曾明 華磊 彭小建

（1.南昌大學(xué) 公共管理學(xué)院，江西 南昌 330031；2.南昌大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，江西南昌330031）

一、引言和文獻(xiàn)綜述

1994年的分稅制改革，確立了真正意義上的轉(zhuǎn)移支付制度（劉梅，2012）。作為財(cái)政分權(quán)制度的重要組成部分，政府間轉(zhuǎn)移支付被認(rèn)為能夠直接調(diào)節(jié)區(qū)域間發(fā)展的不平衡，改善落后區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境，從而達(dá)到區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展的目的（江世銀和楊偉霖，2003）。因此，深入剖析政府間轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性，就成為審視政府間轉(zhuǎn)移支付制度效率的一個(gè)重要視角。

但目前學(xué)界對(duì)于中國政府間的轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長究竟存在何種關(guān)系還存在較大的爭議。Abramowitz（1985）的一般理論認(rèn)為，政府間轉(zhuǎn)移支付有助于平衡地區(qū)間財(cái)力差距和實(shí)現(xiàn)地區(qū)間公共服務(wù)的均等化，可以提高落后地區(qū)吸收發(fā)達(dá)地區(qū)技術(shù)的能力，產(chǎn)生追趕效應(yīng)，從而縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的差距。這一理論被許多經(jīng)驗(yàn)研究所證實(shí)。如，江新昶（2007）利用中國分省面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，財(cái)力性轉(zhuǎn)移支付有助于縮小地區(qū)發(fā)展差距，能夠很好推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。王德祥和張權(quán)（2010）認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付收入的增加會(huì)促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，且對(duì)中心城市的促進(jìn)作用比非中心城市的促進(jìn)作用明顯。張杰、龔新蜀和劉林（2011）也發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比較大。然而也有實(shí)證分析得出了不同的結(jié)論。如，劉梅（2012）的研究表明盡管民族地區(qū)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付與各項(xiàng)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在過去15年間都得到了快速增長，但兩者之間并不完全同步。范子英和張軍（2010）的研究甚至認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付比重每增加1個(gè)百分點(diǎn)，將使地方經(jīng)濟(jì)的長期增長率降低0.03個(gè)百分點(diǎn)，存在著轉(zhuǎn)移支付無效率化。郭慶旺、賈俊雪及高立（2009）通過研究則發(fā)現(xiàn)1995年以來中國中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付規(guī)?？傮w上較為合理，有助于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長但影響并不顯著；2002年所得稅分享制度改革以來，中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付規(guī)模增長過快，與中國的財(cái)政收支分權(quán)水平不相適應(yīng)，對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用。

以往有關(guān)轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的研究大多重實(shí)證，輕理論。并且局限于直接分析轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的線性關(guān)聯(lián)，而忽視了轉(zhuǎn)移支付制度產(chǎn)生的根源——地區(qū)間的財(cái)力存在差距，直觀地表現(xiàn)為地方政府財(cái)政自給能力存在差距。這一因素會(huì)導(dǎo)致各地對(duì)中央下達(dá)的轉(zhuǎn)移支付資金存在多種不同的安排，直接影響其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效率。并且隨著地方政府財(cái)政自給能力的變化，轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系甚至可能發(fā)生結(jié)構(gòu)性的改變（萬小勇，2011），故在缺乏對(duì)地方政府財(cái)政自給能力進(jìn)行有效考量的情況下，直接研究轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響的做法還存在進(jìn)一步改進(jìn)的空間，這可能是導(dǎo)致以往的實(shí)證研究結(jié)果各異的重要原因。然而目前鮮有文獻(xiàn)對(duì)財(cái)政自給、轉(zhuǎn)移支付和經(jīng)濟(jì)增長三者關(guān)系進(jìn)行研究，比較接近的有王立國和張洪偉（2013）以及汪沖（2011）對(duì)財(cái)政分權(quán)、轉(zhuǎn)移支付與地方政府經(jīng)濟(jì)性投資效率或縣域經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系所做的研究，但他們都未能將財(cái)政自給明確為一個(gè)變量納入分析。還有部分研究單獨(dú)對(duì)地方財(cái)政自給能力與地方經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，如有學(xué)者發(fā)現(xiàn)在省級(jí)面板數(shù)據(jù)上，較高的公共品供給水平總是和較高的財(cái)政自主權(quán)聯(lián)系在一起（陳碩，2010），而省以下財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政自給率分權(quán)則對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)向影響能力（劉小勇，2008）。通過對(duì)以往文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，尚未發(fā)現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)不同財(cái)政自給能力下轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行研究。即，隨著地方政府財(cái)政自給能力的變化，中央轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長會(huì)呈現(xiàn)出何種聯(lián)系？本文在前人研究的基礎(chǔ)上，從理論層面詮釋財(cái)政自給影響轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理，提出理論假設(shè)，并基于面板門檻模型，設(shè)置財(cái)政自給水平為門檻變量，在實(shí)證層面驗(yàn)證不同的財(cái)政自給水平下，轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

