究》2007年第7 期。

［29］周黎安:《官員晉升競標(biāo)賽與競爭沖動》，載《人民論壇》2010年第5 期。

［30］Wan G．，Lu M．a(chǎn)nd Chen Z．．“The inequality-growth nexus in the short and long runs :Empirical evidence from China”，Journal of comparative economics，2006，34(4)．

［31］唐沿源:《中央稅收、經(jīng)濟增長與地區(qū)經(jīng)濟收斂》，載《浙江社會科學(xué)》2012年第9 期。

［32］Mitchell，Douglas W．．“Speaker，Paul J．A simple，flexible distributed lag technique:The polynomial inverse lag”，Journal of Econometrics，1986(31)．