張凱強

(中國社會科學(xué)院 財經(jīng)戰(zhàn)略研究院，北京 100006)

一、引言

始于2015年，以提高一般性轉(zhuǎn)移支付占比的政策設(shè)計不斷推出；轉(zhuǎn)移支付制度作為建立現(xiàn)代財政制度的重要內(nèi)容，從調(diào)整轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)到完善轉(zhuǎn)移支付與財政支出、財政收入關(guān)系，進一步規(guī)范和調(diào)整政府間的財政關(guān)系，發(fā)揮市場的競爭性作用，服務(wù)于中國高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)型。轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)和規(guī)模也發(fā)生了較大的變化，主要表現(xiàn)為：轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模不斷擴大，繼續(xù)促進和保證區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)同發(fā)展；一般性轉(zhuǎn)移支付的占比大幅提高，專項轉(zhuǎn)移支付進一步得到清理整合；轉(zhuǎn)移支付資金的預(yù)算管理和績效評估穩(wěn)步推進。那么，一系列以一般性轉(zhuǎn)移支付為核心的制度設(shè)計的理論依據(jù)在哪里，政策邏輯又是什么？

如上述事實分析所言，中國的轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)和規(guī)模發(fā)生了根本性的變化，本文將從轉(zhuǎn)移支付的區(qū)域增長均等化效應(yīng)的視角解釋一般性轉(zhuǎn)移支付占比的大幅提高，發(fā)現(xiàn)相比于專項轉(zhuǎn)移支付，一般性轉(zhuǎn)移支付的均等化增長效應(yīng)也較為顯著，尤其是均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化效果顯著優(yōu)于專項轉(zhuǎn)移支付。在國內(nèi)外文獻方面，對轉(zhuǎn)移支付的均等化的研究結(jié)果也具有不確定性。首先，一方面，轉(zhuǎn)移支付有利于政府間的縱向和橫向的財政平衡，財政分權(quán)下的地方政府具有信息優(yōu)勢，充分發(fā)揮基本公共支出的外部性，促進了地區(qū)間基本公共服務(wù)的均等化(Boadway和Flatters，1982[1]；Eichhorst，2007[2]；Allers，2012[3]；田發(fā)等，2013[4]；周琛影，2013[5]；趙永輝等，2017)[6]；另一方面，轉(zhuǎn)移支付加劇了地方政府財力失衡，地方政府的支出行為偏好(生產(chǎn)性支出偏好、追逐行政管理支出等)進一步惡化了地區(qū)間基本公共服務(wù)均等化(McLure，1994[7]；Tsui，2005[8]；Ivanyna，2010[9]；馬駿，1997[10]；尹恒等，2007[11]；趙桂芝等；2012)[12]。其次，相比于中國轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)和規(guī)模的均等化效應(yīng)是正值或者是負值，一些文獻則認為主要原因是經(jīng)濟發(fā)展階段和發(fā)展背景的不同。曾明等(2014)[13]基于省級面板數(shù)據(jù)認為財政供給程度的強弱是轉(zhuǎn)移支付制度能否有效促進基本公共服務(wù)均等化的重要原因；趙建國等(2015)[14]同樣基于省級面板認為一般性轉(zhuǎn)移支付促進了基本公共服務(wù)均等化，而專項轉(zhuǎn)移支付則具有反向作用；賈曉俊等(2015)[15]基于河北省的教育支出認為分類撥款比專項撥款、一般性轉(zhuǎn)移支付更有利于基本公共服務(wù)均等化。上述文獻的研究角度大多只關(guān)注轉(zhuǎn)移支付的一個方面(如僅僅分析轉(zhuǎn)移支付總量、專項分類撥款、教育公共服務(wù)等)。第三，在文獻中，經(jīng)驗分析的數(shù)據(jù)也以省級面板數(shù)據(jù)為主，而很少有文獻全面考察一般性和專項轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的影響，且沒有穩(wěn)妥地處理內(nèi)生性問題。第四，也有部分文獻依托于微觀調(diào)查數(shù)據(jù)來探討轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)(解堊，2017；陳國強等，2018)[16-17]，此處不再展開。因而，本文的發(fā)現(xiàn)則進一步拓展、豐富了上述研究結(jié)論。

本文從一般性轉(zhuǎn)移支付的公共服務(wù)均等化效應(yīng)視角來觀察中國轉(zhuǎn)移支付政策的不斷調(diào)整和變化，也是在轉(zhuǎn)移支付和公共產(chǎn)品供給文獻的支撐下進行的。首先，從轉(zhuǎn)移支付文獻視角來看，轉(zhuǎn)移支付的文獻經(jīng)歷了闡釋“粘蠅紙效應(yīng)”(the Flypaper Effect)第一代理論和闡釋轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟效應(yīng)的第二代理論(Gamkhar和Oates，1996[18]；毛捷等，2015[19]；Dahlberg等，2008[20]；Qiao等，2008[21])；即而從轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)的視角來解釋轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)和政策也是文獻已有的研究。其次，立足于政府行為與公共產(chǎn)品的供給方面的文獻，也有一系列文獻指出公共品供給行為的選擇機制。李永友等(2017)[22]拓展Liu(2014)[23]政府競爭的研究框架，均發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付不利于公共產(chǎn)品的供給；趙永輝等(2017)[6]同樣利用省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付的公共產(chǎn)品的供給和投入與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平密切相關(guān)。第三，立足于中國轉(zhuǎn)移支付政策的特殊性，也有一系列文獻指出，專項轉(zhuǎn)移支付項目存在一系列問題，設(shè)置繁多、資金投入和分配不透明，以及地方政府的“跑部錢進”現(xiàn)象，使得專項轉(zhuǎn)移支付資金使用效率較低(樓繼偉，2013[24]；呂冰洋等，2018[25])。因而，本文以已有文獻為基礎(chǔ)，進一步使用經(jīng)驗事實分析和解釋一般性與專項轉(zhuǎn)移支付的政策調(diào)整和設(shè)置。

