民族地区转移支付

民族地区转移支付、公共支出差异与经济发展差距* 毛 捷 汪德华 白重恩 内容提要:针对民族地区的财政转移支付，是实行财政分权的多民族国家缓和民 族矛盾、缩小地区差别的重要手段。基于最优政府间转移支付模型和“净财政收益”概 念，本文首先提出如下理论假说:这类转移支付有助于减少民族地区与其他地区之间的公 共支出差异和经济发展差距。然后使用 1993—2003 年中国县省两级数据，并采用基于趋 势评分匹配的双重差分法(DID with Propensity Score Matching) ，检验上述理论假说。研究 发现:(1) 中国2000 年底实施的民族地区转移支付政策，显著促进了民族地区公共支出 水平的相对提高和公共支出结构的相对优化。不过，促进作用未显示出随时间不断增强 的态势。(2) 该项政策未显著缩小民族地区与其他地区之间的经济发展差距。本文的研 究结论表明，民族地区转移支付在中国发挥了均等化效应，但程度有限。 关键词:政府间转移支付 均等化效应 民族地区 趋势评分匹配 双重差分法 * 毛捷，对外经济贸易大学国际经济贸易学院财税系，邮政编码:100029，电子信箱:maoj@ sem． tsinghua． edu． cn; 汪德华，中 国社会科学院财政与贸易经济研究所，对外经济贸易大学国际经济贸易学院财税系，电子信箱:wangdehua9@ 126． com; 白重恩，清 华大学经济管理学院，清华大学中国财政税收研究所，电子信箱:baichn@ sem． tsinghua． edu． cn。本文是国家自然科学基金资助项 目“中国政府间转移支付的效应研究:理论、实证与政策含义”( 批准号71003059) 的阶段性成果。作者感谢“第十一届中国青 年经济学者论坛”评论人提出的宝贵意见，以及清华大学张磊博士和北京大学经济学院管汉晖副教授的帮助与建议，当然文责 自负。 ① 1955 年设立少数民族地区补助费;1964 年对用于民贸网点建设、民族特需商品定点生产企业技术改造和正常流动资金 的贷款给予财政贴息;1977 年设立边疆建设事业补助费;1980 年设立民族工作经费;1980 年 8 个民族省区的定额补助每年递增 10%，1986 年改为每年递增 5%，1988 年取消该优惠;1992 年设立少数民族发展专项资金;1993 年设立艰苦边远地区津贴制度。 ② 例如，2004 年的取消农业税转移支付政策和 2006 年的边境地区专项转移支付政策，民族地区都是实际受益者，但都不是 专门针对民族地区，且政策名称也未出现民族地区字样。 一、引 言 在财政分权体制下，民族多样化引发的民族矛盾会抑制公共品供给、阻碍经济增长，甚至导致 财政崩溃或国家分裂(Alesina et al．，1999;Bolton and Roland，1997;Alesina and Ferrara，2005; Bridgman，2008)。为此，财政分权体制下的多民族国家一般都实行针对民族地区的财政转移支付政 策，希望借此缓和民族矛盾。例如，加拿大、澳大利亚、德国和美国等 OECD 国家，通过拨款援助计划 或一般性转移支付等手段，照顾和扶持少数民族居民集中居住的地区( 雷振扬、成艾华，2010)。 新中国成立以来，中央政府一直对民族地区进行财政补助。①进入 20 世纪 90 年代，针对民族 地区的财政转移支付趋于规范化。1999 年，调整工资转移支付和结算转移支付时，调高了民族地 区的调整系数，但该政策整体而言并非针对民族地区。2000 年年底，为配合西部大开发战略，设立 “民族地区转移支付补助”，建立了专门针对民族地区的财力性转移支付制度( 下文称之为“民族地 区转移支付政策”，以区别于其他政策)。2004 年起，制定与民族地区相关的转移支付政策时，实行 了模糊化处理( 马应超、马海涛，2009)。② 尽管不少国家实施了民族地区财政转移支付政策，但缺乏对这类政策实施效果的实证分析。 57 2011 年增 2 期 这导致相关政策的制定与实施得不到来自经验研究的有力支持，影响了决策科学性。本文以 2000 年底实施的民族地区转移支付政策作为研究对象，对其效应进行理论分析和实证研究，为合理运用 政府间转移支付促进民族地区发展提供依据。之所以关注这项政策是因为:一方面，该政策是专门 针对民族地区的规范化财政转移支付;①另一方面，在其实行后的若干年里(2000—2003 年) ，没有 出台类似的新政策。 首先，本文基于最优政府间转移支付模型，提出以下理论假说: 民族地区转移支付政策将减少 民族地区与其他地区的公共支出差异;如其他条件不变，还将促进两者之间经济发展差距的缩小。 然后，利用 1993—2003 年中国县省两级数据，并采用基于趋势评分匹配的双重差分法，检验了上述 理论假说。实证分析发现:(1) 该项政策既促进了民族县公共支出水平的相对提高，又促进了其公 共支出结构的相对优化;(2) 上述促进效应并未呈现出逐年增强的态势; (3) 该项政策并未显著促 进民族县人均国内生产总值的相对增长，或民族省区人均国内生产总值基尼系数的相对下降。 本文的研究还为学术界针对政府间转移支付是否在中国发挥了均等化效应的争论，提供了新 的经验证据。根据相关理论，政府间转移支付具有促进地区间财力和公共服务均等化、缩小经济社 会发展差距的效应(Buchanan，1950;Boadway et al．，1994;孙开，1994;王雍君、张志华，1998;Bahl， 2000;Bergvall et al．，2006;Boadway and Shah，2007;范子英、张军，2010)。