丁瑋蓉 , 張 帆

(1.南昌大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院,江西 南昌 330031；2.浙江財經(jīng)大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引言及文獻綜述

均衡性轉(zhuǎn)移支付[注]2009年，我國一般性轉(zhuǎn)移支付正式更名為均衡性轉(zhuǎn)移支付，原財力性轉(zhuǎn)移支付更名為一般性轉(zhuǎn)移支付。2002～2009年間的一般性轉(zhuǎn)移支付和2009年至今的均衡性轉(zhuǎn)移支付的性質(zhì)和統(tǒng)計口徑都沒有發(fā)生太大改變，為避免混淆，本文在研究過程中使用2009年更名之后的“均衡性轉(zhuǎn)移支付”這個名稱。是以彌補貧困地區(qū)的財政資金缺口，實現(xiàn)地區(qū)間經(jīng)濟均衡發(fā)展和基本公共服務(wù)均等化為制度目標(biāo)的財政轉(zhuǎn)移支付形式。但由于地方政府對資金缺乏有效監(jiān)督和科學(xué)管理，在其分配和使用過程中可能出現(xiàn)擠占挪用、多頭分配等現(xiàn)象[1]，這使得均衡性轉(zhuǎn)移支付解決公共經(jīng)濟外部性、實現(xiàn)公共服務(wù)均等化的政策初衷有可能受到影響，從這個意義來講，理清在不同經(jīng)濟水平下均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府財政支出行為的影響機制，對破除公共服務(wù)差距的困局、完善我國現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付制度具有十分重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于研究中央的轉(zhuǎn)移支付對地方政府支出影響基本都圍繞著“粘蠅紙效應(yīng)”[2]及轉(zhuǎn)移支付對地方政府支出決策的影響展開的：Case等(1993)[3]用聯(lián)邦政府給各個州政府撥款、Deller和Maher(2005)基于威斯康星州的農(nóng)村政府收支數(shù)據(jù)證實了轉(zhuǎn)移支付的粘蠅紙效應(yīng)[4]。Logan(1995)認(rèn)為無條件轉(zhuǎn)移支付會使撥款接受單位的支出大幅增加，而且粘蠅紙效應(yīng)是雙向的[5]。Hines和Thaler(1995)認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付會完全轉(zhuǎn)變?yōu)檎念~外支出[6]；Sagbas和Saruc(2004)則用土耳其的省級數(shù)據(jù)證實了粘蠅紙效應(yīng)的存在性，并在其研究結(jié)果中解釋了不同地區(qū)的粘蠅紙效應(yīng)大小的不同[7]。Weingast(2006)認(rèn)為地方政府會和中央政府產(chǎn)生博弈，并且很希望能夠從中央政府的轉(zhuǎn)移支付中獲取利益，這種利益有利于地方政府公共品供給[8]。Karnik和Lalvani(2008)基于印度Maharashtra的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，印度的轉(zhuǎn)移支付資金不會帶來地方政府行政管理支出的粘蠅紙效應(yīng)[9]。Gamkhar和Oates(1996)通過研究發(fā)現(xiàn)粘蠅紙的效應(yīng)具有對稱性，即中央轉(zhuǎn)移支付會帶來公共支出水平的增加，但如果中央轉(zhuǎn)移支付減少，則公共支出水平也會降低[10]。但Heyndels(2001)認(rèn)為這種對稱性是不存在的，即使中央政府減少轉(zhuǎn)移支付規(guī)模，地方政府公共支出也不會隨之減少，因為他們可以通過提高自有稅收收入來滿足其公共支出需求[11]。