故而，本文著力解釋從公共服務(wù)均等化效應(yīng)視角下，提高一般性轉(zhuǎn)移支付占比的政策實踐，豐富已有的文獻，并對我國轉(zhuǎn)移支付政策的調(diào)整，完善轉(zhuǎn)移支付政策與財政收入、財政支出政策的聯(lián)接，推動現(xiàn)代財政制度的建設(shè)、服務(wù)與高質(zhì)量增長轉(zhuǎn)型。本文基于我國2000—2009年的地級市面板數(shù)據(jù)，使用工具變量(IV)方法，探討一般性和專項轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的作用機制。結(jié)合文獻分析表明，提高一般性和專項轉(zhuǎn)移支付比重，將提高該地區(qū)基本公共服務(wù)均等化程度，但是二者的運行和執(zhí)行機制存在一定的差異性?；?000—2009年的地級市面板數(shù)據(jù)的IV模型分析，顯著地論證了上述結(jié)論，即發(fā)現(xiàn)一般性轉(zhuǎn)移支付占比分別提高10%，該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平將增加2%；且該經(jīng)濟效應(yīng)不弱于專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)；進一步發(fā)現(xiàn)，均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化效果則比專項轉(zhuǎn)移支付高66%，而且，中西部地區(qū)的專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效果不顯著，進一步顯現(xiàn)專項轉(zhuǎn)移支付的問題和弊端。

本文的主要貢獻在于從轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)角度，分析了轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)對各地區(qū)基本公共服務(wù)均等化程度的作用機制，著力刻畫一般性和專項轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟效應(yīng)和差異性，補充了轉(zhuǎn)移支付與基本公共服務(wù)的相關(guān)文獻。其次，本文使用工具變量(IV)設(shè)計，較好地處理了內(nèi)生性問題，實證結(jié)果更穩(wěn)健。在2015年，國務(wù)院提出提高一般性轉(zhuǎn)移支付占比到60%以上，并建立和完善轉(zhuǎn)移支付制度；而2018年中共中央與國務(wù)院聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于建立健全基本公共服務(wù)標準體系的指導(dǎo)意見》進一步要求到2035年，基本公共服務(wù)均等化基本實現(xiàn)，現(xiàn)代化水平不斷提升，基于我國深化財稅體制改革的契機，本文的分析和結(jié)論有助于完善轉(zhuǎn)移支付制度和保障基本公共服務(wù)均等化目標的實現(xiàn)。

本文以下部分的結(jié)構(gòu)依次為：基本公共服務(wù)均等化的事實分析和機制分析，計量模型和數(shù)據(jù)說明，實證結(jié)果，結(jié)論。

二、制度背景和機制分析

(一)基本公共服務(wù)均等化

1.基本公共服務(wù)均等化的內(nèi)涵

《“十三五”推進基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃》(下文簡稱《規(guī)劃》)中將基本公共服務(wù)均等化定義為：基本公共服務(wù)是由政府主導(dǎo)、保障全體公民生存和發(fā)展基本需要、與經(jīng)濟社會發(fā)展水平相適應(yīng)的公共服務(wù)?；竟卜?wù)均等化是指全體公民都能公平可及地獲得大致均等的基本公共服務(wù)，其核心是促進機會均等，強調(diào)的是保障機會的公平性，而不是簡單的平均化。

基本公共服務(wù)均等化的核心思想為“基本”“均等”。就“基本”而言，主要是指：基本公共服務(wù)與公民最關(guān)心、最直接、最現(xiàn)實的切身利益密切相關(guān)；其次，基本公共服務(wù)是政府提供的公民生活的最低保障，當經(jīng)濟發(fā)展水平和政府提供的保障能力提高，其應(yīng)逐步擴大，即最低保障具有階段性(陳昌盛，2008[26]；曾紅穎，2012[27]；賈曉俊等，2015[28])。就“均等”而言，學(xué)術(shù)界一直有不同理解。首先，絕大多數(shù)學(xué)者從底線平等、結(jié)果均等、機會均等等多角度、多維度闡述了“均等化”內(nèi)涵(安體富等，2007[29]；龔鋒等，2015[30])；其中，《規(guī)劃》中將基本公共服務(wù)均等化定義為機會均等。其次，我國當前基本公共服務(wù)領(lǐng)域存在地區(qū)間、城鄉(xiāng)間和人際間均等化差別(安體富等，2007[29]；項繼權(quán)等，2008[31]；曾紅穎，2012[27])。曾紅穎(2012)[27]認為城鄉(xiāng)均等化是發(fā)展階段問題，而區(qū)域均等化則是發(fā)展權(quán)問題，要解決二者之間的問題更應(yīng)該從區(qū)域差別著手。本文也基于地市級之間的均等化問題分析一般性和專項轉(zhuǎn)移支付的作用機制。