二、理論詮釋與假設(shè)

（一）轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的索洛模型分析

有關(guān)轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系可以從索洛的增長模型推斷得出。根據(jù)索洛的增長模型，經(jīng)濟(jì)社會(huì)在任何時(shí)點(diǎn)上都是通過投入一定數(shù)量的資本、勞動(dòng)和知識(shí)來生產(chǎn)出一定數(shù)量的社會(huì)總產(chǎn)品，該模型的關(guān)鍵在于有效人均資本進(jìn)化的索洛方程，即

圖1 索洛模型示意圖

而中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付起到了一個(gè)“外來沖擊”的作用，這個(gè)沖擊可以影響到實(shí)際投資量Ia，使得地方的資本存量增加，影響地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展速度。如圖1所示：在沒有中央政府轉(zhuǎn)移支付的初始穩(wěn)態(tài)下，索洛經(jīng)濟(jì)處于平衡增長的路線上（k1，y1），但當(dāng)產(chǎn)生了中央政府對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付后，地方政府實(shí)際用于投資的量Ia由Ia1增加到了Ia2，此時(shí)，Ia2＞Ib，Ia2線在Ib線的上方，根據(jù)索洛的增長模型，經(jīng)濟(jì)會(huì)加速發(fā)展，直至回歸下一個(gè)經(jīng)濟(jì)平衡增長點(diǎn)（k2，y2）。所以綜上分析，可知，轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用。

（二）基于地方政府財(cái)政健康狀況和官員行為的進(jìn)一步分析

由于索洛模型產(chǎn)生的初衷，并非為了專門研究轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)系，所以，地方政府的財(cái)政自給能力并未被考慮其中，這可能是實(shí)證結(jié)果差異化的重要原因。在部分文獻(xiàn)中，地方政府財(cái)政自給能力被用于衡量財(cái)政分權(quán)水平（儲(chǔ)德銀和趙飛，2013；陳碩，2010），然而本文認(rèn)為政府的財(cái)政自給能力并不能較好地反映財(cái)政分權(quán)，因?yàn)楦魇〉呢?cái)政自給能力各不相同，且存在著很大的差異，如根據(jù)計(jì)算，西藏自治區(qū)2012年財(cái)政自給率為7.23%，而廣東省則高達(dá)82.16%；事實(shí)上，1994年分稅制改革后，中央與地方的財(cái)政分權(quán)水平已經(jīng)大致通過稅收制度確定下來，雖然每年均有微調(diào)，但是各省之間不會(huì)存在非常大的差距。因此本文認(rèn)為財(cái)政自給能力實(shí)際上幾乎不涉及地方政府與中央政府的利益劃分，更多的是反映了地方政府自身的財(cái)政健康狀況和地方官員行為。