國內(nèi)方面，郭慶旺、賈俊雪(2008)的研究顯示：中央財政轉(zhuǎn)移支付對公共交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和提高公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平是有利的，但對公共基礎(chǔ)教育服務(wù)的影響則不顯著[12]。盧盛峰(2011)認(rèn)為一般性轉(zhuǎn)移支付和政府支出行為存在明顯的替代關(guān)系，然而專項轉(zhuǎn)移支付和政府支出行為則表現(xiàn)為顯著的互補效應(yīng)，且地方政府反應(yīng)過度的問題并不存在[13]。尹恒、朱虹(2011)發(fā)現(xiàn)：地方政府財政收入得到改善之后，其公共支出將傾向于基本建設(shè)，而不是公共服務(wù)和人力資本投資[14]。付文林(2012)分析得出轉(zhuǎn)移支付確實存在粘蠅紙效應(yīng)，并且欠發(fā)達(dá)地區(qū)的政府支出水平會受到中央的轉(zhuǎn)移支付影響產(chǎn)生攀比之風(fēng)，但對地方基本公共服務(wù)類支出的影響并不明確[15]。

范子英(2010)基于1995～2004年的省級面板數(shù)據(jù)得出，中央轉(zhuǎn)移支付規(guī)模擴張使地方政府的資金投入成本降低，從而使其加大基礎(chǔ)設(shè)施投資，導(dǎo)致地方政府腐敗的可能[16]；范子英、張軍(2013)證實：專項轉(zhuǎn)移支付對于降低地方政府的公共品投入成本具有顯著作用，進而有利于提升地方公共品的供給水平[17]。賈俊雪(2012)等認(rèn)為：中央轉(zhuǎn)移支付總體上較為顯著地影響了省級地方政府競爭性支出行為，其中專項轉(zhuǎn)移支付、財力性轉(zhuǎn)移支付和稅收返還的激勵效應(yīng)的差異較為明顯[18]；李永友、沈玉平(2009)等人認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付并不總能很好地激勵地方政府的收支行為，不完善的轉(zhuǎn)移支付制度可能會對地方政府財政收支行為形成扭曲，并且地區(qū)差異會使相同的轉(zhuǎn)移支付制度對不同地區(qū)的政府收支行為產(chǎn)生顯著不同的影響[19]。

通過對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，關(guān)于均衡性轉(zhuǎn)移支付影響地方政府財政支出行為的結(jié)論不完全一致，這是由于：(1)未從均衡性轉(zhuǎn)移支付的制度目標(biāo)出發(fā)，缺乏對均衡性轉(zhuǎn)移支付影響財政支出結(jié)構(gòu)內(nèi)在機制的探討；(2)多采用省域數(shù)據(jù)做實證分析，而基本公共服務(wù)供給事權(quán)大多數(shù)集中在縣級政府。因此，本文從均衡性轉(zhuǎn)移支付政策目標(biāo)出發(fā)，通過考察均衡性轉(zhuǎn)移支付影響財政支出結(jié)構(gòu)的內(nèi)在機制和承擔(dān)我國基本公共服務(wù)供給事權(quán)縣級政府的財政支出偏好，探討現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付是否會帶來地方政府福利性公共服務(wù)支出偏向，從而對社會性公共品供給行為產(chǎn)生有效激勵。

二、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

為分析中央均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出結(jié)構(gòu)的影響，建立如下基準(zhǔn)模型:

Spendtypeit=α+β1Tranit+β2Revit+γXit+εit

(1)

Spendtype表示公共部門的各類財政支出，以各類財政支出的年人均值表示。主要解釋變量包括地方均衡性轉(zhuǎn)移支付占比(Tran)以及該地區(qū)預(yù)算收入(Rev)，以中央對該地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方本級財政收入的比值和人均一般預(yù)算收入表示，分別反映均衡性轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模比例和地方財政狀況。Xit表示控制變量，包括人口密度(density)、經(jīng)濟發(fā)展水平(人均GDP)、自然稟賦(人均耕地面積)、職工人數(shù)占比(年末職工人數(shù)占總?cè)丝?來衡量、地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資、固定資產(chǎn)投資變量等，其中以全社會固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示固定資產(chǎn)投資變量。地區(qū)特征以及年份固定效應(yīng)等。α為常數(shù)項，ε為隨機擾動項，i表示地區(qū)，t表示年份。此外，本文對所有變量均取對數(shù)，并對各面板數(shù)據(jù)模型進行單位根檢驗以及協(xié)整檢驗來避免偽回歸，檢驗結(jié)果顯示，各種財政支出模型都通過單位根檢驗，為一階單整。

