我国均衡性转移支付资金分配机制研究

我国均衡性转移支付资金分配机制研究* 贾晓俊 岳希明 内容提要:财力均等化转移支付是公共服务均等化的前提条件，是落后地区提供基本 公共服务的资金保障。均等化转移支付资金通常是按照一般公式分配的。本文首先通过 均等化转移支付一般公式的推导和解释，明确了隐含在一般公式中的公共服务均等化理 念以及资金分配原则。其后，根据一般公式的资金分配原则，实证地分析我国唯一按一般 公式分配资金的均衡性转移支付。分析结果显示，仅就得到转移支付资金的省份而言，人 均转移支付资金与财力水平之间呈现明显的正相关，财力越强的省份，得到转移支付资金 人均值也越多。这一资金分配结果主要源于以财政供养人口为主的资金分配方式。财力 较强的省份，总人口中财政供养人口比重较高，以财政供养人口为主的资金分配方式最终 导致资金向财力较强的省份倾斜。资金分配过程中对少数民族省份的优待也是资金向财 力较强省份发生倾斜的另一重要原因。 关键词:均等化转移支付 财政支出 标准财政收入 均衡性转移支付 * 贾晓俊，山西财经大学、财政部财科所博士后流动站，邮政编码:030006，电子信箱:j-spring@ 163. com;岳希明，中国人民 大学财政金融学院、中国财政金融政策研究中心，邮政编码:100872，电子信箱:yueximing@ yahoo． com。贾晓俊感谢第四十九批中 国博士后科学基金面上资助项目“评价转移支付均等化效应的探讨及中国实践”(项目批准号:20110490332)的资助;岳希明 感谢教育部重点研究基地招标课题“财政扶贫、转移支付与最终消除绝对贫困”(项目批准号:08JJD790149)的资助。本文为贾晓 俊、岳希明(2010)的简缩版本。赵忠教授(中国人民大学)、郑涌处长(财政部)以及两名匿名评审人提出了宝贵建议，在此表示感 谢。文责自负。 ① 一般性转移支付(或一般性拨款)是与专项转移支付(或专项拨款)相对应的概念。与转移支付理论的分类和各国实践 大致相同，我国转移支付也是由一般性拨款和专项拨款两部分组成。一般性拨款是不指定用途的资金，通常用于解决政府间纵向 和横向不均衡，具有重要的财力均等化效应。与此不同，专项拨款是指定用途的拨款，通常用于解决外部性，以及诱导下级政府支 出某种特定公共物品，区域间财力均等化并不是其主要目标。与理论和各国实践不同的是，我国一般性转移支付并不是把资金总 额完全按照均等化转移支付一般公式分配的，而是由独立的转移支付子项目组成的，子项目的个数随时间推移而增多，目前多达 十余个子项目。这些子项目多是在国家出台重大政策时，为了保证出台的政策能够顺利实施而设立的，在资金分配上，虽然考虑 了地方政府间财力差异因素，但除均衡性转移支付以外都不是按一般公式分配资金的。不仅如此，有些子项目对资金是指定用途 的，资金必须用于与相关政策有关的支出项目上。例如调整工资转移支付必须用于在职公务员以及离退休人员的工资发放上。 一、引 言 公共服务均等化以及保证经济落后地区基本公共服务的提供是我国政府长期以来一直追求的 目标。为了实现这一目标，需要中央政府或上级政府对下一级政府的转移支付，不仅如此，在转移 支付资金分配上，需要向财力较低的地区进行倾斜，使得财力较弱的地区能够得到较多的转移支付 资金。通过转移支付，落后地区不仅具有提供基本公共服务所需的资金，同时各地区财力差距将大 大缩小。本文的目的在于考察我国均衡性转移支付资金分配是否倾斜于财力较弱的地区。 均衡性转移支付是目前我国一般性转移支付的组成部分之一。①目前的均衡性转移支付是从 71 2012 年第 1 期 1994 年分税制改革时设立的“过渡期转移支付”演变而来的。2002 年中央政府实施所得税分享改 革，并将因分享改革增加的收入用于对落后地区该类转移支付上。与此同时，“过渡期转移支付” 更名为一般性转移支付。2009 年一般性转移支付改称为均衡性转移支付。① 自设立以来，均衡性 转移支付资金规模不断扩大，在转移支付资金总额中的比重不断上升。 