前文關(guān)于轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的索洛模型分析，已經(jīng)推導(dǎo)出轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長是呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)的。那么在索洛模型的大前提下，地方財(cái)政自給能力作為地方政府自身財(cái)政健康狀況及地方官員行為的反映，只是作為一個(gè)“擾動(dòng)因素”而存在，并不能徹底扭轉(zhuǎn)轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的正向關(guān)聯(lián)。地方政府的財(cái)政自給能力如果非常低下，說明地方政府的財(cái)政健康狀況十分糟糕，甚至難以依靠自身財(cái)力維持政府的正常運(yùn)轉(zhuǎn)，在這種情況下，來自中央的轉(zhuǎn)移支付就成了“救命稻草”，不論是何種性質(zhì)的轉(zhuǎn)移支付，都可能成為被挪用的對(duì)象，專項(xiàng)資金不配套、少配套、截留挪用的事件屢見不鮮。Mcguire（1979）早就提出了專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付在地方政府內(nèi)部挪用到其他項(xiàng)目的“可調(diào)換假說”；Islam（1998）等也證明美國、加拿大在市政服務(wù)、高速公路建設(shè)和社會(huì)服務(wù)領(lǐng)域的專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付中有不等的挪用比重（董再平，2013）。此時(shí)的地方政府很少將轉(zhuǎn)移支付的資金用于改善基礎(chǔ)設(shè)施、發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)，而更多地用于“吃飯財(cái)政”，因此在缺少實(shí)際資金投入的情況下，地方的經(jīng)濟(jì)增長也受到限制，財(cái)政轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用也就大打折扣。隨著地方政府財(cái)政自給能力的增強(qiáng)，在基本滿足地方財(cái)政“吃飯”的前提下，地方政府會(huì)將富余的資金用于地方經(jīng)濟(jì)的投資，以滿足地方官員“晉升錦標(biāo)賽”的需求（周黎安，2007）。在圖1中表現(xiàn)為從Ia1到Ia2之間的增長過程，在這個(gè)過程中，人均有效資本存量不斷增加，經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)加速增長的態(tài)勢，財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟(jì)刺激作用開始凸顯，并且隨著地方財(cái)政自給水平的進(jìn)一步提升而愈加顯著。最后當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力達(dá)到較高水平后，地方政府對(duì)于推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)了“惰性”，原因有二：一是地方政府財(cái)政自給能力較高的地區(qū)大都經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高，如經(jīng)計(jì)算，2012年地方財(cái)政自給率達(dá)到80%以上的有北京、天津、上海、江蘇、浙江和廣東六個(gè)地區(qū)，這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)總量居前，經(jīng)濟(jì)增長推動(dòng)的難度相較其他地區(qū)會(huì)更大，在索洛模型中表現(xiàn)為持平投資水平Ib較高，“外來沖擊”必須要足夠大才能打破平衡實(shí)現(xiàn)加速增長。而事實(shí)上，中央對(duì)于這些地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付相較其他地區(qū)也更為稀缺，所以導(dǎo)致財(cái)政轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用減弱。二是由于地區(qū)發(fā)展程度較高，經(jīng)濟(jì)增長帶來的“政績亮點(diǎn)”已經(jīng)不夠突出，而“民生”的重要性日益彰顯，成為了下一個(gè)“政績亮點(diǎn)”，因此地方行政官員會(huì)將更多的注意力放到民生支出上。而轉(zhuǎn)移支付資金大多也著重民生，加之這些地區(qū)財(cái)政自給程度很高，較少出現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付資金挪作他用的情況，轉(zhuǎn)移支付資金能較為準(zhǔn)確地瞄準(zhǔn)民生目標(biāo)，偏離經(jīng)濟(jì)增長?？梢钥闯?，此時(shí)盡管轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效用減弱了，但公共服務(wù)的水平將得到顯著提升。

（三）理論假設(shè)

基于上述理論分析，本文認(rèn)為財(cái)政自給、轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在以下關(guān)系，并由此提出兩個(gè)理論假設(shè)。

假設(shè)1中央財(cái)政對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付與地方經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)，但兩者之間存在著多門檻效應(yīng)，會(huì)隨著地方財(cái)政自給能力的變化而發(fā)生改變。