另外，根據(jù)前文的粘蠅紙效應(yīng)的理論分析，在方程(1)中的均衡性轉(zhuǎn)移支付占比Tran、人均預(yù)算收入Rev兩個變量的回歸系數(shù)應(yīng)該分別都為正數(shù)。而又因為均衡性轉(zhuǎn)移支付是以財力均等化為目標(biāo)的轉(zhuǎn)移支付形式，經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)通常會得到更多的中央補助，因此，均衡性轉(zhuǎn)移支付與人均預(yù)算收入對地區(qū)財政支出的影響存在著交互性關(guān)系(付文林，2012)[15]。為此，我們在方程(1)的基礎(chǔ)上加入Tran和Rev兩個變量的交互乘積項，來考察可能呈現(xiàn)的此消彼長關(guān)系，得到方程(2)。

Spendtypeit=α+β1Tranit+β2Revit+β3Tranit×Revit+γXit+εit

(2)

基于以上數(shù)據(jù)，本文以計量模型(1)、(2)為基本依據(jù)，在考慮和不考慮均衡性轉(zhuǎn)移支付與人均預(yù)算收入的交互項兩種情形下進行回歸分析。由于均衡性轉(zhuǎn)移支付是按照地方政府的標(biāo)準(zhǔn)財政收支差額來進行分配的，因此選擇“均衡性轉(zhuǎn)移支付”的滯后一期作為工具變量來解決核心解釋變量的內(nèi)生性問題。實證過程中依次采用了混合最小二乘估計法(POLS)、固定效應(yīng)估計法(FE)和隨機效應(yīng)估計法(RE)來考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出的影響。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文基于2005～2009年全國321個縣級的數(shù)據(jù)(“均衡性轉(zhuǎn)移支付”的縣級數(shù)據(jù)我國只公布到2009年)，數(shù)據(jù)來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。2007年我國經(jīng)歷了政府收支科目分類改革，財政支出按照功能和經(jīng)濟性質(zhì)進行分類，為了便于對2005～2009年間我國地方政府財政支出結(jié)構(gòu)進行研究，本文對2007年改革前后支出科目進行分析和整理，使之成為統(tǒng)計口徑大體一致的財政支出分類數(shù)據(jù)：將統(tǒng)計資料里我國公共支出類別劃分成以下四種財政支出類型：行政管理類支出、科教文衛(wèi)類支出、經(jīng)濟服務(wù)類支出、社會保障類支出(韓冰，2014)[20]。

2007年以后的“一般公共服務(wù)、國防支出、公共安全、外交支出”對應(yīng)2007年之前的“行政管理費及公檢司法支出”；2007年以后的“教育、科學(xué)技術(shù)、文化體育與傳媒、醫(yī)療衛(wèi)生支出”對應(yīng)2007年之前的“教育支出、科學(xué)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出”；2007年以后的“環(huán)境保護支出、城鄉(xiāng)社區(qū)事務(wù)支出、農(nóng)林水事務(wù)支出、交通運輸支出、工商商業(yè)金融等事務(wù)支出”對應(yīng)“基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)、林業(yè)支出、水利和氣象支出”；2007年以后的社會保障與就業(yè)支出對應(yīng)2007年以前的社會保障補助支出。這樣保證了考察的年份區(qū)間內(nèi)的統(tǒng)計口徑的一致。

(三)基準(zhǔn)回歸估計結(jié)果與分析

從模型(1)和模型(2)回歸結(jié)果顯示，普通標(biāo)準(zhǔn)誤下固定效應(yīng)的F統(tǒng)計量分別為5.24和2.84，二者均通過了1%的顯著性水平檢驗，表明采用固定效應(yīng)回歸優(yōu)于混合效應(yīng)；在包含和不包含交互項兩種情形下的Hausman檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，據(jù)此我們采用固定效應(yīng)估計結(jié)果進行分析。