基本公共服務(wù)均等化的責(zé)任主體在政府，其設(shè)立動機在中央政府，執(zhí)行主體是各級政府，且中央、省、市、縣各級政府的職能不應(yīng)雷同(曾紅穎，2012[27]；賈曉俊等，2015[15]；賈曉俊等，2015[28]；王瑞民等，2017[32])。首先，基本公共服務(wù)均等化設(shè)立的主要目標在于：促進收入再分配，提高居民福利水平，體現(xiàn)公平的原則；有利于優(yōu)化地方政府的財政支出行為，提高公共服務(wù)供給效率；設(shè)立基本公共服務(wù)的最低標準，可以緩解各個地區(qū)間消費者的“用腳投票”帶來的人口流動，有利于地區(qū)間資源有效配置(Boadway和Shah，2009[33]；賈曉俊等，2015[15])。其次，地方政府是實現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化的主要執(zhí)行者，由于地方政府財力不足難以提供最低標準的公共服務(wù)，因此，轉(zhuǎn)移支付是實現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化的重要保障。

2.基本公共服務(wù)均等化的指標測算

測算公共服務(wù)均等化水平的方法主要有離散指數(shù)法、泰爾指數(shù)法、綜合評價法等(安體富等，2007)[29]，本文選擇離散指數(shù)法，文獻中有較多的文章采用該方法對收入不平等等方面進行測算(Williamson，1965[34]；Petrakos等，2005[35]；Liu等，2016[36])，借鑒曾紅穎(2012)[27]、曾明等(2014)[13]的方法，對基本公共服務(wù)均等化指標進行測算。具體的計算公式如下：

全國人均均等化支出標準=

(1)

i地級市所在省人均標準支出=全國人均均等化支出標準×i所在省份支出成本差異系數(shù)

(2)

(3)

EQi=

(4)

其中，EQi為地級市i的基本公共服務(wù)均等化水平；也就是說，各地級市偏離其所在省份的均等化程度。由公式(4)可知：EQi≤0，當EQi為負數(shù)且EQi的絕對值越大，說明地級市i偏離其所在省份的均等化程度越大，則該城市的公共服務(wù)均等化程度越差；當EQi=0時，說明地級市i的公共服務(wù)均等化水平等于該省的平均水平。當各地級市的EQi絕對值都較小，甚至趨近于0時，意味著全國范圍內(nèi)的公共服務(wù)已經(jīng)趨近于均等化態(tài)勢。

通過上述計算公式可知，基本公共服務(wù)均等化指標的測算是建立在全國、省級、地市級的人均財政支出和省級支出成本差異系數(shù)基礎(chǔ)上。其中，各層級的人均財政支出水平是保障該地區(qū)基本公共服務(wù)均等化水平的基礎(chǔ)，即“基石”部分，強調(diào)公平；而省級支出成本差異系數(shù)是建立在“9類基本公共服務(wù)細分為24項組分”基礎(chǔ)上的“關(guān)鍵”部分，度量標準中的可變部分，兼顧基礎(chǔ)。在下一小節(jié)，我們將對各地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平進行描述性分析。

(二)研究假設(shè)

基于我國的行政體制和財政體制，轉(zhuǎn)移支付與基本公共服務(wù)均等化在經(jīng)濟增長框架下的作用機制可描述為：中央政府作為政策主導(dǎo)設(shè)計的主體，地方政府作為執(zhí)行主體，通過轉(zhuǎn)移支付、財政支出和收入政策等實施途徑，實現(xiàn)經(jīng)濟增長和基本公共服務(wù)均等化的發(fā)展目標。對某一地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平的影響因素包括多個方面，如轉(zhuǎn)移支付、行政政策、地方政府的行為等。而就轉(zhuǎn)移支付視角來看，一般性和專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效果也存在差異。主要存在以下三個方面的差異。