假設(shè)2當(dāng)?shù)胤秸?cái)政自給能力低下時(shí)，中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付對(duì)于地方經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較弱；隨著地方財(cái)政自給能力的提升，其促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)；但當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力達(dá)到相當(dāng)水平之后，其促進(jìn)作用又會(huì)減弱。整體上看，轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)隨著地方財(cái)政自給能力的提升呈現(xiàn)出先增強(qiáng)后減弱的態(tài)勢。

三、模型構(gòu)建、變量定義與描述統(tǒng)計(jì)

（一）面板門檻模型簡介

本文采用Hansen（1999）的面板門檻模型進(jìn)行實(shí)證分析，其實(shí)質(zhì)是捕捉某一變量可能發(fā)生跳躍的臨界點(diǎn)。即通過選擇某一觀測值作為門檻變量，按照最優(yōu)門檻值將回歸模型區(qū)分為兩個(gè)或兩個(gè)以上的區(qū)間，各個(gè)區(qū)間用不同的回歸方程表示，繼而比較各個(gè)方程回歸系數(shù)的異同，從中找出變量間的聯(lián)系與規(guī)律（儲(chǔ)德銀和趙飛，2013）。

鑒于本文的實(shí)證研究主要是分析地方政府財(cái)政自給能力這一門檻變量在轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中的作用，故考慮如下形式的基本面板門檻模型

其中，Y為被解釋變量，X為解釋變量，I（·）代表指示性函數(shù)，qit為門檻變量，γ為門檻值，下標(biāo)i代表省份，下標(biāo)t代表年份，μi為個(gè)體固定效應(yīng)，它是不隨時(shí)間變化但是影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的虛擬變量；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，假設(shè)其服從均值為零且方差有限的正態(tài)分布。

為了消除個(gè)體固定效應(yīng)μi的影響，需要對(duì)式（2）進(jìn)行組內(nèi)平均，再讓式（2）減去各組內(nèi)平均得到

對(duì)應(yīng)于任意門檻值γ，可以通過求殘差平方和得到各參數(shù)的估計(jì)值

而最優(yōu)門檻值應(yīng)該使S1（γ）在所有殘差平方和中最小，即

滿足式（5）的觀測值便是門檻值，當(dāng)門檻值確定之后，其他參數(shù)值也就能夠相應(yīng)確定。

（二）門檻檢驗(yàn)

接下來要檢驗(yàn)門檻效應(yīng)是否顯著，即對(duì)應(yīng)于門檻值的樣本數(shù)據(jù)中是否真的存在機(jī)制轉(zhuǎn)換（經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)），對(duì)于不存在門檻值的零假設(shè)為

當(dāng)確定某一變量存在“門檻效應(yīng)”后，還需要進(jìn)一步確定其門檻值的置信區(qū)間，此時(shí)，零假設(shè)為

同時(shí)構(gòu)造似然比統(tǒng)計(jì)量

（三）轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的面板門檻模型構(gòu)建

根據(jù)前文的分析，本文采用地方政府財(cái)政自給能力（Self）作為門檻變量，研究不同財(cái)政自給率下，轉(zhuǎn)移支付（Transfer）與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（GDPG）之間的聯(lián)系。由于在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，如果經(jīng)濟(jì)計(jì)量模型遺漏了重要的解釋變量，那么估計(jì)結(jié)果將會(huì)大打折扣（儲(chǔ)德銀和趙飛，2013）。所以在前人研究的基礎(chǔ)上，引入固定資產(chǎn)投資水平（Invest）、對(duì)外貿(mào)易水平（Trade）、勞動(dòng)力資源豐富度（Labor）以及人力資本積累（Education）四個(gè)外生控制變量，最終建立如下的面板門檻模型。

