●馬 宏

一、文獻(xiàn)綜述

如何實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平，縮小城鄉(xiāng)收入差距是我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展過程中需要解決的問題。合理有效的福利性財(cái)政支出與居民生活直接相關(guān)，既能提高社會(huì)整體福利水平，也有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平?？荑F軍等（2002），金雙華（2006），蘇素、朱家慶（2009）和謝喬昕、孔劉柳（2011）等都認(rèn)為政府財(cái)政總支出主要包括福利性財(cái)政支出和非福利性財(cái)政支出。其中包括醫(yī)療、教育、社會(huì)保障和財(cái)政性補(bǔ)貼支出在內(nèi)的福利性財(cái)政支出在改善社會(huì)公平、提高社會(huì)福利和縮小城鄉(xiāng)居民收入差距方面發(fā)揮了積極的作用。

但是長(zhǎng)期以來，由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，地區(qū)財(cái)力差距普遍存在，進(jìn)而影響到了地區(qū)福利性財(cái)政支出能力。再加上1994年分稅制改革實(shí)施以后，中央一方面上收財(cái)權(quán)，另一方面下放事權(quán)，結(jié)果導(dǎo)致中央政府財(cái)權(quán)增大，地方政府財(cái)權(quán)縮小的同時(shí)還得承擔(dān)大部分的支出責(zé)任。為了縮小地方政府間財(cái)力差距以及地方政府財(cái)政收入與支出不平衡的結(jié)構(gòu)性赤字，中央政府對(duì)地方政府實(shí)施了轉(zhuǎn)移支付政策，來彌補(bǔ)地方政府結(jié)構(gòu)性赤字，促進(jìn)地方政府福利性財(cái)政支出能力的均等化。

中央對(duì)地方政府間的財(cái)政轉(zhuǎn)移支付主要包含稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付等三部分財(cái)政補(bǔ)助收入。目前中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付已經(jīng)成為地方政府財(cái)政收入的重要來源，各地區(qū)前者占后者的比重平均保持在40%-50%的水平。傅勇（2010）認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付在平衡地區(qū)間財(cái)政差距，提高落后地區(qū)的公共品供給方面發(fā)揮著不可替代的作用。唐齊鳴、王彪（2012）認(rèn)為，對(duì)于中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付依賴程度較高的地方政府會(huì)將資金更多地投向剛性較強(qiáng)的科教文衛(wèi)及支農(nóng)等福利性支出。

雖然轉(zhuǎn)移支付的基本功能就是通過實(shí)現(xiàn)地區(qū)間財(cái)政能力均等化，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)等福利性財(cái)政支出能力均等化（Oates，1999），但由于我國政府間財(cái)權(quán)和事權(quán)的劃分不夠清晰，地方政府對(duì)轉(zhuǎn)移支付資金的使用擁有一定的自由度，結(jié)果導(dǎo)致中央對(duì)地方的轉(zhuǎn)移支付資金并不一定會(huì)用于公共服務(wù)方面的福利性支出，從而難以發(fā)揮其應(yīng)有的“平衡器”作用。尹恒、朱虹（2011）和傅勇、張晏（2007）都認(rèn)為地方官員更傾向于把中央轉(zhuǎn)移支付資金投向基本建設(shè)支出而不是教育、醫(yī)療衛(wèi)生等福利性支出。陳思霞、田丹（2013）也驗(yàn)證了中央轉(zhuǎn)移支付并沒有提高地方公共服務(wù)供給的效率。究其原因，安體富（2007）認(rèn)為是由于轉(zhuǎn)移支付資金的使用和操作制度不規(guī)范，缺乏監(jiān)督導(dǎo)致的。付文林、趙永輝（2016）從道德風(fēng)險(xiǎn)的角度進(jìn)行分析，認(rèn)為中央轉(zhuǎn)移支付會(huì)抑制地方政府對(duì)于地方居民偏好的關(guān)心，而只注重自身的政績(jī)考核，導(dǎo)致政府支出偏好的扭曲和無效率。陸銘和陳釗（2004）則認(rèn)為是由于競(jìng)爭(zhēng)和經(jīng)濟(jì)趕超的壓力，理性的地方政府傾向于將資金投入到更具短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和低公共服務(wù)支出成本優(yōu)勢(shì)的城市地區(qū)。傅勇（2008）認(rèn)為這是因?yàn)樵诂F(xiàn)行地方官員的政績(jī)考核和晉升機(jī)制下，地方官員對(duì)于短期政治利益的追求導(dǎo)致的。