第一，就一般性和專項轉(zhuǎn)移支付整體的運行機制來說，二者均有利于不同地區(qū)間的基本公共服務(wù)均等化，但是不同類型的轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)間基本公共服務(wù)均等化的影響存在差異。首先，轉(zhuǎn)移支付的政策目標可以簡單地歸納為解決縱向和橫向財政不均衡。因此，地方政府獲得較高的轉(zhuǎn)移支付資金，將為本地區(qū)的基本公共服務(wù)提供保障，提高均等化效果(安體富等，2010[37]；田發(fā)等，2013[4])。其次，一般性轉(zhuǎn)移支付對資金的支配權(quán)有利于保證均等化程度的有效調(diào)整，由于一般性轉(zhuǎn)移支付不限定使用條件，因而，在其他條件不變的情況下(譬如，更多地將資金使用到經(jīng)濟建設(shè)上)地方會擁有更多的財力以推動基本公共服務(wù)水平的上升。與一般性轉(zhuǎn)移支付相比，專項轉(zhuǎn)移支付的制度設(shè)計則有利于公共服務(wù)資金的“?？顚Ｓ谩?，如果專項轉(zhuǎn)移支付專款用于落后地區(qū)的基本公共服務(wù)，顯然有利于提升該地區(qū)基本公共服務(wù)的水平，從而促進基本公共服務(wù)的均等化；相反，如果專項轉(zhuǎn)移支付更多的是與經(jīng)濟建設(shè)相關(guān)的項目，則不利于推進基本公共服務(wù)的均等化；此外，專項轉(zhuǎn)移支付項目繁多，資金使用、流向和管理缺乏規(guī)范和制度，導(dǎo)致專項資金使用率低，降低了專項轉(zhuǎn)移支付的均等化程度(趙建國等，2015)[14]，而樓繼偉(2013)[24]、范子英等(2014)[38]進一步指出專項轉(zhuǎn)移支付占比較高且項目繁多，且專項轉(zhuǎn)移支付存在的尋租和腐敗問題，使得專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效果不顯著(趙建國等，2015)[14]。因而，專項轉(zhuǎn)移支付總體上能夠促進基本公共服務(wù)的均等化，但其作用效果取決于專項資金的流向。

第二，從專項轉(zhuǎn)移支付政策的執(zhí)行情況來看，以“項目制”為核心的專項轉(zhuǎn)移支付政策在下級政府方面，缺乏良好的執(zhí)行情況。如部分文獻所言，專項轉(zhuǎn)移支付在一定的角度下，具有良好的經(jīng)濟增長效應(yīng)和均等化效應(yīng)(賈曉俊等，2015[28]；鄭世林等，2017[39])；但是較多的文獻則反映專項轉(zhuǎn)移支付在下級政策的執(zhí)行情況遠非在上級部門的有效率情形(周飛舟，2012[40]；黃宗智等，2014[41]；付偉等；2015[32])。其中，鄭世林等(2017)[39]發(fā)現(xiàn)專項轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟增長效應(yīng)，也發(fā)現(xiàn)其在執(zhí)行時，存在擴大地方政府的財政缺口和加大區(qū)域間城鄉(xiāng)收入水平的現(xiàn)象。周飛舟(2012)[40]發(fā)現(xiàn)，就縣鄉(xiāng)兩級政府而言，財政資金的使用，由“L模式”轉(zhuǎn)向“Seven模式”，弱化了鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府的力量；因而，專項轉(zhuǎn)移支付資金遠未達到服務(wù)該地區(qū)公共服務(wù)的建設(shè)，進一步造成基層政府特別是鄉(xiāng)鎮(zhèn)政權(quán)為“懸浮性”政府，導(dǎo)致專項轉(zhuǎn)移支付資金的效率低下和扭曲。付偉等(2015)[42]進一步認為，鄉(xiāng)鎮(zhèn)政權(quán)由“懸浮性政權(quán)”走向“協(xié)調(diào)性政權(quán)”，使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)政權(quán)無錢無權(quán)，再次造成或引致基層政府的“跑步前進”現(xiàn)象；因而，專項轉(zhuǎn)移支付政策上的困境進一步使得其資金在基層政府運作和執(zhí)行過程中走向了技術(shù)治理的反面。此外，黃宗智等(2014)[41]則從“官商勾結(jié)”，即地方政府和企業(yè)合謀的角度發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付資金在執(zhí)行過程中的低效率，遠離“服務(wù)型”治理的初始目標。

第三，從地方政府的支出行為角度看，地方政府的支出偏向?qū)⒂绊懸话阈院蛯ｍ椶D(zhuǎn)移支付的均等化效果。首先，地方政府的財政收支行為(包括財政補貼、稅收優(yōu)惠等)直接影響該地區(qū)的經(jīng)濟增長和基本公共服務(wù)水平，而財政支出行為和偏好直接決定轉(zhuǎn)移支付的均等化效果。如果地方政府追逐地區(qū)經(jīng)濟增長和政府規(guī)模的擴大，則一般性轉(zhuǎn)移支付資金將不能有效地保障基本公共服務(wù)供給，特別是，在我國以GDP為考核目標的政治晉升機制下，地方政府偏好生產(chǎn)性支出(Li和Zhou，2005[43]；尹恒等，2011[44])，轉(zhuǎn)移支付資金將會更多地用于生產(chǎn)性支出，從而不能有效地保障公民的基本公共服務(wù)水平，這降低了轉(zhuǎn)移支付均等化效果。同時，一系列文獻也發(fā)現(xiàn)，政府的財政支出偏向也將影響政府與市場間作用關(guān)系，使得市場主體預(yù)期發(fā)生變化，進一步使得轉(zhuǎn)移支付的經(jīng)濟效應(yīng)發(fā)生變化(呂煒等，2008[45]；呂冰洋等，2018[46])。其次，財政分權(quán)下的轉(zhuǎn)移支付資金設(shè)定容易引發(fā)地方政府的道德風(fēng)險、逆向選擇行為。如果上級政府的轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)的收入支出水平、基本公共服務(wù)水平相關(guān)，且地方政府預(yù)期到較低的稅收或者公共服務(wù)會導(dǎo)致更多的轉(zhuǎn)移支付資金時，會減少該地區(qū)的稅收或者公共服務(wù)的提供(Persson和Tabellini，1996[47]；Baretti等，2002[48])。通常，一般性轉(zhuǎn)移支付具有較為規(guī)范的標準，根據(jù)各地區(qū)的標準收入和標準支出作為分配依據(jù)，其引發(fā)的地方政府的道德風(fēng)險和逆向選擇行為較少；而很多專項轉(zhuǎn)移支付則往往直接與當?shù)氐哪承┕卜?wù)水平相關(guān)，較低的公共服務(wù)水平往往更加可能申請到相應(yīng)的專項轉(zhuǎn)移支付。因而，地方政府的道德風(fēng)險和逆向選擇行為也一定程度上降低了轉(zhuǎn)移支付的均等化效果。總之，轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的影響機制與地方政府的財政支出行為息息相關(guān)。