（四）變量定義

被解釋變量：地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（GDPG），采用31個(gè)省級(jí)行政區(qū)①由于香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)以及臺(tái)灣省自身具有一些特殊性，會(huì)干擾整體的分析結(jié)果，加之?dāng)?shù)據(jù)獲取難度較大，故暫不納入分析。各年實(shí)際GDP增長率來表示，時(shí)間跨度從1994年分稅制改革開始一直到2012年，長達(dá)19年。有相關(guān)研究將地區(qū)生產(chǎn)總值直接作為經(jīng)濟(jì)增長變量進(jìn)行分析（王德祥和張權(quán)，2010；張杰、龔新蜀、劉林，2011），本文認(rèn)為是不合適的，因?yàn)榈貐^(qū)生產(chǎn)總值實(shí)際上只是簡單描述了經(jīng)濟(jì)總量的逐年擴(kuò)張的趨勢，難以直觀反映出經(jīng)濟(jì)總量增長的具體情況。如圖2和圖3所示，從1994到2012年，各省的地區(qū)生產(chǎn)總值擴(kuò)張的趨勢是非常明確的，即持續(xù)向上發(fā)展，而各省GDP實(shí)際增長速率卻是呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的波動(dòng)性，顯然，使用GDP增長速率作為被解釋變量更能有效反映出經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)情況，更符合實(shí)證分析的需要。

核心解釋變量：地方政府財(cái)政自給能力（Self）與轉(zhuǎn)移支付水平（Transfer）。本文采用通用做法，即地方政府一般預(yù)算收入與一般預(yù)算支出的比值來衡量地方政府財(cái)政自給率。使用中央政府對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付金額與當(dāng)年地方政府財(cái)政總支出的比值來測量中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付水平，記做Transfer1。為了檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文同時(shí)使用另一種方法測量轉(zhuǎn)移支付水平，即中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付金額與當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，記做Transfer2，并作為模型二進(jìn)行參照對(duì)比分析。

外生控制變量：固定資產(chǎn)投資水平（Invest）、對(duì)外貿(mào)易水平（Trade）、勞動(dòng)力資源豐富度（Labor）以及人力資本積累（Education）。固定資產(chǎn)投資采用各省固定資產(chǎn)投資總額與當(dāng)年該省地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。對(duì)外貿(mào)易水平，采用各省進(jìn)出口總額與當(dāng)年該省地區(qū)生產(chǎn)總值的比值。勞動(dòng)力資源豐富度采用各省社會(huì)從業(yè)人員數(shù)量占當(dāng)年該省人口總數(shù)的比重，反映的是勞動(dòng)力數(shù)量。人力資源積累則采用各省中學(xué)以上在校生人數(shù)占當(dāng)年該省人口總數(shù)的比重，反映出勞動(dòng)力素質(zhì)的積累。

圖2 1994-2012年31個(gè)省地區(qū)生產(chǎn)總值示意圖

圖3 1994-2012年31個(gè)省GDP增長率示意圖

表1 變量統(tǒng)計(jì)特征

（五）數(shù)據(jù)來源與變量統(tǒng)計(jì)特征

樣本數(shù)據(jù)涵蓋了除香港特別行政區(qū)、澳門特別行政區(qū)、臺(tái)灣省之外的31個(gè)省、自治區(qū)、直轄市①重慶1994-1997年為計(jì)劃單列市，1997年恢復(fù)為直轄市，在此期間的相關(guān)數(shù)據(jù)資料都較為齊全，且與四川省統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相互獨(dú)立。盡管1997年前后所轄縣區(qū)有所不同，但因1997年后新加入的縣區(qū)經(jīng)濟(jì)總量較小，不會(huì)對(duì)四川或者重慶的數(shù)據(jù)穩(wěn)定性造成顯著影響，故將重慶1994-1997年也作為省級(jí)行政區(qū)納入考察，直接使用相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。，時(shí)間跨度為1994-2012年，所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自于各省經(jīng)濟(jì)社會(huì)統(tǒng)計(jì)年鑒（1995-2013），統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2012）、省級(jí)財(cái)政預(yù)決算表（2012）以及《中國財(cái)政年鑒》（1995-2012）。其中，需要特別強(qiáng)調(diào)的是，中央對(duì)各省的轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于各省歷年財(cái)政預(yù)決算表中“中央補(bǔ)助收入”類目。經(jīng)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計(jì)算得出的所有分析數(shù)據(jù)均為比值形式，避免了數(shù)據(jù)的對(duì)數(shù)處理，增強(qiáng)了實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性。各變量數(shù)值的特征見表1，可以看出，由于各省的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展程度不一，數(shù)據(jù)之間具有較大差異，但為了確保實(shí)證結(jié)果在中國大陸范圍內(nèi)的普適性和可推廣性，依然將31個(gè)省級(jí)行政區(qū)全部納入分析。在這里必須說明的是西藏自治區(qū)從2009年起，財(cái)政支出開始超過地區(qū)生產(chǎn)總值，而財(cái)政支出中90%以上來自于中央轉(zhuǎn)移支付，導(dǎo)致Transfer2即轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值超過1（按百分?jǐn)?shù)計(jì)超過100）。