但是，一些重要研究( 乔 宝云等，2006;尹恒等，2007;郭庆旺、贾俊雪，2008) 却发现，其在中国并未发挥上述效应: 分税制改 革后建立起来的政府间转移支付制度，整体而言，未能促进地区间财力和公共服务的均等化，并引 起了地方政府的行为扭曲( 例如导致财政努力程度下降等) ; 其中，税收返还和专项资金等形式的 转移支付，还加剧了人均财力和某些公共服务( 例如公共交通基础设施服务) 的地区间不均等。与 已有文献相比，本文的研究结论略为乐观:以民族地区转移支付为例，政府间转移支付减少了地区 间公共支出差异，有利于实现公共服务均等化;但也未找到其缩小地区间经济发展差距的可靠证据。 本文的主要特色:第一，研究某一特定的财政转移支付( 民族地区转移支付政策) ，而不是对政 府间转移支付进行整体分析( 同时考虑各种类型转移支付的综合效应)。第二，在计量方法上，将 项目评估中常用的两类方法( 双重差分法与趋势评分匹配法) 结合起来，既考虑了不可观察的固定 效应，又较好地控制了政策决策中人为因素产生的“选择偏差”问。第三，同时使用了信息量相 对丰富的县级数据和能够控制经济发展外溢性的省级数据(Miguel and Roland，2011) ，②研究结论 较为全面。第二部分提出相关理论假说;第三部分是对实证方法的说明;第四部分是数据来源和变 量设置;第五部分和第六部分是计量结果及其分析;最后是主要结论。 二、理论假说 基于最优政府间转移支付模型(Flatters et al．，1974;Boadway and Flatters，1982;Albouy， 2010) 和“净财政收益”概念(Buchanan，1950; 王雍君、张志华，1998;Boadway and Shah，2007) ，分 析民族地区财政转移支付的必要性及其应有效应。据此，提出理论假说，指引后续实证研究。 假设在一个实行财政分权体制的多民族国家里，存在两级政府———中央政府和地方政府。该 国的消费、生产、税收和公共品供给等活动满足一定的假设条件( 限于篇幅，假设条件请见Albouy， 2010)。在上述假设条件下，可以证明各地区的净财政收益(net fiscal benefits) 是: 67 毛 捷等:民族地区转移支付、公共支出差异与经济发展差距 ① ② “民族地区转移支付补助”的资金来源和分配均比较规范( 雷振扬、成艾华，2010) : (1) 其资金来自中央分享的增值税收 入的增量。具体来说，是 8 个民族省区以及非民族省区民族自治州的增值税收入( 中央分享部分) 环比增量的80%; (2) 资金分配 一半按来源地返还，另一半按因素法分配。 这里所称外溢性，是指由于某县周边地区良好的经济发展，促进了该县的经济发展。 NFBj = (1 － α) pjGG j Nj + 1 Nj∑e N j eFe，j = 1，…，J (1) 由等式(1) ，结合相关文献( 王雍君、张志华，1998，第 231 页;Boadway and Shah，2007，p59) ， 对净财政收益(NFBj) 的解释如下:某地区的个体，在扣除了其缴纳的各种税费之后，实际享受到的 地方政府提供的各类物品或服务( 等式右边第一项，相当于地方政府的人均公共支出，但不含行政 消费) ，以及中央政府提供的针对个体的转移支付( 等式右边第二项)。①其他条件不变，资本和劳 动力将流向净财政收益较高的地区(Boadway and Shah，2007)。文献将这一现象称为“财政引致的 要素流动”(fiscally induced factors mobility or migration) (Boadway and Shah，2007)。进一步地，根 据等式(1) ，在净财政收益里，决定资本和劳动力跨地区流动的关键因素是地方公共支出(1 － α) (pjGG j /Nj) ，而非中央补助 (1 /Nj)∑ eNjeFe。 为了简化分析，假设该国只有民族地区 j 和非民族地区 i 两类地区。而且，这两类地区存在一 定的经济发展差距:假定民族地区经济发展水平较低、自有财力不足和劳动力素质较低。②根据上 述假设及等式(1) ，得到:(1) 如果资本和劳动力均不能自由流动，那么民族地区与非民族地区之间 存在的公共支出差异和经济发展差距既不缩小，也不扩大。(2) 如果生产要素可跨地区流动，情况 就不同了。即使非民族地区的净财政收益较低，但由于其公共支出水平较高，追求利润最大化或成 本最小化的资本，以及追求自身效用最大化的劳动力，会通过“用脚投票”(Tiebout，1956;Banzhaf and Walsh，2008) ，不断流向非民族地区，从而加剧民族地区的要素流失。此时，虽然民族地区的 消费、生产、税收和公共品供给仍有效率，但在吸引资本和劳动力方面的劣势却日益明显，最终陷入 发展滞后的困境。避免上述困境的关键在于缩小民族地区与其他地区的公共支出差异。这要求中 央政府实施专门针对民族地区的财政转移支付政策。 根据上述分析，提出如下理论假说。 假说 1:民族地区转移支付政策将减少民族地区与其他地区之间的公共支出差异。 如果假说 1 成立，民族地区吸引资本和劳动力的能力将随之增强，这导致地方政府继续改善公 共服务的激励随之减弱。因此，假说 1 应有以下推论。 推论 1:如假说1 成立，在实施一段时间后，民族地区转移支付政策减少地区间公共支出差异 的促进效应将逐渐减弱。 上述假说反映的是该项政策直接和短期的效应。中长期而言，如果其他条件不变( 例如未出 台针对其他地区的优惠政策) ，民族地区与其他地区公共支出差异的减少，将促进民族地区经济发 展，从而缩小地区间经济发展差距。这是该类政策的最终目标，表述为如下假说。 假说 2:如假说1 成立，且其他条件不变，民族地区转移支付政策将促进民族地区与其他地区 之间经济发展差距的缩小。 