因而，轉(zhuǎn)移支付制度和政策設(shè)計就是服務(wù)于區(qū)域經(jīng)濟的均衡發(fā)展，有利于基本公共服務(wù)均等化，一般性和專項轉(zhuǎn)移支付也均具有均等化效果，但其具體效果存在差異，并提出假設(shè)1。假設(shè)1的經(jīng)驗分析，我們將在下文進一步討論。

假設(shè)1：相比于專項轉(zhuǎn)移支付，一般性轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)更大。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

為了從實證上檢驗一般性和專項轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)間基本公共服務(wù)均等化的影響，本節(jié)采用2000—2009年的地級市面板數(shù)據(jù)進行實證分析。

(一)計量模型

1.模型設(shè)置

本文采取的計量策略是以地級市的一般性轉(zhuǎn)移支付占比作為核心解釋變量，以專項轉(zhuǎn)移支付占比作為主要解釋變量，以地級市基本公共服務(wù)均等化水平作為被解釋變量。具體來說，我們建立如下實證模型：

EQpt=α+β1GTpt+β2ETpt+γ·Zpt+up+vt+εpt

(I)

在(I)式中，被解釋變量EQpt是地級市p在t年的基本公共服務(wù)均等化水平。其中，基準指標通過標準化人均支出水平測算得到，記為eq1；此外，在穩(wěn)健性分析中，我們修改(4)式中標準化人均支出水平，為該地級市所在省份的實際的人均支出水平后得到穩(wěn)健性指標，記為eq2。eq1、eq2的計算公式為：

(4')

(4'')

(I)式中的主要解釋變量為GTpt、ETpt，分別以一般性轉(zhuǎn)移支付、專項轉(zhuǎn)移支付與該地區(qū)財政收入和轉(zhuǎn)移支付總和(記為財政收入總和)的比值(吉黎等，2015[49]；呂冰洋等，2018[46])來代表地方政府的財政收入總和對一般性、專項轉(zhuǎn)移支付資金的依賴程度，能夠更好地反映各地區(qū)對轉(zhuǎn)移支付資金的依賴程度。其中，將一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占比依次記為gt1_r、et1_r；其次，本文還考察了總量轉(zhuǎn)移支付占比(gt2_r)、均衡性轉(zhuǎn)移支付占比(gt3_r)對基本公共服務(wù)均等化的影響程度；此外，還考察了穩(wěn)健性指標，一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占GDP的比重(gt1_gdp、et1_gdp)的回歸結(jié)果。

我們將關(guān)注系數(shù)β1、β2的估計系數(shù)。根據(jù)理論機制分析假設(shè)1，我們預(yù)期地方政府的一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占比提高，將提升該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化的水平，即β1>0、β2>0。對于二者之間的關(guān)系，我們在實證性分析中討論。

在回歸方程(I)中，控制變量Zpt包括(Tsui，2005[8]；曾明等，2014[13]；趙建國等，2015[14]；呂冰洋等，2018[25])：經(jīng)濟發(fā)展水平(rgdpper)，我們使用人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值來反映；財政自有收入水平(fisgiven)，即財政收入與財政支出的比值；第二產(chǎn)業(yè)占比(industry)，使用第二產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重；財政供養(yǎng)人口比重(govemp)，即財政供養(yǎng)人員與總?cè)丝诘谋戎?；全社會固定資產(chǎn)投資占GDP比重(fixrate)；小學(xué)生在校人數(shù)與小學(xué)學(xué)校總數(shù)的比值(prischool1)；醫(yī)院病床數(shù)與總?cè)丝诘谋戎?health_beds)。此外，我們還加入了地級市虛擬變量(up)和年份虛擬變量(vt)；εpt是隨機擾動項。