通過對(duì)上述文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)中央對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付能否有效實(shí)現(xiàn)增強(qiáng)地方政府財(cái)政能力，引導(dǎo)和激勵(lì)地方政府提升福利性財(cái)政支出，縮小居民收入差距的初衷，主要取決于地方政府對(duì)于轉(zhuǎn)移支付資金的使用方向。而地方政府如何使用轉(zhuǎn)移支付資金又主要受制于制度環(huán)境和反映地方政府財(cái)政狀況的財(cái)政自給能力。一般來說，當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力較弱時(shí)，地方政府難以依靠自身財(cái)政力量來解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的所需資金問題，因此更容易攫取中央轉(zhuǎn)移支付資金，改變其原來福利性支出的使用目的，將其投入到更能帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基本建設(shè)中去。而隨著地方政府財(cái)政自給能力的提升，地方政府通過自身力量滿足地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需的資金增加，則對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的占用就會(huì)下降，因此用于福利性支出的轉(zhuǎn)移支付資金增加。從這個(gè)意義來講，厘清不同財(cái)政自給能力如何影響中央轉(zhuǎn)移支付與地方政府福利性財(cái)政支出之間的關(guān)系，對(duì)于完善我國轉(zhuǎn)移支付制度和保障政府福利性支出具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

但現(xiàn)有文獻(xiàn)大多直接研究轉(zhuǎn)移支付與地方政府福利性財(cái)政支出之間的關(guān)系，沒有考慮不同財(cái)政自給能力背景對(duì)兩者關(guān)系的影響。或者只是將財(cái)政自給能力作為線性模型中的一部分，沒有考慮到財(cái)政自給能力、轉(zhuǎn)移支付和政府福利性支出之間可能存在門檻效應(yīng)，即轉(zhuǎn)移支付與政府福利性支出的關(guān)系會(huì)隨著地方財(cái)政自給能力的變化而改變。當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力較弱時(shí)，轉(zhuǎn)移支付與政府福利性支出的相關(guān)性較低，隨著地方財(cái)政自給能力的提升，跨越門檻值以后，轉(zhuǎn)移支付與政府福利性支出的相關(guān)性會(huì)提高。本文將基于上述研究，建立起非線性的面板門檻模型，將地方政府財(cái)政自給能力設(shè)為門檻變量，考察不同財(cái)政自給能力背景下中央轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)間福利性支出項(xiàng)目之間的關(guān)系。

二、實(shí)證分析

（一）模型構(gòu)建

本文采用Hansen（1999）建立的固定效應(yīng)面板門檻回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，來考察當(dāng)財(cái)政自給能力作為門檻變量時(shí)，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府福利性財(cái)政支出的門檻效應(yīng)。同時(shí)本文還引入了地方財(cái)政支出水平（FE），經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù)（lnGDP）和人口增長(zhǎng)指數(shù)（lnP）三個(gè)控制變量。最終建立的面板門檻模型如下：