但是，根据财政联邦制以及政府间转移支付的相关理论(Oates，2005;Bahl，2000) ，由于存在 道德风险( 例如地方政府挪用转移支付资金) 等因素，上述理论假说可能并不成立。因此，民族地 区转移支付政策究竟能否减少地区间公共支出差异并缩小经济发展差距，有待实证研究。 三、计量方法 为了控制政府间转移支付与地方经济增长、公共支出之间存在的内生关联(Knight，2002; 77 2011 年增 2 期 ① ② 这一概念源自 Buchanan(1950) 提出的净财政剩余(net fiscal residuum) ，近期的相关文献统称为净财政收益(Hoynes and Luttmer，2010)。 上述假设符合中国的实际情况:根据样本数据，从1993 年至实施民族地区转移支付政策的前一年(1999 年) ，民族县的人 均国内生产总值、人均本级财政收入和文盲率分别约为非民族县的 48． 02%、78． 17%和 160%。 Dahlberg et al．，2008) ，本文并未直接以民族地区转移支付的支出金额作为解释变量进行回归，而 是采用了双重差分法与趋势评分匹配法相结合的计量方法。 一方面，双重差分法能够捕捉到处理组和参照组的特定行为在政策变化前后的相对差异，这种 相对差异反映了政策的实际效果。而且，使用面板数据时，双重差分法还可以控制不可观察的固定 效应，从而控制一部分内生性问题。但是，该方法不能控制如下这类内生性问题: 由于政策受益对 象不是随机决定的( 例如，受人为因素干扰，处理组与参照组不是随机划分的) ，产生了“选择偏差” (selection bias) ;这种偏差会使解释变量与残差之间产生关联，从而导致内生性问题。如能有效控 制“选择偏差”，双重差分法的回归结果将更为可靠(Heckman et al．，1998)。 另一方面，基于趋势评分匹配的双重差分法能较好地控制上述“选择偏差”问题(Khandker et al．，2010)。该方法的原理如下:首先，借助特征变量重估每一观察对象成为处理组的概率，即趋 势评分 pi(X)= Pr(Di = 1 | Xi)= F(h(Xi) )。①其中，Di 代表处理组哑变量，F(．) 为Logistic 分布函 数，h(．) 为第i 个地区特征变量(Xi) 的线性函数。然后，根据趋势评分结果，重新匹配处理组与参 照组。匹配的是趋势评分必须满足平衡性(balancing property)。所谓平衡性，是指当该属性得 到满足时，以 pi(X) 为条件将样本划分为若干组，在每一组里处理组的选择都是随机的( 袁诚、陆 挺，2005)。最后，利用匹配后的数据，开展相关实证分析。 本文的实证研究使用上述计量方法，以同时控制“选择偏差”和各类固定效应。根据样本数 据，处理组( 民族县) 与参照组( 非民族县) 的确不是随机划分的，而是存在系统性差异。由表 1， 1999 年( 实施民族地区转移支付政策的前一年) ，相比于参照组，处理组的经济发展水平较低，财政 收入较少，但财政支出并不少;②产业结构以农业为主;政府规模较大，总人口较少，人均耕地较多， 但文盲率也较高。经过趋势评分匹配之后，“选择偏差”得到了控制。仍由表 1，选取人均实际国内 生产总值等变量作为特征变量进行趋势评分，并保留通过平衡性检验的评分结果，发现民族县与非 民族县在上述各方面的差异均显著缩小了: 除了人口规模和文盲率，其他特征变量的差异不再显 著。 利用上述经过趋势评分匹配后的数据，建立双重差分法的计量模型，方程如下: yit = α0 + γ1·EFFECTit + γ2·MZXit + γ3·POLICYt + β·Zit + α i + α t + uit (3) 其中，yit是被解释变量;MZXit是处理组哑变量(MZXit = 1 表示匹配后的处理组，MZXit = 0 表示 匹配后的参照组) ，POLICYt 是政策变化哑变量(POLICYt = 1 表示政策实施后的年份，POLICYt = 0 表示政策实施前的年份) ;EFFECTit是核心解释变量，等于处理组哑变量与政策变化哑变量的交叉 项(EFFECTit = MZXit × POLICYt) ，其回归系数γ1 即政策效应;α0 是常数项，α i 和 α t 分别代表地区 ( 县级或省级) 和时间的固定效应;Zit是控制变量，uit是随机扰动项; 与γ1 相似，γ2、γ3 和 β 也是回 归系数。 为了使回归系数能够反映政策效果的强度( 即回归系数数值大小不受变量原始数值大小的影 响) ，后续实证分析还考虑了相关变量的自然对数。计量方程如下: ln(yit) = α0 + γ1·EFFECTit + γ2·MZXit + γ3·POLICYt + β·ln(Zit)+ α i + α t + uit (4) 87 毛 捷等:民族地区转移支付、公共支出差异与经济发展差距 ① ② 特征变量必须取政策实施前的数值，以保证处理组与控制组在政策实施前是相似的，这样才能保证趋势评分匹配后的处 理组与参照组是随机分组的。 这与理论假说假定民族地区公共支出水平较低并不矛盾:由于本级财政支出包含了上级政府的转移支付，因此人均实际 本级财政支出较高并不能说明民族县自身的公共支出水平较高。 表 1 趋势评分匹配前后处理组与参照组的差异 比较方法 相关变量 政策实施前处理组与参照组之间的差异 =处理组某指标 1999 年的均值 －参照组该指标 1999 年的均值 未经趋势评分匹配 经过趋势评分匹配 人均实际国内生产总值( 千元) － 0． 2612＊＊＊ (－ 7． 43) － 0． 0330 (－ 0． 98) 人均实际本级财政收入( 千元) － 0． 0040＊＊ (2． 10) － 0． 0030 (－ 1． 33) 人均实际本级财政支出( 千元) 0． 0139＊＊＊ (5． 