2.實證方法——IV模型

根據(jù)基本公共服務(wù)均等化水平的計算式(4)，我們知道基本公共服務(wù)均等化水平的基準指標eq2的計算是建立在標準化的支出系數(shù)基礎(chǔ)上的，而標準化的基礎(chǔ)系數(shù)是建立在人均財政支出水平的“基石”部分和以“9類基本公共服務(wù)細分為24項組分”為背景的“關(guān)鍵”部分上的；而一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占財政收入總和的比重決定地方政府財政支出行為；此外，考慮到反向因果、遺漏變量等因素，故被解釋變量和解釋變量可能存在一定程度的內(nèi)生性，本文采用工具變量(IV)進行分析(范子英等，2014)[38]。本文在基準模型中，考慮一般性轉(zhuǎn)移支付占比的工具變量為滯后1期和所在地級市市委書記是否具有人文社科專業(yè)(虛擬變量，是為1，反之為0)(Lu等，2018)[50]。根據(jù)Lu等(2018)[50]，在工具變量的選擇時，因為相比于理工科專業(yè)的競爭性，人文社科專業(yè)的市委書記對地方政府的財政支出行為偏向較小(如財政競爭行為、逆向選擇行為等)。在穩(wěn)健性分析中，對總量轉(zhuǎn)移支付、均衡性轉(zhuǎn)移支付和分樣本情形進行詳細分析。

(二)數(shù)據(jù)說明

實證分析的數(shù)據(jù)采用2000—2009年的地級市面板數(shù)據(jù)，核心變量和主要控制變量數(shù)據(jù)主要來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》等。工具變量數(shù)據(jù)使用地級市的領(lǐng)導(dǎo)人數(shù)據(jù)來源于復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院統(tǒng)計數(shù)據(jù)。在計算實際GDP時，我們以1990年不變價進行衡量。由于四個直轄市不存在地級市，我們剔除了四個直轄市的數(shù)據(jù)；考慮到西藏自治區(qū)轉(zhuǎn)移支付的特殊性，也將其剔除；并且對關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)剔除各變量1%的極端值。數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

續(xù)表

四、實證結(jié)果

(一)基準結(jié)果

表2是依次使用OLS方法、固定效應(yīng)(FE)、工具變量(IV)、估計方法對(I)式進行估計的結(jié)果。其中，第1列為OLS方法，第2為雙向FE方法，均包括地級市的控制變量；列3～4為IV方法，二者的區(qū)別是在第4列添加列3的地級市經(jīng)濟特征的控制變量基礎(chǔ)上，添加地級市的公共服務(wù)水平的控制變量——小學(xué)生在校人數(shù)與學(xué)?？倲?shù)的比值(prischool1)和醫(yī)院病床數(shù)與總?cè)丝诘谋戎?health_beds)。列3～4中一般性轉(zhuǎn)移支付占比的工具變量為滯后一期變量和地級市市委書記是否具有人文社科專業(yè)變量。在IV方法的過度識別檢驗和DWH內(nèi)生性檢驗中，均認為兩個工具變量均合格，故進行IV估計。

首先，回歸結(jié)果顯示，提高一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占財政收入總和的占比，將顯著提高該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平。第3、第4列的回歸系數(shù)表明，一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占比分別提高10%，該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平將分別增加2%，相當于0.059個樣本標準差，顯著水平為1%；列1和列2雖然沒有考慮內(nèi)生性問題，依然顯示專項轉(zhuǎn)移支付的正向作用?；貧w結(jié)果有力地論證了命題1，顯示了轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的顯著作用(田發(fā)等，2013[4]；賈曉俊等，2015[28])。

其次，在表2的回歸結(jié)果中也表明，一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付的基本公共服務(wù)均等化效果差異很??；這似乎與我們機制分析結(jié)論存在矛盾。我們認為導(dǎo)致上述結(jié)果的原因有三個方面。第一，在2000—2009年之間，我國的一般性轉(zhuǎn)移支付包括了許多規(guī)定用途的子項目，如胡祖銓等(2013)[51]，賈曉俊等(2015)[28]直接重新劃分轉(zhuǎn)移支付的分類進行分析；也就是說，有一些從理論上來說并不屬于無條件轉(zhuǎn)移支付的部分包含在一般性轉(zhuǎn)移支付里面。不過，其中的均衡性轉(zhuǎn)移支付基本可以認為是無條件轉(zhuǎn)移支付，因而我們使用均衡性轉(zhuǎn)移支付的數(shù)據(jù)再次對地區(qū)均等化程度進行回歸，結(jié)果見表4。第二，當不考慮一般性轉(zhuǎn)移支付與均等化程度的內(nèi)生性時，將會低估一般性轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)，如表2列1所示。第三，如機制分析中說明，專項轉(zhuǎn)移支付在執(zhí)行中存在較多的弊端，特別是“跑部前進”等現(xiàn)象的出現(xiàn)，表明專項轉(zhuǎn)移支付具有較高的彈性和不確定性，也使得專項轉(zhuǎn)移支付的統(tǒng)計效應(yīng)更為顯著。

表2 轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的回歸結(jié)果(基準結(jié)果)

綜上所述，考慮到一般性和專項轉(zhuǎn)移支付的運行和執(zhí)行機制，這一結(jié)論也是合理的。因而，聯(lián)合相關(guān)的文獻分析，以及從2015年開始一系列轉(zhuǎn)移支付的調(diào)整政策，特別是推出的一系列分類分檔轉(zhuǎn)移支付改革,我們發(fā)現(xiàn)提高一般性轉(zhuǎn)移支付占比具有一定的經(jīng)濟邏輯。首先，重新調(diào)整轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)和規(guī)模，發(fā)揮一般性轉(zhuǎn)移支付的優(yōu)勢和效率，摒棄專項轉(zhuǎn)移支付的弊端。其次，從均等化效應(yīng)角度，一般性轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)并不弱于專項轉(zhuǎn)移支付，且發(fā)現(xiàn)均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)更為顯著(如表4所示)。