從表1的估計結(jié)果看，模型中的均衡性轉(zhuǎn)移支付及地方一般預(yù)算收入這兩個核心解釋變量與各類財政支出明顯正相關(guān)，并一直在1%的置信水平下顯著。這表明，在其他條件一定時，均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的加大會帶來各類地方財政支出水平的上升，其影響程度較強，也就是說，均衡性轉(zhuǎn)移支付會造成地方財政支出的“粘蠅紙效應(yīng)”。分別對四類公共財政支出類別進行比較發(fā)現(xiàn)：經(jīng)濟服務(wù)類支出的回歸系數(shù)比其他三類財政支出的系數(shù)要略高一些，這說明地方政府在獲得中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金后，對于公共服務(wù)的供給上并非圍繞著中央政府的政策目標(biāo)，而且會優(yōu)先用于經(jīng)濟建設(shè)支出，這與以往的研究結(jié)果一致(尹恒，2011；付文林，2012)[14][15]；其次是社會保障類支出和文教科衛(wèi)類支出，系數(shù)與經(jīng)濟服務(wù)類支出相差不大，這表明目前我國均衡性轉(zhuǎn)移支付雖然存在著軟預(yù)算約束問題，但因為均衡性轉(zhuǎn)移支付是以基本公共服務(wù)均等化為目標(biāo)的轉(zhuǎn)移支付形式，但在地方財力狀況好轉(zhuǎn)后，地方會努力改善本地區(qū)的民生性基本公共服務(wù)水平，而不是一味地在發(fā)展經(jīng)濟建設(shè)性支出、政府消費性支出等。這個與以往研究不同的結(jié)論表明：均衡性轉(zhuǎn)移支付會比其他形式的轉(zhuǎn)移支付(如：專項轉(zhuǎn)移支付)均等化效果更好，更有利于達(dá)到中央政府的政策目標(biāo)，所以說，我國進一步加大均衡性轉(zhuǎn)移支付比例是優(yōu)化轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)的主要方向。

表1 均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方支出結(jié)構(gòu)回歸結(jié)果(N=321)

注：*** 、** 、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為t值。下表同。

以上兩個模型的回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)均衡性轉(zhuǎn)移支付對“行政管理類支出”的促進作用最小，這是由于支出責(zé)任越傾向于地方政府，地方政府越傾向于節(jié)約行政開支(黃國平，2013)[21]，而本文選擇的是縣級數(shù)據(jù)，基本公共服務(wù)的支出責(zé)任主要在縣級政府，所以與地方政府自有財政收入相比，中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金用于行政管理類支出的比例較小一些。這個實證結(jié)果與Oates(1985)[22]認(rèn)為的隨著轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模的增大，地方政府支出規(guī)模也增大的觀點相反，而與李婉(2007)[23][24]的研究結(jié)論基本一致。

地方人均一般預(yù)算收入在回歸結(jié)果中均顯著為正，并且經(jīng)濟服務(wù)類支出系數(shù)最大，這表明自有收入越高的地區(qū)，各類財政支出的人均量都越高，這一定程度上體現(xiàn)了財政分權(quán)體制下地方財政能力所存在的差異；并且地方自有財政收入越多的地區(qū)，人均基本建設(shè)支出會隨之大幅增加，這說明，地方政府存在富余財力時，傾向于將其用于短期生產(chǎn)性投資，這可能是受政治博弈和任期周期的影響。

交叉項的回歸系數(shù)在行政管理支出模型中為所預(yù)期的負(fù)數(shù)，不過在所有的回歸模型中都不顯著。根據(jù)表1中從四個加入交互項模型的回歸結(jié)果中可知：當(dāng)經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金增加后，在科教文衛(wèi)支出、社會保障支出方面的支出會大幅度增大，刺激作用大于在經(jīng)濟服務(wù)性支出方面。對兩個模型橫向比較來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付制度下，在我國積極推進民生建設(shè)的過程中，經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)，在民生行支出上提高的幅度更大，而那些經(jīng)濟發(fā)達(dá)地區(qū)更偏向于增加消費性財政支出。這說明當(dāng)財力未達(dá)到一定水平前，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金會按照公共服務(wù)均等化目標(biāo)進行分配，當(dāng)財力相對充裕了，地方官員為爭取全國經(jīng)濟社會的相對地位，傾向于將額外的財力用于機構(gòu)運轉(zhuǎn)和人員經(jīng)費及自身偏好的項目，這進一步說明了目前我國地方公共預(yù)算的監(jiān)督體制還很不健全，可能存在著嚴(yán)重的攀比現(xiàn)象。