05) 0． 0020 (0． 50) 农业产值占比(× 100%) 0． 2313＊＊＊ (21． 50) 0． 0160 (0． 64) 工业产值占比(× 100%) － 0． 2313＊＊＊ (－ 21． 40) － 0． 0160 (－ 0． 94) 财政供养人口占比(× 100%) 0． 0122＊＊＊ (19． 34) 0． 0010 (1． 10) 总人口( 人) － 2614242． 7＊＊＊ (－ 17． 70) － 9083． 2 * (－ 1． 49) 人均耕地面积( 亩) 0． 0241＊＊＊ (4． 64) － 0． 0120 (－ 0． 77) 文盲率(× 100%) 0． 0691＊＊＊ (15． 31) 0． 0120* (1． 70) 注:“未经趋势评分匹配”是指根据数值分布，直接比较处理组某变量的均值与参照组同一变量的均值之间的差异;“经过趋势 评分匹配”是指根据趋势评分结果对样本进行分层匹配，然后比较处理组某变量的均值与参照组同一变量的均值之间的差异; 系 数值下方括号内是 t 统计值;＊＊＊、＊＊、* 分别代表 1%、5%和 10%的显著性水平。 四、数据和变量 ( 一) 数据来源 本文实证分析所用数据来自历年《全国地市县财政统计资料》、《中国区域经济统计年鉴》、《中 国县( 市) 社会经济统计年鉴》和《中国分县农村经济统计概要》，以及《新中国 55 年统计资料汇编 1949—2004》、1990 年和 2000 年人口普查数据。这些数据包含了 1993 年至 2003 年，中国大陆 31 个省区、1600 多个县、近 400 个县级市和 800 多个市辖区的共计 27937 次观察。这些观察涵盖了上 述地区的政府一般预算收支及其细分项、工农业总产值( 或国内生产总值)、农业总产值和工业总 产值( 或第一产业增加值和第二产业增加值)、政府间转移支付、财政供养人口、总人口、耕地面积 和文盲半文盲人口等指标。① ( 二) 变量设置 1．被解释变量 被解释变量包括公共支出差异和经济发展差距两类。一方面，用公共支出水平( 县级地区的 人均实际本级财政支出及其细分项) 和公共支出结构( 县级地区非行政管理支出占比和行政管理 费占比) 来反映公共支出差异。(1) 人均实际本级财政支出越多，说明公共支出水平越高。②(2) 非 97 2011 年增 2 期 ① ② 还采用了国家统计局提供的民族县名单(http:/ / www． stats． gov． cn / tjsj / qtsj / xianshi / fqzl / FN0301． txt)。限于篇幅，未提供 样本数据的描述性统计。如有需要，请向作者索要。 本级财政支出是指县级地区的一般预算支出( 不包含原体制上解、专项上解、单列市上解省、增设预算周转金、调出资金 和国债转贷拨付数及年末结余)。 行政管理支出占比越高，说明公共支出结构越有利于经济发展和改善民生。这是因为，非行政管理 支出包括教育支出、社会保障支出、基本建设支出和农林水气事业费，这些公共支出能够促进当地 的人力资本投资、基础设施建设和农业发展，提高消费能力或改善消费预期，维护社会稳定。① 另一方面，经济发展差距包括县级( 县级地区人均实际国内生产总值的自然对数) 和省级( 省 以下县级地区人均实际国内生产总值的基尼系数) 两类变量: (1) 其他因素保持不变，民族县人均 实际国内生产总值增速快于非民族县，说明民族地区转移支付政策有利于缩小地区间经济发展差 距。(2) 民族省区的县级人均实际国内生产总值基尼系数相对越高，说明民族地区与非民族地区 之间的经济发展差距越大。 2．主要解释变量 政策效应变量作为关键变量，是政策变化哑变量与处理组哑变量的交叉项，其回归系数反映民 族地区转移支付政策的效应。其中，使用县级数据时，政策变化哑变量是以民族县作为处理组，以 非民族县作为参照组;使用省级数据时，分别以民族省区和非民族省区作为处理组和参照组。 3．其他解释变量 依据已有文献(Hamilton，1983;Baker et al．，1999;Knight，2002;Tsui，2005; 乔宝云等，2006; Tochkov，2007;尹恒等，2007;Lou，2008;Qiao et al．，2008;Yao，2008;陈诗一、张军，2008; 郭庆旺、 贾俊雪，2008;袁飞等，2008;尹恒、朱虹，2009;Zou，1996;Rozelle et al．，1998;Martin，1999;Park and Philippopoulos，2003;Economides and Miaouli，2006) ，还控制了经济发展水平( 人均实际国内 生产总值或人均实际本级财政收入)、产业结构( 第一产业增加值或第二产业增加值占国内生产总 值的比重)、政府规模( 财政供养人口占比) 等相关因素。 此外，还需要说明:(1) 所有名义值均使用GDP 平减指数剔除了物价波动的影响。(2) 由于政 策实施前后，个别变量的统计方法发生了变化，在设置变量时考虑了上述变化，以保证变量含义的 一致性。② 五、民族地区转移支付政策对地区间公共支出差异的影响 ( 一) 基准回归结果及其分析 首先，以县级地区人均本级财政支出作为被解释变量，分别使用普通双重差分法和基于趋势评 分匹配的双重差分法对等式(3) 进行回归分析，结果见表2。表 2 显示，民族地区转移支付政策显 著促进了民族县公共支出水平的相对增长:无论采用哪种计量方法，分析结果均显示在其实施后的 3 年里(2001—2003 年) ，该项政策导致民族县人均实际本级财政支出发生了相对增长，而且增长 幅度不小(15—20%之间)。