第三，在控制變量方面，各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平將直接影響該地區(qū)的基本公共服務(wù)水平，而且公共服務(wù)均等化程度不僅僅依賴該地區(qū)的教育和醫(yī)療水平。首先，列4顯示，城市的實際人均GDP水平(rgdpper)將降低該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化程度，而城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(industry)和財政自給水平(fisgiven)將有利于基本公共服務(wù)的均等化；其中后者結(jié)果與曾明等(2014)結(jié)論相同，財政自給程度越高，轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)越強。其次，城市的小學(xué)生在校人數(shù)與小學(xué)學(xué)校總數(shù)的比值(prischool1)和醫(yī)院病床數(shù)與總?cè)丝诘谋戎?health_beds)對基本公共服務(wù)均等化影響不顯著，也印證了均等化指標(eq1)不僅僅依賴教育和醫(yī)療服務(wù)水平。

(二)穩(wěn)健性分析

1.總量轉(zhuǎn)移支付

在基準模型表2中，IV模型考慮了一般性和專項轉(zhuǎn)移支付分別作為解釋變量的情形，本節(jié)進一步，首先考察總量轉(zhuǎn)移支付的回歸結(jié)果，且同時使用轉(zhuǎn)移支付總量占財政收入總量比值的滯后1期變量和地級市市委書記是否具有人文社科專業(yè)變量?；貧w結(jié)果見表3，在列1中，均滿足過度識別檢驗和DWH內(nèi)生性檢驗中，故以列1的結(jié)果進行分析。

表3 轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的回歸結(jié)果(總量轉(zhuǎn)移支付)

回歸結(jié)果顯示，提高轉(zhuǎn)移支付總量占比將提高該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平，結(jié)論與基準模型相近，即當轉(zhuǎn)移支付總量占比分別提高10%，該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平將增加2.5%，上述結(jié)果略高于基準模型。上述結(jié)論也符合機制分析的結(jié)果，當一般性和專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)均較為顯著時，二者加總的實證分析結(jié)果將放大單個變量的經(jīng)濟效應(yīng)，也將小于二者的均等化效應(yīng)之和。

2.均衡性轉(zhuǎn)移支付

表4為將解釋變量的一般性轉(zhuǎn)移支付占比更換為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比，且模型依次進行OLS、FE、IV模型分析，其模型及控制變量情形同表2。列4的IV模型檢驗結(jié)果顯示，解釋變量具有內(nèi)生性且工具變量均合格。

回歸結(jié)果顯示，均衡性轉(zhuǎn)移支付占比提高將顯著提高基本公共服務(wù)均等化水平，其結(jié)果大于專項轉(zhuǎn)移支付的均等化程度。如表4所示，當均衡性轉(zhuǎn)移支付占比提高10%，該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平將增加3.2%(比專項轉(zhuǎn)移支付高66%)，此時專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效果為1.9%(與基準模型的2.0%相近)；故均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化程度優(yōu)于專項轉(zhuǎn)移支付。上述結(jié)論表明，由于地方政府具有均衡性轉(zhuǎn)移支付資金的完全的支配權(quán)，故地方政府能夠利用信息優(yōu)勢，發(fā)揮地方政府的能動性，最大化公共產(chǎn)品的外部性。

表4 轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的回歸結(jié)果(均衡性轉(zhuǎn)移支付)

3.更換樣本

表5為分析三種更換樣本的情形，其中面板A為考慮時間為1998—2009年情形；面板B為更換解釋變量的情形，此時解釋變量為一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占GDP的比重；面板C為更換被解釋變量情形，此時更換為依據(jù)地級市所在省份的實際人均支出測算的基本公共服務(wù)均等化水平(eq2)。其中，三個面板數(shù)據(jù)，均采用基準模型中IV模型，控制城市虛擬變量。首先，觀察過度識別檢驗和DWH內(nèi)生性檢驗結(jié)果，顯示解釋變量均具有內(nèi)生性且工具變量均合格。其次，回歸結(jié)果顯示提高一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占比將提高該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平，即更換樣本時，結(jié)果與基準模型類似。

表5 轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的回歸結(jié)果(更換樣本)

4.異質(zhì)性分析

表6為樣本分組情形，其中列1、列3和列2、列4分別對應(yīng)東部、中西部地區(qū)分樣本的回歸結(jié)果；列1～2的解釋變量為一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占財政收入總和的比值，列3～4更換為均衡性和專項轉(zhuǎn)移支付占比；模型采用基準模型的IV分析，且均控制所有地級市控制變量，城市虛擬變量，并省略控制變量的估計系數(shù)。因而，在IV模型的檢驗中，觀察過度識別檢驗和Hausman內(nèi)生性檢驗結(jié)果，顯示解釋變量均具有內(nèi)生性且工具變量均合格。