表2 工具變量回歸結(jié)果(N=321)

工具變量回歸結(jié)果(如表2)可以得出上述相似結(jié)論。Wald外生性檢驗都拒絕了原假設(shè)，表明均衡性轉(zhuǎn)移支付的滯后一期是內(nèi)生的，工具變量估計量才是一致的。本文還對模型進行了弱工具變量檢驗，拒絕了原假設(shè)，表明不存在弱工具變量問題。

進一步地，本文認(rèn)為：人均GDP對各類地方財政支出的影響可能是非線性的，在經(jīng)濟發(fā)展較為落后的地區(qū)，地方政府將會隨著人均GDP的提高而增加某類財政支出的比重，從而減少其他支出比重；而當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展水平超過某個臨界值后，人均GDP的增加又會增加另一類財政支出比重。值得注意的是，地方政府財政支出結(jié)構(gòu)除了與經(jīng)濟發(fā)展水平不同階段影響不同之外，還可能存在另一個現(xiàn)象：地方政府在支出結(jié)構(gòu)上的非民生性支出偏好不僅不會隨著經(jīng)濟水平的提高而自然地得到改變，還可能進一步激化。為此，我們對這個問題進行非線性估計。

三、均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出結(jié)構(gòu)影響的非線性估計

在前文的實證及結(jié)果分析的基礎(chǔ)上，這部分運用Hansen(1999)提出的面板門檻模型(panel threshold model)，考察不同經(jīng)濟發(fā)展水平下均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出結(jié)構(gòu)的非線性影響。在實證分析中，采用對數(shù)據(jù)進行自動識別的方法，來確定門檻變量人均GDP的門檻值，表明經(jīng)濟發(fā)展水平處于門檻值的前后，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出的影響將存在顯著不同，然后再進一步進行分段估計。為此，本部分構(gòu)建面板門檻模型如下：

Spendtypeit=α1tranitI(Ln_pergdp<γ1)+α2tranitI(γ1Ln_pergdp<γ2)+...

(3)

Spendtypeit=α1tranit×RevitI(Ln_pergdp<γ1)+α2tranit×RevitI(γ1≤Ln_pergdp<γ2)

(4)

式(4)中，Spendtypeit表示第i個省份第t年的人均某類財政支出；γn表示待估計的門檻值；指標(biāo)Revit為第i個省份第t年人均一般預(yù)算收入，指標(biāo)tran×Rev為交叉項，I為示性函數(shù)，Xit是上文所述的控制變量，主要包括有：人口密度、固定投資總額占比、職工人數(shù)占比、在崗職工平均工資等；εit為隨個體與時間而改變的隨機擾動項。

(一)門檻效應(yīng)檢驗

根據(jù)面板門檻模型的的方法，首先對四類支出、兩種自變量的八個方程的門檻效應(yīng)進行檢驗，以確定回歸方程中的門檻值個數(shù)。方程(3)(5)(7)(9)的被解釋變量分別為：地方政府行政管理類支出、科教文衛(wèi)支出、經(jīng)濟服務(wù)類支出以及社會保障類支出，解釋變量為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比；方程(4)(6)(8)(10)的解釋變量換為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比與人均一般預(yù)算收入交叉項，表2的結(jié)果顯示，八個方程(方程(5)-(10)形式略)在單一門檻檢驗在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，而且雙重門檻、三重門檻效應(yīng)檢驗都至少是在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，即存在三重門檻效應(yīng)。我們接下來在識別這些門檻值的基礎(chǔ)上進行計量參數(shù)估計，具體如表3所示。

表3 門檻估計值

注：自舉(Bootstrap)抽樣次數(shù)設(shè)定n=500。

(二) 門檻模型估計

本部分在前文對門檻值測度的基礎(chǔ)上，采用均衡性轉(zhuǎn)移支付占比和交叉項分別作為解釋變量，對均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出的影響機制進行進一步檢驗，即方程(3)(4)。同時對上述方程進行回歸分析時先采用固定效應(yīng)模型(FE)，但為了保證估計結(jié)果更可靠，我們對參數(shù)估計有效性進行對比分析，為此采用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤下的固定效應(yīng)模型(FE_Robust)來做進一步分析(吳俊培，2015)[25]。