③ 若干控制变量也对民族县公共支出水平产生了影响:人均实际国内生产总值的回归系数为正， 08 毛 捷等:民族地区转移支付、公共支出差异与经济发展差距 ① ② ③ 1999 － 2003 年，教育、社会保障、基本建设、农林水气、公检法和行政管理 6 项支出占县级地区本级财政支出总额的 58． 27%。其中，非行政管理支出( 不含公检法支出) 占比约为38． 51%，行政管理费占比约为 15． 74%。其他支出项目包括“其他各项 支出”( 占了本级财政支出总额的36． 30%)、“科学支出”和“医疗卫生支出”( 合计占了本级财政支出总额的5． 43%)。不分析“其 他各项支出”，因为其反映的信息过于含糊;不分析“科学支出”和“医疗卫生支出”，因为其数据自 2003 年起才统计，无法用于本 文实证分析。 例如，工农业总产值自 1997 年起改为国内生产总值，农业总产值和工业总产值自 2001 年起改为第一产业增加值和第二 产业增加值。为此，2000 年之前( 含2000 年) 使用“农业总产值 /工农业总产值”表示产业结构，2000 年之后使用“第一产业增加 值 /国内生产总值”表示产业结构。 两类计量方法下，民族县相比于其他地区分别多支出了 13． 7 元、16． 4 元和 19． 5 元，以及 14． 4 元、17． 4 元和 21． 3 元。多 支出的金额占 2001—2003 年民族县人均本级财政支出平均水平的比重分别为 16． 14%、16． 90% 和 18． 24%，以及 16． 96%、 17. 93%和 19． 93%，增长幅度平均约为 15%—20%。 符合 Wagner 法则———经济发展水平越高、民众对公共服务的需求越大(Rosen and Gayer，2008) ; 农业产值占比的回归系数为负，说明以农业为主的县级地区公共支出水平相对较低，符合中国实际 情况(Tsui，2005) ;财政供养人口占比的回归系数为正，且系数数值较大，这与直觉相符，即政府规 模越大、人均财政支出也越多;总人口的回归系数为负，即人口规模越大、人均财政支出越少，说明 公共品供给存在一定的规模经济。 表 2 民族地区转移支付对县级地区公共支出水平的影响( 单位:千元) 估计方法 解释变量 1999 年与 2001 年比较 1999 年与 2002 年比较 1999 年与 2003 年比较 双重 差分法 基于趋势 评分匹配的 双重差分法 双重 差分法 基于趋势 评分匹配的 双重差分法 双重 差分法 基于趋势 评分匹配的 双重差分法 政策效应变量 0． 0137＊＊＊ (12． 56) 0． 0144＊＊＊ (13． 20) 0． 0164＊＊＊ (12． 58) 0． 0174＊＊＊ (13． 67) 0． 0195＊＊＊ (11． 16) 0． 0213＊＊＊ (12． 71) 政策变化哑变量 0． 0076＊＊＊ (6． 48) 0． 0078＊＊＊ (6． 62) 0． 0132＊＊＊ (4． 84) 0． 0104＊＊＊ (3． 31) 0． 0104＊＊＊ (2． 87) 0． 0056* (1． 66) 人均实际 GDP 0． 0041＊＊＊ (2． 96) 0． 00316* (1． 72) 0． 0134＊＊＊ (3． 43) 0． 0210＊＊＊ (3． 03) 0． 0341＊＊＊ (4． 17) 0． 0488＊＊＊ (7． 83) 农业产值占比 － 0． 0146＊＊＊ (－ 3． 87) － 0． 0140＊＊＊ (－ 3． 69) － 0． 0263＊＊＊ (－ 3． 21) － 0． 0303＊＊＊ (－ 3． 52) － 0． 0352＊＊＊ (－ 4． 30) － 0． 0363＊＊＊ (－ 4． 29) 财政供养人口占比 0． 7190* (1． 95) 0． 7370* (1． 96) 0． 5770＊＊ (2． 29) 0． 5290＊＊ (2． 02) 1． 2590＊＊＊ (2． 82) 1． 2410＊＊＊ (2． 81) 总人口 － 2． 33e-08 (－ 0． 94) － 1． 03e-07* (－ 1． 70) － 1． 40e-08＊＊＊ (－ 2． 65) － 1． 54e-08＊＊＊ (－ 3． 11) － 3． 24e-08＊＊ (－ 2． 24) － 5． 87e-08＊＊ (－ 2． 21) 人均耕地面积 － 0． 1300 (－ 1． 01) － 0． 218 (－ 1． 49) 0． 109* (1． 74) 0． 0871 (1． 38) 0． 0336 (0． 62) 0． 0136 (0． 26) 文盲率 0． 1740* (1． 92) 0． 182＊＊ (2． 14) 0． 0663 (0． 98) 0． 0950 (1． 24) － 0． 0578 (－ 0． 81) － 0． 111 (－ 1． 36) 常数项 0． 0189 (1． 18) 0． 0588* (1． 68) 0． 0143 (1． 09) 0． 0132 (0． 96) 0． 0298 (1． 48) 0． 0482* (1． 91) 观察次数 3951 3610 3956 3611 3968 3614 调整后拟合度 0． 471 0． 497 0． 621 0． 650 0． 638 0． 674 注:系数值下方括号内是t 统计值;＊＊＊、＊＊、* 分别代表 1%、5%和 10%的显著性水平; 由于控制人均实际国内生产总值或人 均实际本级财政收入的结果相似，因此仅报告控制人均实际国内生产总值的回归结果; 尝试了使用工业产值占比代替农业产值占 比，结果无明显变化。 然后，分别以县级地区非行政管理支出占比和行政管理费占比作为被解释变量，使用基于趋势 评分匹配的双重差分法对等式(3) 和(4) 进行回归分析，结果见表3。