回歸結(jié)果顯示，在東部地區(qū)，一般性(或者均衡性)和專項轉(zhuǎn)移支付均有利于基本公共服務(wù)均等化；而在中西部地區(qū)，專項轉(zhuǎn)移支付的回歸系數(shù)則不顯著。首先，在列1、列3的東部地區(qū)回歸系數(shù)中，雖然一般性或者均衡性轉(zhuǎn)移支付系數(shù)不具有顯著性，但符號為正，且回歸結(jié)果大小同中西部地區(qū)相近；因而，也一定程度上表明一般性或者均衡性轉(zhuǎn)移支付的正向作用。其次，在列2、列4中中西部地區(qū)分組中，專項轉(zhuǎn)移支付占比的回歸結(jié)果遠小于基準結(jié)果；專項轉(zhuǎn)移支付在中西部的回歸結(jié)果與(趙建國等，2015)[14]結(jié)論相同，并將其歸因于專項轉(zhuǎn)移支付的項目繁多、使用效率低等特征(樓繼偉，2013)[24]。因而，一定程度上也表明西部地區(qū)對專項轉(zhuǎn)移支付資金的使用不能做到“?？顚Ｓ谩?，因而是地方政府的公共支出行為也直接影響專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效果。

表6 轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的回歸結(jié)果(分樣本)

總之，IV模型的有效性檢驗和回歸分析有力地論證和說明理論機制分析的結(jié)論，即一般性和專項轉(zhuǎn)移支付的提高，有利于提高地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平，但是二者的運行和執(zhí)行機制存在一定的差異性。在穩(wěn)健性分析中發(fā)現(xiàn)，均衡性轉(zhuǎn)移支付具有比專項轉(zhuǎn)移支付更高的均等化效果，且中西部地區(qū)的專項轉(zhuǎn)移支付不具有均等化效應(yīng)；上述結(jié)論可歸因于一般性和專項轉(zhuǎn)移支付運行和執(zhí)行機制，以及地方政府的支出行為，均衡性轉(zhuǎn)移支付發(fā)揮了地方政府的信息優(yōu)勢和主動性，而專項轉(zhuǎn)移支付資金雖然一定程度上具有更高的彈性和機動性，也不能高效地“專款專用”。進而，實證結(jié)論與機制分析結(jié)論相吻合，進一步闡釋我國轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)和政策的調(diào)整和改革。

五、結(jié)論

本文結(jié)合理論機制與實證分析，研究了地方政府的一般性和專項轉(zhuǎn)移支付占比對該地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的影響；進而從均等化效應(yīng)角度解釋和說明我國從2015年開始的一系列提高一般性轉(zhuǎn)移支付的政策改革。

結(jié)合文獻分析表明，提高一般性和專項轉(zhuǎn)移支付比重，將提高該地區(qū)基本公共服務(wù)均等化程度，但是二者的運行和執(zhí)行機制存在一定的差異性?；?000—2009年的地級市面板數(shù)據(jù)的IV模型分析，顯著地論證了上述結(jié)論，即發(fā)現(xiàn)一般性轉(zhuǎn)移支付占比分別提高10%，該地區(qū)的基本公共服務(wù)均等化水平將增加2%；且該經(jīng)濟效應(yīng)不弱于專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)；進一步發(fā)現(xiàn)，均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化效果則比專項轉(zhuǎn)移支付高66%，而且，中西部地區(qū)的專項轉(zhuǎn)移支付的均等化效果不顯著，進一步顯現(xiàn)專項轉(zhuǎn)移支付的問題和弊端。

基本公共服務(wù)均等化是以人為本理念的具體體現(xiàn)，實現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化不僅有利于滿足人民對美好生活的向往，而且能夠通過向財政資源不足的地區(qū)轉(zhuǎn)移財力以提高財政資金的使用效率。根據(jù)本文的研究，為充分發(fā)揮轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務(wù)均等化的作用，應(yīng)該做好以下兩點：第一，繼續(xù)優(yōu)化轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)，增加一般性轉(zhuǎn)移支付的占比，保障地方政府的財政投入。專項轉(zhuǎn)移支付具有項目設(shè)置繁多、資金投入和分配不透明、資金使用效率較低等特點，并且與經(jīng)濟建設(shè)相關(guān)的專項轉(zhuǎn)移支付項目占比過多，因而與一般性尤其是均衡性轉(zhuǎn)移支付相比，專項轉(zhuǎn)移支付的基本公共服務(wù)均等化效果要小。第二，要關(guān)注轉(zhuǎn)移支付對地方政府行為的影響，防止地方政府行為對轉(zhuǎn)移支付均等化效果的弱化。為此，應(yīng)在調(diào)整地方考核機制的基礎(chǔ)上完善轉(zhuǎn)移支付制度、規(guī)范轉(zhuǎn)移支付尤其是專項轉(zhuǎn)移支付資金的使用，推進共同財政事權(quán)分類分檔轉(zhuǎn)移支付改革，在基本公共服務(wù)領(lǐng)域內(nèi)劃分、整合、調(diào)控中央與地方共同財政事權(quán)范圍，防止地方政府的機會主義行為。第三，落實基層政府的轉(zhuǎn)移支付政策，保障和優(yōu)化基層政府轉(zhuǎn)移支付結(jié)構(gòu)和資金配置，監(jiān)督和抵制專項轉(zhuǎn)移支付資金的效率低下和扭曲的現(xiàn)象。