表4 三重門檻模型估計結(jié)果FE_rubost

如表4所示，模型均以地區(qū)人均GDP為門檻變量，由于地方政府四類支出的單一門檻效應(yīng)檢驗都在1%的顯著水平顯著，因此初步判定存在門檻效應(yīng)；在確定存在單一門檻的基礎(chǔ)上繼續(xù)搜索雙重門檻值，得到其雙重門檻、三重門檻仍至少在5%置信區(qū)間內(nèi)拒絕原假設(shè)，因此本部分我們重點關(guān)注三重門檻模型的回歸結(jié)果分析(如對單門檻及雙重門檻模型結(jié)果有興趣，可向作者索取)，其中(A)組為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比的直接影響效應(yīng)，(B)組為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比與地方一般預(yù)算收入的交叉項的影響效應(yīng)，交叉項這個指標(biāo)是考察在均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化目標(biāo)下，衡量地方政府自有財政能力與均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的“此消彼長”的關(guān)系，用于考察我國均衡性轉(zhuǎn)移支付資金是否傾向于貧困地區(qū)。在三重門檻中，(A)組結(jié)果顯示均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的四類支出保持至少在5%的顯著水平上呈現(xiàn)正向的影響，這與我們的預(yù)期一致。在不同的門檻值將地方經(jīng)濟發(fā)展水平劃分的區(qū)間中，我們發(fā)現(xiàn)，對四類財政支出的影響顯著不同：在行政管理類支出中，當(dāng)?shù)胤浇?jīng)濟水平小于第三個門檻值3.078萬元之前，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金占比對地方政府的支出都產(chǎn)生正向的影響，并且一直在5%以上的置信水平下顯著；而科教文衛(wèi)類支出的回歸結(jié)果顯示，在任何經(jīng)濟發(fā)展水平下，均衡性轉(zhuǎn)移支付的增加對科教文衛(wèi)支出的影響都是正向并非常顯著的。而對經(jīng)濟建設(shè)類支出而言，其影響是最具有波動性的：在人均GDP小于第二個門檻值前2.068萬元，均衡性轉(zhuǎn)移支付對其在1%的顯著水平下正向的影響，而當(dāng)經(jīng)濟狀況處于第二個門檻值2.068和第三個門檻值3.428之間時，其影響變成負(fù)向的了，并且在5%的顯著水平下顯著，但當(dāng)其超越第三個門檻值3.428之后，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金的增加又會帶來經(jīng)濟建設(shè)類的支出水平的增加。在社會保障支出中，人均GDP小于第一個門檻值0.633萬元，其系數(shù)為負(fù)數(shù)，但并不顯著，但當(dāng)超越這個門檻值后，均衡性轉(zhuǎn)移支付對社會保障支出的影響呈明顯的正效應(yīng)，并在1%的置信水平下顯著。綜上可知，總體來說，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府支出有顯著的粘蠅紙效應(yīng)，也就是說地方政府通過均衡性轉(zhuǎn)移支付使得財力得到提升之后，除了會加大教育、醫(yī)療和社會保障進行民生性投資之外，還加大了政府性消費及經(jīng)濟性建設(shè)支出。其次，不論在哪種經(jīng)濟水平之下，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模對科教文衛(wèi)支出都有正向刺激效應(yīng)，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金占地方財政比例越高，地方政府用于科教文衛(wèi)類的公共支出就越多，這說明均衡性轉(zhuǎn)移支付保障教育衛(wèi)生類的公共服務(wù)起到明顯的作用。再次，中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金到達(dá)地方政府之后，一定程度上會經(jīng)濟建設(shè)和行政管理類支出擠占，而且這種現(xiàn)象對于貧困地區(qū)來說更為明顯。最后，對于社會保障類支出而言，地方政府通過均衡性轉(zhuǎn)移支付使得財力得到提升之后，用于社會保障的民生性支出反而有所降低，直到經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后，才會對其重視，并且隨著經(jīng)濟的發(fā)展水平越高，社會保障類支出規(guī)模也會越大，這表明，均衡性轉(zhuǎn)移支付制度對地方政府積極提升公共服務(wù)水平起到了一定的正向效應(yīng)。