结合表 2 和表 3 发现: 一方 面，民族地区转移支付政策不仅促进了民族县公共支出水平的相对增长，而且相对增加的公共支出 主要被用于有利于当地经济发展的教育、社会保障、基本建设和农业发展等领域。另一方面，政策 效应变量的回归系数并非逐年递增。仍由表 3:(1) 以非行政管理支出占比作为被解释变量，回归 系数在 2002 年最大，其他年份的数值较小。(2) 以人均公共支出取自然对数作为被解释变量，回 归系数数值在 2001 年最大，之后两年数值较小。上述结果说明，在实施一段时间后，民族地区转移 支付政策减少民族县与其他地区公共支出差异的效应并非逐年增强。综上，基准回归结果支持理 论假说 1 和推论 1。 ( 二) 稳健性检验 1．考虑计量模型设定与政策实施情况的差别 18 2011 年增 2 期 基准回归对处理组和参照组的设置，与民族地区转移支付政策的实施情况不完全一致。样本 数据的描述性统计发现，2001—2003 年期间，民族地区转移支付并非都发放给民族县，也有一些非 民族县( 有少数民族居民，但未被认定为民族县) 获得了这类转移支付。①为此，将 2001—2003 年期 间，实际获得民族地区转移支付的非民族县视为民族县，补充到处理组里，根据回归结果，发现调整 处理组设定，该项政策仍显著减少了民族县与其他地区的公共支出差异，且上述作用也不是逐年增 强。因此，没有证据显示计量模型设定与政策实施情况之间存在的差别会改变基准回归结果。② 表 3 民族地区转移支付对县级地区公共支出结构和水平的影响 ( 基于趋势评分匹配的双重差分法) 被解释 变量 主要解 释变量 1999 年与 2001 年比较 1999 年与 2002 年比较 1999 年与 2003 年比较 (1) (2) (1) (2) (1) (2) 非行政管理支出 占比 政策效应变量 0． 0205＊＊＊ (5． 92) 0． 0193＊＊＊ (5． 61) 0． 0256＊＊＊ (6． 83) 0． 0256＊＊＊ (6． 92) 0． 0194＊＊＊ (4． 86) 0． 0196＊＊＊ (4． 94) 观察次数 3610 3610 3611 3611 3614 3614 调整后拟合度 0． 318 0． 332 0． 392 0． 418 0． 513 0． 518 行政管理 费占比 政策效应变量 － 0． 0015 (－ 0． 99) － 0． 0018 (－ 1． 17) － 0． 0006 (－ 0． 39) － 0． 0008 (－ 0． 46) － 0． 0030 (－ 1． 11) － 0． 0030 (－ 1． 11) 观察次数 3610 3610 3611 3611 3614 3614 调整后拟合度 0． 004 0． 008 0． 014 0． 016 0． 041 0． 040 人均公共支出 ( 取自然对数) 政策效应变量 0． 1210＊＊＊ (12． 84) 0． 1290＊＊＊ (13． 67) 0． 0786＊＊＊ (7． 42) 0． 0791＊＊＊ (7． 63) 0． 0753＊＊＊ (6． 55) 0． 0670＊＊＊ (6． 16) 观察次数 3590 3590 3597 3597 3602 3602 调整后拟合度 0． 782 0． 802 0． 863 0． 878 0． 890 0． 908 注:模型(1) 表示使用人均实际GDP 的自然对数代表经济发展水平，模型(2) 表示使用人均实际本级财政收入的自然对数代 表经济发展水平;篇幅有限，仅报告核心解释变量( 政策效应变量) 的回归结果，但所有回归均控制了经济发展水平、产业结构、政 府规模、人口规模、自然禀赋和人口素质，而且这些控制变量的回归系数符号与表 2 相比无明显变化; 系数值下方括号内是t 统计 值;＊＊＊、＊＊、* 分别代表 1%、5%和 10%的显著性水平;对非行政管理支出占比和行政管理费占比的相关回归依据等式(3) ，对人 均公共支出取自然对数的相关回归依据等式(4)。 2．考虑公共支出细分项目的绝对水平 在公共支出结构发生积极变化的同时，民族县各项非行政管理支出的绝对水平是否也相对增 长了，基准回归未作分析。以县级地区的人均实际教育支出、社会保障支出、基本建设支出和农林 水气事业费作为被解释变量。回归结果显示，民族县各项非行政管理支出的绝对水平发生了显著 的相对增长。③ 3．调整时间窗口 基准回归使用的是政策实施前后各一年的数据，其结果可能受特定时间窗口的影响。为此，使 用 1999—2003 年多年( 不包括2000 年—政策出台当年) 的面板数据进行实证分析。回归结果发现 调整时间窗口之后，政策效应变量的回归系数符号保持不变，数值略有变化，且均通过了显著性检 28 毛 捷等:民族地区转移支付、公共支出差异与经济发展差距 ① ② ③ 这些非民族县获得的转移支付资金占民族地区转移支付补助总金额的比重不到 20%。基准回归之所以未将这些县加入 处理组，理由如下:通常所称民族地区主要是指民族县，这是因为民族县与非民族县在人口构成、文化习俗和经济社会制度等方面 存在一定差异;如果将那些获得了民族地区转移支付资金的非民族县也加入处理组，那么政策效应变量的回归系数反映的不再仅 仅是民族地区转移支付政策的效应，还可能包含其他效应。 限于篇幅，未提供回归结果，如有需要，请向作者索要。 限于篇幅，未提供回归结果，如有需要，请向作者索要。 验。因此，基准回归结果并不依赖于特定时间窗口。① 4．考虑其他政策的影响 分别以 1999—2000 年、1993—2000 年以及 1998—1999 年作为时间窗口，对等式(3) 和等式 (4) 进行计量分析。