其中，被解釋變量WE為政府福利性財(cái)政支出，解釋變量主要有中央轉(zhuǎn)移支付（Transfer）、地方財(cái)政支出水平（FE）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)（lnGDP）和人口增長(zhǎng)指數(shù)（lnP），其中中央轉(zhuǎn)移支付（Transfer）的系數(shù)會(huì)隨著區(qū)制（regime）變化，其他解釋變量的系數(shù)不隨區(qū)制（regime）變化，地方財(cái)政自給能力（Self）則是門檻變量。i表示個(gè)體，t表示時(shí)間。μi是個(gè)體截距項(xiàng)。εit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。γ是待估計(jì)的門檻值。

先對(duì)方程（1）進(jìn)行組內(nèi)平均，然后再用方程（1）減去各組內(nèi)平均，得到模型的離差形式，如模型（2）所示，從而消除個(gè)體固定效應(yīng)μi的影響。

接下來采用兩步法進(jìn)行估計(jì)。首先，給定門檻值γ，對(duì)模型（2）進(jìn)行一致估計(jì)，得出參數(shù)估計(jì)值和殘差平方和 SSR（γ），選擇使得殘差平方和 SSR（γ）最小的最優(yōu)門檻值γ^。最優(yōu)門檻值確定以后，相應(yīng)參數(shù)值也可以確定。之后就進(jìn)行門檻效應(yīng)顯著性的檢驗(yàn)。具體方法是先構(gòu)建原假設(shè)：H0∶α1=α2， 通過比較 F 統(tǒng)計(jì)量和P值確定其顯著性。如果存在門檻效應(yīng)，則利用似然比統(tǒng)計(jì)量確定其門檻值的置信區(qū)間。

（二）變量衡量和數(shù)據(jù)來源

1、政府福利性財(cái)政支出（WE）。 金雙華（2006）和蘇素（2010）等都認(rèn)為福利性財(cái)政支出主要包括文衛(wèi)科教費(fèi)、撫恤和社會(huì)福利救濟(jì)費(fèi)和財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼性支出等方面。因此對(duì)于政府福利性財(cái)政支出的指標(biāo)，本文主要借鑒蘇素的方法用各省財(cái)政支出中的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和財(cái)政支農(nóng)等福利性支出之和占財(cái)政支出的比例來衡量。

2、中央轉(zhuǎn)移支付水平（Transfer）。本文借鑒曾明等（2014）和何強(qiáng)等（2015）的方法用轉(zhuǎn)移支付率即各省所獲得的中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付額與其GDP的比值來衡量政府財(cái)政轉(zhuǎn)移支付。該比值越大，中央轉(zhuǎn)移支付水平越高。

3、地方政府財(cái)政自給能力（Self）。本文主要用地方政府同期財(cái)政收入與財(cái)政支出的比值來衡量。該比值越大，則地方政府財(cái)政自給能力越強(qiáng)。

4、地方財(cái)政支出水平（FE）。本文用地方政府財(cái)政支出占GDP的比重來衡量地方財(cái)政支出水平。

5、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù) （lnGDP）。本文用人均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。

6、人口增長(zhǎng)指數(shù)（lnP）。本文用實(shí)際總?cè)丝诘膶?duì)數(shù)來衡量人口增長(zhǎng)速度。

政府福利性財(cái)政支出和中央轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于2000-2016年的《中國財(cái)政年鑒》中各省財(cái)政預(yù)決算表中的相關(guān)類目。地方政府財(cái)政收入和支出、人均實(shí)際GDP和人口數(shù)都直接來源于2000-2016年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文最終得到完整的1999-2015年間中國31個(gè)主要省市的面板數(shù)據(jù)。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1、變量描述性統(tǒng)計(jì)。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1可以看出，地方政府平均的福利性支出占財(cái)政支出的比重是0.0938，最大值為1.475，最小值為0.018，地區(qū)差別較大。中央轉(zhuǎn)移支付的均值為0.125，標(biāo)準(zhǔn)差為0.16，最高為1.297，最低為0.015。地方政府的財(cái)政自給能力的均值為0.5091，標(biāo)準(zhǔn)差為0.20，這說明我國地方政府的財(cái)政自給能力普遍較弱，對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的依賴程度較深。并且各地區(qū)財(cái)政自給能力的差異較大，最高值為0.95，最低值僅有0.05。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