近年來,隨著電子技術(shù)飛速發(fā)展,圖像信息的采集和傳輸技術(shù)已經(jīng)日趨成熟,圖像的采集處理被廣泛應(yīng)用于軍事、航空、醫(yī)學(xué)等各個(gè)領(lǐng)域[1]。尤其在工業(yè)生產(chǎn)中,對(duì)于各部分圖像信息實(shí)現(xiàn)低壓高速、實(shí)時(shí)穩(wěn)定地處理工作也變得尤為重要。

四、估計(jì)結(jié)果及分析

（一）門檻檢驗(yàn)

本文使用中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付與地方政府財(cái)政總支出的比值，以及中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值兩種方法對(duì)中央政府轉(zhuǎn)移支付水平進(jìn)行測量，互為參照，分別記做Transfer1和Transfer2，并分別對(duì)應(yīng)著模型一和模型二進(jìn)行面板門檻分析。以地方政府財(cái)政自給能力Self作為門檻變量，利用STATA12.0進(jìn)行實(shí)證分析，用自舉抽樣法計(jì)算F值和P值，抽樣次數(shù)為1000次，得到門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果以及在多門檻面板回歸模型中的門檻估計(jì)值見表2。從表2中不難發(fā)現(xiàn)：模型一與模型二都存在三門檻效應(yīng)，且在5%的顯著性水平下顯著，故本文將選用三門檻模型進(jìn)行分析。

第一，固定資產(chǎn)投資水平（Invest）、對(duì)外貿(mào)易水平（Trade）、勞動(dòng)力資源豐富度（Labor）以及人力資本積累（Education）始終對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長都有著顯著的影響。但是這些因素影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的效用是不一樣的，其中，固定資產(chǎn)投資水平、對(duì)外貿(mào)易水平以及人力資本積累都能有效促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，這一結(jié)論進(jìn)一步驗(yàn)證了以往的相關(guān)研究成果（宋麗智，2011；王坤和張書云，2004；楊建芳、龔六堂、張慶華，2006）。值得注意的是，回歸結(jié)果中，勞動(dòng)力資源豐富度始終與經(jīng)濟(jì)增長顯著負(fù)相關(guān)，而反觀人力資本積累則始終與經(jīng)濟(jì)增長顯著正相關(guān)，且其回歸系數(shù)始終最大。相比較可以看出，在人口紅利逐漸消失和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變背景下，提高勞動(dòng)力素質(zhì)以強(qiáng)化對(duì)經(jīng)濟(jì)的直接影響是保障我國未來經(jīng)濟(jì)增長最有效的措施（陳波和吳麗麗，2011）。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)與門檻估計(jì)值

（二）面板門檻回歸模型估計(jì)結(jié)果分析

基于估計(jì)出來的門檻值，對(duì)面板三門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，表3分別列出了模型一和模型二的關(guān)于轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的三門檻回歸估計(jì)結(jié)果和線性個(gè)體固定效應(yīng)回歸結(jié)果。由表3可知。