回归结果发现基准回归结果发生了明显变化: 政策效应变量的回归系数或数 值明显减小，且显著程度有所下降;或符号出现反转。这说明基准回归结果反映的是民族地区转移 支付政策的效应，而非其他政策。② 此外，还尝试了单独控制某些重要政策。这些政策主要是国家扶贫政策和西部大开发战略。 (1) 在经过趋势评分匹配后的样本里，去掉属于国定贫困县或国家扶贫开发工作重点县的观察值， 再使用双重差分方法进行实证分析。回归结果显示，政策效应变量的回归系数符号与基准回归结 果一致、数值相近，且通过了显著性检验。③ (2) 在样本里仅保留西部大开发战略覆盖的12 个省区 的观察值。回归结果发现控制西部大开发战略的影响，虽然回归系数的显著程度有所下降( 主要 原因是由于样本限制在 12 个省区，观测值大幅减少) ，但民族地区转移支付政策减少民族县与其 他地区公共支出差异的结论仍然成立。④ 六、民族地区转移支付政策对地区间经济发展差距的影响 ( 一) 县级数据的回归结果及其分析 以县级地区人均实际国内生产总值的自然对数作为被解释变量，控制投资、劳动力投入、人口 素质、产业结构、政府规模和自然禀赋等因素，并将时间窗口设定为 1999—2003 年，使用基于趋势 评分匹配的双重差分法对等式(4) 进行回归分析，结果见表4。表 4 显示: 政策效应变量的回归系 数值是 0． 0238，但不显著。这说明民族地区转移支付政策并未显著促进民族县人均实际国内生产 总值的相对增长。 调整时间窗口( 扩大至1993—2003 年) ，或在样本里剔除国定贫困县( 或国家扶贫开发工作重 点县) ，或仅保留西部大开发战略12 个省区的观察值，结果也见表 4。表 4 显示: 仅当扩大时间窗 口时，政策效应变量的回归系数符号为正且显著; 而控制国家扶贫政策或西部大开发战略，回归系 数的符号虽仍为正，但也不显著。上述结果说明，就县级数据而言，未得到可靠证据支持假说 2。 ( 二) 省级数据的回归结果及其分析 改用省以下县级地区人均实际国内生产总值的基尼系数作为被解释变量，并控制经济发展水平、 产业结构和财政体制等因素，使用普通双重差分法( 由于省份数量有限，未使用基于趋势评分匹配的 双重差分法) 对等式(3) 进行回归分析。回归结果显示，民族地区转移支付政策导致民族省区人均实 际国内生产总值的基尼系数相比于非民族省区下降了 4． 53 个百分点，且在 10%的显著性水平下显 著。稳健性检验的结果与使用县级数据的情况相似: 仅当扩大时间窗口时，回归系数显著。⑤相比于 县级数据，使用省级数据得到的实证结果虽较为显著，但仍不足以作为支持假说 2 成立的可靠证据。 七、结 语 本文对财政分权体制下民族地区转移支付政策的效应做了理论分析，并利用 1993—2003 年中 国县省两级数据，进行了实证检验。研究发现: 38 2011 年增 2 期 ① ② ③ ④ ⑤ 限于篇幅，未提供回归结果。如有需要，请向作者索要。 限于篇幅，未提供回归结果。如有需要，请向作者索要。 限于篇幅，未提供回归结果。如有需要，请向作者索要。 限于篇幅，未提供回归结果。如有需要，请向作者索要。 限于篇幅，未提供回归结果。如有需要，请向作者索要。 表 4 民族地区转移支付对经济发展差距的影响( 县级数据; 基于趋势评分匹配的双重差分法) 估计方法 解释变量 基准回归 稳健性检验 1999—2003 年 ( 人均GDP) 1993—2003 年 ( 人均GDP 或人 均工农业总产值) 1999—2003 年 ( 人均GDP，控制 国家扶贫政策) 1999—2003 年 ( 人均GDP，西部 大开发 12 省区) (1) (2) (1) (2) (1) (2) (1) (2) 政策效应变量 0． 0438＊＊ (2． 05) 0． 0238 (1． 12) 0． 1710＊＊＊ (10． 10) 0． 1520＊＊＊ (9． 81) 0． 0284 (0． 87) 0． 0013 (0． 04) 0． 0600 * (1． 82) 0． 0484 (1． 48) 政策变化哑变量 0． 2310＊＊＊ (17． 07) 0． 1240＊＊＊ (2． 88) 0． 3360＊＊＊ (38． 17) 0． 5420＊＊＊ (15． 14) 0． 2420＊＊＊ (13． 79) 0． 1550＊＊ (2． 28) 0． 232＊＊＊ (8． 15) 0． 115＊＊＊ (3． 57) 实纳增值税的自然对数 0． 0700＊＊＊ (4． 53) 0． 0969＊＊＊ (8． 75) 0． 0525＊＊＊ (2． 88) 0． 0518 (1． 47) 总人口的自然对数 － － － 0． 9350＊＊＊ (3． 14) 文盲率的自然对数 － － 0． 2690＊＊＊ (－ 4． 73) － － 农业产值( 或第一产业增 加值) 占比的自然对数 － 0． 1170＊＊＊ (－ 4． 68) － 0． 1940＊＊＊ (－ 7． 16) － 0． 1370＊＊＊ (－ 3． 79) － 0． 1130＊＊＊ (－ 3． 59) 财政供养人口占比的自然 对数 0． 3130＊＊＊ (4． 79) 0． 0634＊＊ (2． 08) 0． 3950＊＊＊ (4． 72) － 0． 0201 (－ 0． 14) 人均耕地面积的自然对数 0． 5050＊＊＊ (5． 65) － 0． 4270＊＊＊ (4． 04) － 时间因素(1995 年) 0． 2690＊＊＊ (14． 73) 时间因素(1996 年) 0． 5350＊＊＊ (30． 35) 时间因素(1997 年) 0． 3570＊＊＊ (19． 23) 时间因素(1998 年) 0． 4820＊＊＊ (26． 68) 时间因素(1999 年) 0． 4930＊＊＊ (28． 