2、門檻檢驗(yàn)。本文利用stata13.0對(duì)模型進(jìn)行門檻檢驗(yàn)，通過確定門檻的個(gè)數(shù)來確定模型的形式，進(jìn)而得到門檻估計(jì)值。具體結(jié)果見表2。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，單門檻的F統(tǒng)計(jì)量和P值分別為34.92和0.03，這說明模型存在著單門檻效應(yīng)，在5%顯著性水平下顯著。而雙重門檻的F統(tǒng)計(jì)量和P值是不顯著的。因此，本文認(rèn)為，在地方政府財(cái)政自給能力作為門檻變量的前提下，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方福利性財(cái)政支出存在單門檻效應(yīng)，相應(yīng)的門檻值為0.6875。

表2 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

3、面板門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果分析。基于估計(jì)出來的門檻值，本文對(duì)模型進(jìn)行了非線性面板單門檻模型的參數(shù)估計(jì)，同時(shí)也進(jìn)行了線性個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 非線性單門檻模型及線性個(gè)體固定效應(yīng)模型及回歸結(jié)果

由表3可知，在控制其他變量的情況下：

第一，在非線性單門檻效應(yīng)模型中，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方福利性財(cái)政支出具有顯著的門檻效應(yīng)。即當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力跨越了0.6875的門檻值后，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)顯著為正，系數(shù)為3.5239，顯著性水平為1%。而當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力低于0.6875時(shí)，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)僅為0.2743，并且是不顯著的。這說明當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力較弱時(shí)，地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力較大，有可能對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金進(jìn)行了挪用，從而導(dǎo)致中央轉(zhuǎn)移支付資金與福利性財(cái)政支出的關(guān)系不顯著。但隨著地方財(cái)政自給能力的提升，地方政府有能力依靠自己的力量發(fā)展經(jīng)濟(jì)，相應(yīng)地對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用力度就減小，因此中央轉(zhuǎn)移支付資金被有效地用于福利性財(cái)政支出，兩者的關(guān)系也變得更加顯著。

第二，在線性個(gè)體固定效應(yīng)模型中，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)政府福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，系數(shù)為0.3109。這說明中央轉(zhuǎn)移支付能夠促進(jìn)政府福利性財(cái)政支出的增加。但是對(duì)比非線性單門檻模型中中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)政府福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)財(cái)政自給能力超過了0.6875的門檻值以后，后者的影響系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前者的影響系數(shù)。這說明單純從線性的角度考察中央轉(zhuǎn)移支付和政府福利性財(cái)政支出的關(guān)系是不夠嚴(yán)謹(jǐn)?shù)摹?/p>

第三，控制變量中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在兩個(gè)模型中對(duì)于政府福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)都在5%的顯著性水平下為正，并且系數(shù)比較接近，分別為0.0413和0.0425。這說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)于政府福利性財(cái)政支出的提高具有顯著的正效應(yīng)。但人口增長(zhǎng)的影響系數(shù)在兩個(gè)模型中都不顯著，說明人口與政府福利性財(cái)政支出的關(guān)系不顯著。地方政府的財(cái)政支出水平的影響系數(shù)只在線性個(gè)體固定效應(yīng)模型中顯著為正。

三、分類福利性支出的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

接下來分別考察中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)政府福利性財(cái)政支出的四個(gè)部分，即教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和財(cái)政支農(nóng)等福利性支出的影響，并比較分析不同影響的差異。本文分別用教育 （WEedu）、醫(yī)療衛(wèi)生（WEmed）、社保（WEss）和財(cái)政支農(nóng)（WEagr）福利性支出占財(cái)政支出的比例來衡量。