与一般性转移支付中的其他子项目相比，均衡性转移支付具有明显的特征。在资金分配上，它 是完全按照均等化转移支付的一般公式分配资金的。在资金使用上，对接受资金的地方政府不附 加任何限制，其主要功能是解决地区间财力差异。由于其运作的规范性和客观性，以往对均衡性转 移支付的评价都是正面的、肯定的，关于其问题的讨论几乎没有。这一点反映在政府文件中是提高 均衡性转移支付在整个转移支付中的比重。② 但是事实并不如此。如上所述，均衡性转移支付是 按均等化一般公式分配资金的，在考虑各地区公共服务提供成本差异之后，各地区得到转移支付资 金人均值和人均财政收入之间应当成反比，③人均财政收入越多的地区，得到的人均转移支付资金 应当越少，也就说资金分配必须向财力较弱地区倾斜。遗憾的是，我国现阶段均衡性转移支付资金 分配并没有做到这一点。本文分析显示，单就得到转移支付资金的省份而言，人均标准财政收入越 高的省份，得到的人均均衡性转移支付资金也越多。也就是说，均衡性转移支付资金分配非但没有 向财力较弱地区倾斜，反而倾斜于财力较强的地区。实证地验证这一点，以及追究资金分配没有向 财力较弱地区倾斜的原因，正是本文的主要内容。 有关我国转移支付的研究已有很多。李萍(2006，2010)、曾军平(2000)、Shah ＆ Shen (2006)、Tsui (2005)、尹恒等(2007)和贾晓俊(2009)等通过基尼系数及其分解考察了我国转移支 付均等化效应;马骏(1997)重新设计了我国均衡性转移支付资金(当时的过渡期转移支付)分配的 一般公式;贾俊雪等(2010)利用省级面板数据实证分析了转移支付对地方财政支出竞争行为的影 响。但均由于分析对象的差异，以往文献没有涉及到均衡性转移支付资金分配中存在的问题，本文 将弥补这一缺陷。 本文第二部分推导并详细解释均等化转移支付一般公式，以此明确隐含在一般公式中的公共 服务均等化理念;第三部分根据一般公式的资金分配原则，实证地分析我国财力均等化转移支付资 金分配中存在的问题;第四部分追究均衡性转移支付分配没有向财力较弱地区倾斜的原因;第五部 分给出本文的结论。 二、均等化转移支付资金的分配方式———基于一般公式探讨 简单地讲，均等化转移支付的目标是为各地方政府提供均等化公共服务给予资金保障。公共 服务水平高低通常是以人均财政支出的多少测量的，因此以公共服务均等化为目的的财力均等化 转移支付旨在使不同地区人均财政支出均等化。本节通过推导均等化转移支付的一般公式，以及 解释公式中各种要素的内涵和相互关联，明确均等化转移支付这一目标。④ 为了表述的简单化和通俗易懂，本节对公共服务和税收收入不进行分类，假设各辖区政府只提 81 贾晓俊、岳希明:我国均衡性转移支付资金分配机制研究 ① ② ③ ④ 原来的财力性转移支付相应地改名为一般性转移支付，本文使用 2009 年更名之后的用语。 我国国民经济和社会发展十二五规划纲要提到，“十二五”期间要围绕推进基本公共服务均等化和主体功能区建设，完善 转移支付制度，增加一般性特别是均衡性转移支付规模和比例，调减和规范专项转移支付。 这里的人均财政收入应当是分配均等化转移支付资金时使用的人均标准财政收入，关于标准财政收入的定义，参见本文 第三节或李萍(2010)第 61—64 页。 Ahmad ＆ Thomas (1997)对财力均等化转移支付一般公式进行了推导，并根据一般公式对几个国家实际使用的公式进行 了讨论。该研究的重点主要集中在标准财政支出以及标准财政收入测算等技术性问题上。 供一种公共物品，只从一个税种上取得税收收入。① 在这种情况下，某一辖区的均等化转移支付资 金需求量等于该辖区标准财政支出与标准财政收入之差，这即是均等化转移支付的一般公式。用 式子表示如下: Gi = Ei － Ri (1) 式中的下标 i 代表辖区;Ei 表示该辖区人均标准财政支出;Ri 代表人均标准财政收入。Gi 为 标准财政支出与标准财政收入之差，也就是该辖区应得均等化转移支付资金。该式给出了各个辖 区均等化转移支付资金人均值，转移支付总额则按人均值乘人口数计算。