我們再從三重門檻中的(B)列回歸結(jié)果中來分析：在均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化目標(biāo)下，由于地方政府自有財政能力與均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)?！按讼碎L”的關(guān)系，來考察我國均衡性轉(zhuǎn)移支付資金對地方政府支出行為的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)：在行政管理類支出的結(jié)果中，當(dāng)?shù)胤浇?jīng)濟水平超過第一個門檻值2.409，但小于第二個門檻值3.078時，交叉項對其為正向影響，并在1%的置信水平下顯著，而當(dāng)?shù)胤浇?jīng)濟水平超過第二個門檻值3.078后，交叉項對地方政府的支出的影響轉(zhuǎn)為負(fù)向，并且也非常的顯著，但在其它經(jīng)濟發(fā)展水平下，影響都不顯著。但在科教文衛(wèi)類支出中，可以看到，在人均GDP小于1.068萬元貧困地區(qū)，交叉項對其為正向顯著的影響，但在人均GDP介于1.068與1.115萬元之間，影響變成負(fù)向，而超過這個門檻值之后，又變成正向影響。在經(jīng)濟建設(shè)類支出中，當(dāng)經(jīng)濟水平介于1.941萬元與3.387萬元之間，其為負(fù)向影響，并且在5%置信水平下通過了顯著性檢驗，但經(jīng)濟水平超過之后，經(jīng)濟建設(shè)類支出會隨著地方總財力的增加而增加。最后，在任何經(jīng)濟發(fā)展水平下，交叉項對社會保障支出在1%的置信區(qū)間內(nèi)有顯著的正向影響。綜上可以看出，首先，與(A)組回歸結(jié)果相比，交叉項在行政管理類支出、科教文衛(wèi)支出及經(jīng)濟服務(wù)類支出的模型中的回歸系數(shù)為負(fù)，這與上文的預(yù)期一致，這一方面說明我國均衡性轉(zhuǎn)移支付確實傾向于補助相對貧困地區(qū)，地方的自有收入增加了，那相應(yīng)得到的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金就會減少，這樣“此消彼長”的狀況對經(jīng)濟處于一般水平的地區(qū)來說，交叉項對各類支出形成反向刺激，這是因為，當(dāng)?shù)胤秸玫降木庑赞D(zhuǎn)移支付資金相對減少，自有財力又不十分充足的情況下，由于粘蠅紙效應(yīng)，它會更珍惜來自于本地稅收的收入，這樣一來，就會減少各類財政支出的規(guī)模；另一個方面也說明落后地區(qū)的地方自有財力不足，過度依賴轉(zhuǎn)移支付補助，這表明我國分稅制財政體制下，地方政府的財力、事權(quán)不匹配嚴(yán)重影響了公共服務(wù)的供給效率。其次，當(dāng)?shù)胤浇?jīng)濟發(fā)展水平達(dá)到很高水平，交叉項對各類支出的影響都為正向的，并都通過了顯著性檢驗，這說明，要提高地方的公共服務(wù)水平，關(guān)鍵還在于地方政府自身財力，而不能依賴中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付，因此，在保證地方政府的公共服務(wù)均等化的同時，構(gòu)建具有激勵機制的轉(zhuǎn)移支付顯得尤為重要。最后，對比而言，在經(jīng)濟服務(wù)類支出模型中可發(fā)現(xiàn)，地方政府通過均衡性轉(zhuǎn)移支付使得財力得到提升之后，對經(jīng)濟服務(wù)類支出刺激最大，地方政府更有積極性增加經(jīng)濟建設(shè)性支出，這是因為在財政分權(quán)體制下，地方官員間的晉升錦標(biāo)賽促使他們更有激勵投身到經(jīng)濟建設(shè)當(dāng)中去(周黎安，2007)[26]；當(dāng)經(jīng)濟水平在兩個門檻值之間時，增加的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金對這類支出有負(fù)向影響，當(dāng)經(jīng)濟到了發(fā)達(dá)水平，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金會再次刺激經(jīng)濟服務(wù)的支出；另外，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金會一直刺激社會保障支出，這說明政府對民生福祉的支持會進入快速發(fā)展階段。