表3 轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的面板門檻回歸模型估計(jì)結(jié)果

第二，從線性個(gè)體固定效應(yīng)回歸結(jié)果來看轉(zhuǎn)移支付的效應(yīng)，兩個(gè)模型分析得出的結(jié)論存在差異。模型一中轉(zhuǎn)移支付水平與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)，且在1%的顯著性水平下顯著，而在模型二中轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響為負(fù)，但是不顯著。其原因在于兩者對(duì)于轉(zhuǎn)移支付水平的測度方法存在差異，從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來看，隨著中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付力度的逐年加大，中央轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政總支出的比例呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢，即Transfer1是逐年上升的，然而地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度可能超過轉(zhuǎn)移支付增加的速度，使得轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值Transfer2可能出現(xiàn)逐漸下降的趨勢，最終導(dǎo)致兩者的回歸結(jié)果出現(xiàn)差異。從整體來看，不顯著的負(fù)作用只是代表存在很低程度的“阻力”，減弱了轉(zhuǎn)移支付對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的顯著正向影響，但其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用依然有效存在。加之前面已經(jīng)證實(shí)轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長之間存在三門檻效應(yīng)，因此較好的驗(yàn)證了本文提出的理論假設(shè)1。

第三，從非線性三門檻回歸結(jié)果來看轉(zhuǎn)移支付的效應(yīng)，模型一中，在不同的財(cái)政自給水平下，轉(zhuǎn)移支付始終與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)，且都在1%的顯著性水平下顯著，但是回歸系數(shù)存在著不同。在財(cái)政自給水平從0%上升到66.928 9%，分別跨越兩個(gè)門檻30.850 1%、58.401 2%的過程中，轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)是逐步提升的，分別為0.047、0.063 6和0.092 7。當(dāng)財(cái)政自給水平低于30.850 1%時(shí)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響程度最低。當(dāng)財(cái)政自給水平超越58.401 2%，低于66.928 9%時(shí)，正向影響程度最高，之后隨著財(cái)政自給水平進(jìn)一步提升，突破66.928 9%，轉(zhuǎn)移支付的正效應(yīng)卻下降至0.052 8。由此推測，在地方財(cái)政自給水平低于30.850 1%和高于66.928 9%時(shí)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正向作用存在某種程度的“阻力”，而模型二恰好地證實(shí)了這一點(diǎn)。模型二中，對(duì)應(yīng)著模型一，財(cái)政自給水平低于31.178 1%和高于66.928 9%兩種情況下，轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長都呈現(xiàn)不顯著的負(fù)相關(guān)，這與線性個(gè)體固定效應(yīng)回歸結(jié)果類似，這個(gè)不顯著的負(fù)效應(yīng)減弱了轉(zhuǎn)移支付對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的顯著正向影響。在前文的理論闡述中，把這個(gè)“阻力”歸結(jié)為地方政府自身的財(cái)政健康狀況和地方官員行為共同作用的結(jié)果，即當(dāng)?shù)胤秸?cái)政自給水平非常低下時(shí)，地方政府首先考慮將轉(zhuǎn)移支付的資金用于地方財(cái)政“吃飯”，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長乏力；當(dāng)?shù)胤秸?cái)政自給水平達(dá)到很高水平時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長帶來的“晉升-政績效應(yīng)”已經(jīng)不夠明顯，民生成為下一個(gè)“晉升-政績亮點(diǎn)”，地方官員會(huì)將更多的注意力投向民生事業(yè)，于是轉(zhuǎn)移支付資金瞄準(zhǔn)民生，偏離了經(jīng)濟(jì)增長。此外，模型二與模型一相似，在地方財(cái)政自給水平從0%逐步提升到66.928 9%的過程中，跨越了兩個(gè)門檻，轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)逐步提升、逐步顯著，并在61.353 1%至66.928 9%的階段達(dá)到最高，為0.350 8，之后隨著財(cái)政自給水平的進(jìn)一步提升，正效應(yīng)減弱轉(zhuǎn)變成了不顯著的負(fù)效應(yīng)。從整體上看，兩個(gè)模型都證實(shí)轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)隨著地方財(cái)政自給水平的提升呈現(xiàn)先增強(qiáng)后減弱的態(tài)勢，且“分水嶺”都為69.928 9%。兩個(gè)模型結(jié)論相似，可以互為佐證，說明實(shí)證結(jié)果具有很強(qiáng)的穩(wěn)定性和可靠性，很好地驗(yàn)證了本文提出的理論假設(shè)2。