理论上讲，Gi 可正可负， 也可为零。(1)式虽然十分简单，但是已经充分体现了均等化转移支付资金的分配原则，那就是， 一个地区均等化转移支付资金的需求量与该地区标准财政支出成正比，与标准财政收入成反比。 在标准财政支出给定的条件下，或者在控制标准财政支出的条件下，标准转移支付资金与标准财政 收入应当成反比，人均财政收入越少的地区，得到转移支付资金人均值也应当越多。这是(1)式的 主要含义之一，是以公共服务均等化为目的的均等化转移支付制度的基本要求。下一节将通过实 证分析验证我国均衡性转移支付是否满足这一要求。 无论是标准财政支出 Ei，还是标准财政收入 Ri，都可以写成全国平均水平和各地区差异系数 相乘的形式，也就是: Ei = Eγ i; Ri = Rθ i (2) 这里的 E 为全国划一的标准财政支出，γ i 表示辖区 i 在提供全国标准公共服务水平时的成本 差异系数，用式子表示为 γ i = Ei /E。同样，R 表示全国标准财政收入的人均值，θ i(= Ri /R)为辖区 i 人均标准财政收入与全国的比率，通常被视为辖区 i 的财力差异系数。由此，(1)可改写为: Gi = Eγ i － Rθ i (3) 通过进一步变形整理可以得到以下式子: Gi = (E － R)+ E(γ i － 1)+ R(1 － θ i) (4) 该式等号右面由三项构成，分别代表不同的转移支付资金需求(包括负的资金需求)。第二项和第 三项分别代表由成本差异和由财力差异引起的转移支付需求。辖区 i 在提供全国划一公共服务时 所需成本超过全国平均水平的话，即 γ i － 1 ＞ 0 或 γ i ＞ 1，该辖区由成本差异产生的转移支付资金需 求量为正数，γ i(比 1)越大，所需资金量也越大，相反则越小，或者为负数。对财力差异系数 θ i 可以 进行类似的解释。关于第二项和第三项值得注意的是，无论是由成本差异，还是由财力差异引起的 均等化转移支付补助额，它们对所有辖区加总均为零，用式子表示为∑ i E(γ i － 1)= 0和∑ i R(1 － θ i)= 0。也就是说，由于成本差异或者财力差异引起的均等化转移支付需求因地区而异，有些辖区 为正数，有些辖区为负数，而有些辖区为零，但是所有辖区加总等于零。 与第二项和第三项相比，(4)式右面第一项代表全国标准财政支出人均值与全国标准财政收 入人均值之间差异引起的转移支付资金需求。具体地说，如果均等化转移支付所追求的全国人均 财政支出水平大于(所有辖区)人均财政收入时(E － R ＞ 0) ，该项为正数。当二者相等时，该项为 零。② 由于(4)式右面第二项和第三项对所有辖区加总等于零，因此第一项无论是大于零还是等于 零，都有重要的含义，它代表着不同的转移支付制度安排。当该项为正数时(E － R ＞ 0) ，各地区财 政支出的总和超过财政收入的加总，所需转移支付资金需要从辖区之外筹集，中央政府或者上级政 府通常是资金的主要提供者(或唯一提供者) ，这种制度安排为中央政府(或者上级政府)主导的均 91 2012 年第 1 期 ① ② 贾晓俊、岳希明(2010)给出了公共服务以及税收收入分类时的均等化转移支付一般公式的推导过程。 现实中，作为均等化转移支付目标的人均财政支出小于人均财政收入的情况几乎不存在。 等化转移支付制度。除极个别情况外，各国均等化转移支付制度均属于这种类型。① 如果这一项 等于零，表明辖区整体的财政收支实现平衡，无需外来资金填补，或者说无需中央政府或上级政府 的资金介入，均等化转移支付所需资金在各个辖区之间调剂解决。属于这种转移支付仅有德国州 际均等化转移支付。 上面关于均等化转移支付一般公式的推导，假定了政府只提供一种公共服务，只依赖一个税种 取得财政收入。这一假定实际上没有对公共服务和税收收入进行分类。但是现实中，几乎所有国 家在分配均等化转移支付资金时，不但对公共服务进行分类，分别测算各项公共服务的标准财政支 出，而且在测算标准税收收入时都是分税种进行的。