在固定效應(yīng)和穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤下的固定效應(yīng)中得到的結(jié)論基本一致[注]“固定效應(yīng)模型”(PE)的回歸結(jié)果略，如有興趣，作者備索。，這進一步說明了本部分結(jié)論的可靠性。由此得出，整體來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化財力和基本公共服務(wù)的政策目標(biāo)下，地方政府的粘蠅紙效應(yīng)會在經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)地區(qū)略為明顯，當(dāng)經(jīng)濟達(dá)到一定水平，會加大對教育、基礎(chǔ)醫(yī)療建設(shè)的投入，這種發(fā)展?fàn)顩r跟馬斯格雷夫和羅斯托提出的經(jīng)濟發(fā)展階段論相吻合。綜上可知，中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出存在顯著的非線性影響。

四、基本結(jié)論與建議

本文利用2005～2009年全國321個縣的數(shù)據(jù)，理清中央均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府財政支出影響的邏輯機制，結(jié)合門檻面板模型對不同經(jīng)濟水平進行對比分析和檢驗，為激勵地方政府福利性公共服務(wù)支出、完善我國現(xiàn)行轉(zhuǎn)移支付制度提出以下建議：

第一，對于各類地方財政支出類別，在獲得均衡性轉(zhuǎn)移支付資金后均會帶來其財政支出水平的上升，也就是說，目前我國均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模擴大確實會帶來地方財政支出的粘蠅紙效應(yīng)。這說明均衡性轉(zhuǎn)移支付雖然能夠在一定程度上緩解地區(qū)間財力失衡并提升地方性公共品供給，但其他類型的支出也隨之增加，因此，我國要加快改革中國式分權(quán)的官員績效評估機制，加強對地方政府用于自身公共服務(wù)類支出的透明化管理，嚴(yán)格制定均衡性轉(zhuǎn)移支付預(yù)算程序，硬化預(yù)算約束機制，增加財政監(jiān)督水平和能力，保證地方財政支出與當(dāng)?shù)鼐用竦男枨蠡疽恢隆?/p>

第二，當(dāng)經(jīng)濟達(dá)到一定水平、財力狀況得到緩解后，地方政府會加大對教育、基礎(chǔ)醫(yī)療建設(shè)的投入，努力改善本地區(qū)的基本公共服務(wù)水平，結(jié)合已有研究結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)均衡性轉(zhuǎn)移支付相對于其他形式轉(zhuǎn)移支付而言對地方政府支出行為具有一定的公共服務(wù)導(dǎo)向作用，其改善民生的激勵作用更為明顯，所以未來要進一步優(yōu)化財政轉(zhuǎn)移支付制度的結(jié)構(gòu)，使之形成均衡性轉(zhuǎn)移支付為基礎(chǔ)、專項轉(zhuǎn)移支付為補充的合理模式，加強對地方政府轉(zhuǎn)移支付資金的具體使用用途的監(jiān)測及績效的評估，使得均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的社會性公共品供給行為產(chǎn)生有效激勵。

第三，欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于經(jīng)濟發(fā)展的壓力和自有財力的欠缺，地方政府對福利性公共服務(wù)供給激勵不足。因此，為解決各級政府間財力、事權(quán)關(guān)系不匹配的問題，可以從稅制改革為突破口，完善地方稅體系，培育稅基較為穩(wěn)定的競爭弱的稅種：如房地產(chǎn)稅作為地方稅的主要稅種，使之成為地方財政收入的主要來源，提高地方自有財政收入比重，從而逐漸改變地方財力過分依賴中央轉(zhuǎn)移支付的局面，以此保證均衡性轉(zhuǎn)移支付制度的政策效果，從而實現(xiàn)公共服務(wù)均等化的目標(biāo)。