（三）擴(kuò)展分析

高財(cái)政自給能力的省份所獲得的轉(zhuǎn)移支付能夠較好地瞄準(zhǔn)民生工程，提供高水平的公共服務(wù)。中上財(cái)政自給能力省份雖然不能提供如高財(cái)政自給能力省份那樣高水平的公共服務(wù)，但其轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效用是最強(qiáng)的。而中下和低財(cái)政自給能力的省份所獲得的轉(zhuǎn)移支付大多被“吃飯財(cái)政”所消耗，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和所提供的公共服務(wù)水平都較低，既不能像中上財(cái)政自給能力的省份那樣有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，也不能如高財(cái)政自給能力的省份那樣提供高水平的公共服務(wù)，處于一個(gè)非?！皩擂巍钡木车兀疚膶?%到58.401 2%的財(cái)政自給水平區(qū)間稱為“尷尬區(qū)間”。從表4和圖4中，可以明顯看出：1994年至2012年這19年中，高財(cái)政自給能力的省份數(shù)基本沒有太大變化，每年都維持在8個(gè)左右，而中上財(cái)政自給能力的省份數(shù)變化最劇烈，從最多時(shí)的10個(gè)驟降至0個(gè)，這些原本財(cái)政能力處于中上行列的省份出現(xiàn)了“降級(jí)”，轉(zhuǎn)移到了財(cái)政能力中下及低下的“尷尬區(qū)間”內(nèi)，從2000年開始，處于“尷尬區(qū)間”的省份占據(jù)了絕對(duì)多數(shù)。因此從整體上看，1994-2012年這19年間，我國財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度促進(jìn)公共服務(wù)均等化的效率是在下降的，其對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效用也呈現(xiàn)下降趨勢。顯然，要擺脫這一處境，僅僅依靠中央政府的轉(zhuǎn)移支付是不夠的，更關(guān)鍵的在于提升地方政府的財(cái)政自給能力，讓地方政府真正從“尷尬區(qū)間”中解脫出來。

表4 各年份不同區(qū)間內(nèi)省份數(shù)

圖4 各區(qū)間內(nèi)省份數(shù)及轉(zhuǎn)移支付經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效用變化趨勢圖

五、結(jié)論

本文首先基于索洛模型從理論層面闡釋了轉(zhuǎn)移支付與經(jīng)濟(jì)增長的正相關(guān)聯(lián)，并從地方財(cái)政健康和官員行為理論的角度進(jìn)一步分析地方政府財(cái)政自給能力影響轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理，接著以地方政府財(cái)政自給能力作為門檻變量，利用中國31個(gè)省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建門檻模型從財(cái)政自給的視角實(shí)證考察了1994-2012年中央轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，得出以下結(jié)論。

（1）中央政府對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付能夠有效促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，但存在三門檻效應(yīng)，其促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的效用隨著地方政府財(cái)政自給能力的提升呈現(xiàn)先增強(qiáng)后減弱的態(tài)勢。當(dāng)?shù)胤截?cái)政水平低于30.850 1%時(shí)，轉(zhuǎn)移支付對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用最弱，隨著財(cái)政自給水平的提升，轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)，并在接近66.928 9%的一個(gè)區(qū)間內(nèi)達(dá)到峰值，之后隨著地方財(cái)政自給水平突破66.928 9%，轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用出現(xiàn)減弱。

（2）通過對(duì)我國31個(gè)省級(jí)行政區(qū)的財(cái)政自給能力進(jìn)行分區(qū)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)前我國絕大多數(shù)省份處于中下及低財(cái)政自給能力的“尷尬區(qū)間”，既不能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，又不能提供高水平的公共服務(wù)。從整體上看，1994-2012年這19年間，我國財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度促進(jìn)公共服務(wù)均等化的效率是在下降的，其對(duì)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效用也呈現(xiàn)下降趨勢。要從根本上扭轉(zhuǎn)這一局面，關(guān)鍵在于提升地方政府的財(cái)政自給能力。

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