当对公共服务和税收收入进行分类时，均等化 转移支付一般公式为:② Gi = (∑ k Ek －∑ j R j)+∑ k Ek(γ ki － 1)+∑ j R j(1 － θ ji) (5) 式中 k 代表公共物品，j 代表税种。该公式显示，对公共服务进行分类时的人均标准财政支出(总 额)等于各项公共服务标准支出的加总。与此相同，对税收进行分类时的标准财政收入等于分税 种计算的标准税收收入的加总。 以上是对均等化转移支付一般公式的推导和解释。综上所述，一般公式所包含的均等化转移 支付制度的基本内容可以简单概括如下:均等化转移支付的目标是通过对财力不足地区提供转移 支付资金的方式，为各地方政府均等化公共服务提供资金保障。均等化转移支付的资金分配原则 要求，在标准财政支出给定的条件下，财力越弱的地区，得到的均等化转移支付资金越多。本文目 标之一是验证我国均衡性转移支付是否满足这一要求。 三、均衡性转移支付资金的分配是否倾斜于财力较低的省份? 本节利用均等化转移支付一般公式以及体现在其中的财力均等化理念，评价我国目前均衡性 转移支付制度。要回答的问题是:各省人均均衡性转移支付资金与人均标准财政收入之间是否存 在负相关?或者说，均等化转移支付资金的分配是否倾斜于财力较弱的省份? 首先通过明确回归方程式，使要检验的假说具体化。根据上一节的一般公式，我们可以得到一 个可供检验假说，那就是在控制了地区间公共服务提供成本差异的情况下，人均标准财政收入越低 的地区，得到的人均转移支付资金应当越多，这即是我们要检验的假说，用公式表示如下: Git = α + λRit + βEit + ε it (6) 公式中下标 i 为省代码，t 表示年份，本文使用的数据年份为 1999—2009 年;G 为人均均衡性转移 支付资金;E 为向量，表示地区间公共服务提供成本差异因素;R 表示标准财政收入;α 为常数项;β 和 λ 为其他变量的估计系数。在此回归方程中，人均标准财政收入的估计系数应当为负数。③ 02 贾晓俊、岳希明:我国均衡性转移支付资金分配机制研究 ① ② ③ 世界上绝大多数国家采取由中央政府主导的财力均等化转移支付方式不是偶然的，它根源于财政体制中的纵向不均衡。 按照效率原则在中央政府和地方政府之间划分事权和财权的结果，中央政府通常是财权过大，事权过小，而地方政府通常是财权 过小，事权过大。为了纠正中央政府和地方政府之间的纵向不均衡，需要中央政府对地方政府的净转移。由中央政府出资的财力 均等化转移支付，在解决横向不均衡的同时，实际上解决了纵向不均衡。 有关详细推导过程，参见贾晓俊、岳希明(2010)。 在我国一般性转移支付实践中，由于中央政府可用于均衡性转移支付的资金有限，根据公式计算的资金需求并不能得到 百分之百的满足，各省实际得到的资金等于按一般公式计算的需求量乘以转移支付系数，而转移支付系数等于中央当年可用于转 移支付资金总量和按公式计算转移支付资金需求总量的比率。转移支付系数随中央支付的财力改善逐年上升，由 1999 年的 8. 4%上升到 2009 年 71. 7%(参见正文表 1 的(8)列)。去掉转移支付系数影响的办法之一是，在估算上述回归方程式之前，把各 地区实际得到的一般性转移支付资金除以转移支付系数，使每个地区一般性转移资金的实际值还原成按一般公式计算的转移支 付资金需求量，然后再回归。但是由于转移支付系数在某一年对所有的省份都相同，因此这样做只是改变估计系数的大小，不影 响其他统计量。 中央对省均衡性转移支付资金分配时使用的标准财政收入指标由 5 项构成: (1)标准本级财 政收入;(2)税收返还;(3)除均衡性转移支付之外的一般性转移支付; (4)专项转移支付中分部门 事业费补助和社会保障转移支付以及(5)净上解，①其中除本级标准财政收入之外，其余各项均使 用上一年的实际值。标准本级财政收入是分税种按上年全国平均税率乘以各省实际税基测算 的，②而不是采用上一年税收收入的实际数。由于财政部没有公开每一年的标准本级财政收入，本 文将该指标用本级财政收入实际数代替。