（一）分類福利性支出數(shù)據(jù)描述

分類別來看，教育在財(cái)政支出中的比重最高，為0.0319，其次是社保和財(cái)政支農(nóng)支出，分別為0.026和0.024，比重最低的是醫(yī)療衛(wèi)生支出。這說明地方政府比較重視教育的投入，但是普遍忽視醫(yī)療衛(wèi)生的投入。

表4 分類福利性支出的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）門檻檢驗(yàn)

分別將教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和財(cái)政支農(nóng)等福利性支出占財(cái)政支出的比例作為被解釋變量，對(duì)模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，被解釋變量為財(cái)政支農(nóng)支出的模型和教育支出的模型中，單門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的F值和P值顯示是存在單門檻效應(yīng)的，顯著性水平為5%。但雙門檻檢驗(yàn)是不顯著的。而被解釋變量為醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出的模型中，單門檻效應(yīng)和雙門檻效應(yīng)的檢驗(yàn)都是不顯著的。因此筆者認(rèn)為中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)于財(cái)政支農(nóng)支出和教育支出的影響具有非線性的單門檻效應(yīng)，但對(duì)于醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出的影響是沒有門檻效應(yīng)的。

表5 被解釋變量為分類福利性支出的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

（三）面板門檻回歸模型的估計(jì)結(jié)果分析

基于上述門檻檢驗(yàn)結(jié)果，本文對(duì)被解釋變量為財(cái)政支農(nóng)支出和教育支出的模型進(jìn)行了非線性面板單門檻模型的參數(shù)估計(jì)和線性個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表6和表7所示。對(duì)被解釋變量為醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出的模型進(jìn)行線性個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)，具體估計(jì)結(jié)果如表8所示。

表6 被解釋變量為財(cái)政支農(nóng)支出的模型回歸結(jié)果

表7 被解釋變量為教育的模型回歸結(jié)果

表8 被解釋變量為醫(yī)療和社保的線性個(gè)體固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

由實(shí)證結(jié)果可知：

第一，當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力作為門檻變量時(shí)，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)財(cái)政支農(nóng)支出和教育支出具有顯著的單門檻效應(yīng)。即當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力跨越了0.6875的門檻值后，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)支出的影響系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正的3.2316，明顯高于個(gè)體固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果0.1765。而當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力低于0.6875時(shí)，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)支出的影響系數(shù)是不顯著的。當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力低于0.7236時(shí)，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方教育支出的影響系數(shù)在5%的顯著性水平下為正的0.0569，而當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力跨越了0.7236的門檻值后，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支農(nóng)支出的影響系數(shù)大幅度提高到0.4014，顯著性水平也提高到1%。這說明當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力較弱時(shí)，地方政府有可能會(huì)將本應(yīng)作為教育和財(cái)政支農(nóng)等福利性支出的中央轉(zhuǎn)移支付資金挪作他用，一旦地方財(cái)政自給能力提高到了相應(yīng)的門檻值，地方政府就會(huì)大大減少對(duì)中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用，將其主要投入到教育和財(cái)政支農(nóng)等福利性支出中。

第二，被解釋變量為醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出模型的線性個(gè)體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯示，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)于社保支出具有顯著的正效應(yīng)，影響系數(shù)為正的0.0770，顯著性水平為5%。但中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)于醫(yī)療支出的影響效應(yīng)并不顯著?？梢?，地方政府對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用并不會(huì)影響政府對(duì)于社保支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出的投入，這可能是因?yàn)樯绫ＶС鲫P(guān)系到民生安全問題，因此政府不敢隨便挪用用于社保支出的中央轉(zhuǎn)移支付資金，而醫(yī)療衛(wèi)生支出由于政府普遍比較忽視，占比較低，因此地方政府可以通過自身的財(cái)政收入來負(fù)擔(dān)其支出，對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的依賴性較小，因此與其關(guān)聯(lián)性不顯著。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