93) 时间因素(2002 年) 0． 0958＊＊＊ (7． 30) 0． 0961＊＊＊ (7． 20) 0． 0927＊＊＊ (5． 22) 0． 0943＊＊＊ (3． 83) 时间因素(2003 年) 0． 1790＊＊＊ (11． 13) 0． 1790＊＊＊ (12． 31) 0． 1690＊＊＊ (7． 26) 0． 239＊＊＊ (10． 74) 常数项 － 1． 0470＊＊＊ (－ 108． 65) 0． 8340＊＊＊ (3． 80) － 1． 1880＊＊＊ (－ 231． 87) 1． 3650* (1． 91) － 0． 8080＊＊＊ (－ 60． 47) 1． 2870＊＊＊ (4． 73) － 1． 3020＊＊＊ (－ 102． 36) － 0． 0835 (－ 0． 31) 观察次数 7180 7146 16155 15972 4761 4737 3190 3170 调整后的拟合度 0． 103 0． 206 0． 137 0． 288 0． 090 0． 195 0． 101 0． 215 注:模型(1) 未考虑控制变量，模型(2) 考虑了控制变量;系数值下方括号内是t 统计值;＊＊＊、＊＊、* 分别代表 1%、5%和 10%的 显著性水平;“ －”表示系数值过小( 小于0． 0000) ，不予报告;尝试了使用工业产值占比代替农业产值占比，结果无明显变化。 1．与理论假说 1 一致，民族地区转移支付政策减少了地区间的公共支出差异。具体影响包括: (1) 该项政策不仅显著促进了民族地区公共支出水平的相对增长( 增长幅度达到了15%—20%) ， 而且显著促进了民族地区公共支出结构的相对优化( 非行政管理支出占比相对提高了约2%)。不 过，上述促进效应并未显示出随时间不断增强的态势。(2) 该项政策还显著促进了民族地区教育、社 会保障、基本建设和农林水气事业费等公共支出项目绝对水平的相对增长。上述研究结论十分稳健。 2．与理论假说 2 不一致，民族地区转移支付政策并未显著促进地区间经济发展差距的缩小。 使用县省两级数据，均未得到该项政策显著缩小民族地区与其他地区之间经济发展差距的可靠证 48 毛 捷等:民族地区转移支付、公共支出差异与经济发展差距 据。这既可能是由于实证研究仅考虑了政策实施后 3 年的情况(2004 年起出台相似政策，不纳入 分析) ，也可能是因为该项政策产生的积极影响还不足以促进民族地区经济更好更快地发展。 根据上述发现，本文得出以下结论: 在财政体制相对不成熟、不完善的发展中国家( 例如中 国) ，民族地区转移支付这类政府间转移支付能发挥均等化效应( 减少了公共支出差异、有利于实 现公共服务均等化) ，但程度有限( 未能改善地区间经济发展的不平衡)。 参考文献 财政部国库司、预算司，1993—2004 各年:《全国地市县财政统计资料》，中国财政经济出版社。 陈诗一、张军，2008:《中国地方政府财政支出效率研究:1978—2005》，《中国社会科学》第 4 期。 范子英、张军，2010:《财政分权、转移支付与国内市场整合》，《经济研究》第 3 期。 国家统计局国民经济综合统计司，2005:《新中国 55 年统计资料汇编 1949—2004》，中国统计出版社。 国家统计局国民经济综合统计司，2000—2004 各年:《中国区域经济统计年鉴》，中国统计出版社。 国家统计局农村社会经济调查司，2001—2004 各年:《中国县( 市) 社会经济统计年鉴》，中国统计出版社。 郭庆旺、贾俊雪，2008:《中央财政转移支付与地方公共服务提供》，《世界经济》第 9 期。 雷振扬、成艾华，2010:《民族地区财政转移支付的绩效评价与制度创新》，人民出版社。 马应超、马海涛，2009:《我国民族地区财政管理体制改革 30 年:总体回顾与后续》，《经济研究参考》第 29 期。 乔宝云、范剑勇、彭骥鸣，2006:《政府间转移支付与地方财政努力》，《管理世界》第 3 期。 孙开，1994:《政府间财政关系研究》，东北财经大学出版社。 王雍君、张志华，1998:《政府间财政关系经济学》，中国经济出版社。 尹恒、康琳琳、王丽娟，2007:《政府间转移支付的财力均等化效应》，《管理世界》第 1 期。 尹恒、朱虹，2009:《中国县级地区财力缺口与转移支付的均等性》，《管理世界》第 4 期。 袁诚、陆挺，2005:《外商直接投资与管理知识溢出效应:来自中国民营企业家的证据》，《经济研究》第 3 期。 袁飞、陶然、徐志刚、刘明兴，2008:《财政集权过程中的转移支付和财政供养人口规模膨胀》，《经济研究》第 5 期。 Albouy，D．，2010，“Evaluating the Efficiency and Equity of Federal Fiscal Equalization”，NBER working papers No． 16144． Alesina，A．，R． Baqir，and W． Easterly，1999，“Public Goods and Ethnic Divisions”，Quarterly Journal of Economics，Vol． 114 (4) ，1243—1284． Alesina，A．，and E． L． Ferrara，2005，“Ethnic Diversity and Economic Performance”，Journal of Economic Literature，Vol． 43(3) ， 762—800． Bahl，R．，2000，“Intergovernmental Transfers in Developing and Transition Countries:Principles and Pra