按照財(cái)政自給能力的差異將所有樣本分為382個(gè)低財(cái)政自給能力地區(qū)樣本（Self＜0.6875）和145個(gè)高財(cái)政自給能力地區(qū)樣本（Self≥0.6875），建立中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)政府福利性財(cái)政支出的線性影響方程，用stata13.0對(duì)方程進(jìn)行面板方程的固定效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

表9 不同財(cái)政自給能力樣本的個(gè)體固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

可見，低財(cái)政自給能力地區(qū)樣本中，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)政府福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)顯著為0.33，而高財(cái)政自給能力地區(qū)樣本中，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)政府福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)顯著為5.7137，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低財(cái)政自給能力地區(qū)樣本的系數(shù)。這說明當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力提高以后，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)于政府福利性財(cái)政支出的影響系數(shù)明顯加大了。這也從側(cè)面證明了前面門檻效應(yīng)分析的結(jié)論。因此，要提高中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方福利性財(cái)政支出的影響效應(yīng)，提高地方政府的財(cái)政自給能力是重要的因素。但目前所有樣本中，大部分樣本都屬于低財(cái)政自給能力地區(qū)，這說明地方政府的財(cái)政自給能力總體水平比較低下，會(huì)大大影響中央轉(zhuǎn)移支付的效率。

五、結(jié)論和建議

本文的實(shí)證分析結(jié)果表明：

第一，地方財(cái)政自給能力對(duì)于完善中央轉(zhuǎn)移支付制度，提高地方政府福利性支出，尤其是教育和財(cái)政支農(nóng)支出具有重要意義。當(dāng)?shù)胤截?cái)政自給能力較弱時(shí)，地方政府對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用情況會(huì)更嚴(yán)重，從而影響到地方政府教育和財(cái)政支農(nóng)等福利性支出。但隨著地方財(cái)政自給能力的提升，地方政府對(duì)于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用力度就會(huì)減小，因此中央轉(zhuǎn)移支付資金被有效地用于教育和財(cái)政支農(nóng)等福利性財(cái)政支出。可見只有提升地方財(cái)政自給能力，培養(yǎng)地方政府自身的財(cái)政支出能力，才能真正讓中央轉(zhuǎn)移支付發(fā)揮出提升教育和農(nóng)業(yè)水平的積極作用。因此中央政府對(duì)于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，更重要的是如何采取有效的措施幫助其發(fā)展經(jīng)濟(jì)，增強(qiáng)其自身財(cái)政收入的“造血功能”，而不能只是單一地進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付的“輸血補(bǔ)助”。另外中央政府在通過加大轉(zhuǎn)移支付力度，使得社保、教育和農(nóng)業(yè)獲得更多的福利性財(cái)政投入，提升地方政府的公共服務(wù)水平的同時(shí)，也要加強(qiáng)對(duì)地方財(cái)政自給能力較弱地區(qū)的中央轉(zhuǎn)移支付資金的使用監(jiān)督，保證中央轉(zhuǎn)移支付資金的正確使用。

第二，中央轉(zhuǎn)移支付對(duì)于社保支出具有顯著的正效應(yīng)，地方政府不敢隨便挪用用于社保支出的中央轉(zhuǎn)移支付資金，因此要加大中央政府對(duì)于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的中央轉(zhuǎn)移支付力度，并明確規(guī)定其用于社保方面的使用用途。

第三，中央轉(zhuǎn)移支付與醫(yī)療支出的關(guān)系不顯著，主要依賴于地方財(cái)政自身收入的投入，并且占比較小。醫(yī)療服務(wù)水平的提高是關(guān)系到居民福利的重要因素之一，因此政府應(yīng)該更加重視醫(yī)療支出，采取積極的措施提高自身財(cái)政收入和醫(yī)療支出占比。中央政府也應(yīng)該加大對(duì)不發(fā)達(dá)地區(qū)醫(yī)療支出的轉(zhuǎn)移支付力度?！?/p>