这种替代对估计结果是否有实质影响，我们将在后面给 予讨论。关于导致地区间公共服务提供成本出现差异的因素，根据以往有关财政支出决定因素的 研究，③以及可利用数据，本文考虑财政供养人口、少数民族因素、人口密度、总人口、城市交通工 具、耕地面积、粮食产量、牧业产值、行政村个数、城镇登记失业率、城市化率、平均气温、在校学生、 0—4 岁儿童及 65 岁以上人口等因素。这些因素的绝大部分采用相对值。由于我们的关注点在于 人均标准财政收入的估计系数上，因此对成本差异因素估计系数的显著性不予更多的考虑。另外， 为了观测人均标准财政收入估计系数对是否控制成本差异因素的敏感性，我们将同时给出控制与 不控制成本差异因素的回归结果。 在显示转移支付资金和财力之间相关关系的实证结果之前，首先简单观察一下均衡性转移支 付资金的规模和时间趋势。就得到转移支付资金的省份，表 1 给出了 1999—2009 年人均均衡性转 移支付资金的均值、最小值、最大值和变异系数，以及资金总额和转移支付系数。 表 1 均衡性转移支付资金的基本统计量 年份 省个数 * (1) 人均值 均值 (元) (2) 指数 (上年 = 100) (3) 最小值 (元) (4) 最大值 (元) (5) 变异 系数 (6) 总额 (亿元) (7) 转移支付 系数(%) (8) 1999 22 8. 8 － 0. 8 103. 9 1. 259 75. 3 8. 4 2000 22 10. 1 114. 8 0. 9 116. 0 1. 195 85. 5 9. 7 2001 25 13. 4 132. 7 0. 2 172. 6 1. 125 138. 2 10. 8 2002 25 26. 9 200. 7 1. 1 255. 4 0. 859 279. 0 20. 8 2003 25 36. 5 135. 7 1. 5 396. 3 0. 872 380. 3 21. 6 2004 25 71. 2 195. 1 14. 9 704. 7 0. 822 745. 0 35. 5 2005 25 109. 4 153. 7 15. 4 1，002. 2 0. 769 1，120. 2 47. 3 2006 25 148. 8 136. 0 38. 1 1，381. 1 0. 756 1，529. 9 56. 7 2007 25 242. 7 163. 1 66. 0 2，268. 3 0. 755 2，503. 8 81. 0 2008 25 338. 4 139. 4 91. 8 3，303. 1 0. 774 3，510. 5 71. 7 2009 25 376. 0 111. 1 100. 5 3，618. 6 0. 771 3，918. 0 71. 7 注:* 省个数为接受均衡性转移支付资金的个数，2000 年和此之前，北京、天津、上海、江苏、浙江、广东、辽宁、福建、山东等 9 省市未得到转移支付资金，其后减少到前 6 省市。 该表显示的均衡性转移支付资金的最大特征之一是其高速增长速度。④ 资金总额和人均值分 别由 1999 年的 75. 3 亿元和 8. 8 元增加到 2009 年的 3918. 0 亿元和 376. 0 元，后者分别是前者的 12 2012 年第 1 期 ① ② ③ ④ 有关标准财政收入的详细定义，参见李萍(2010)第 61 页。 这种计算方法适用于税收收入较大的税种，对于税收收入较小的税种，直接采用税收收入实际值。详见李萍(2010)61— 64 页。 参见马骏(1997)和 Shah (1994)。 以下讨论的增长速度没有考虑物价上涨的因素。 52 倍和 42. 7 倍。增长速度最快的是 2002 年，无论是总额还是人均值均比上年增加了一倍以上。 该年均衡性转移支付资金的快速增长源于这一年所得税分享改革。根据新的所得税分享，中 央政府在其分享份额增加同时，约定将改革增加的收入用于对地方主要是中西部地区的均衡性转 移支付上。这不仅使 2002 年当年的资金总额增长了一倍，同时使其后的增长速度超过了所得税分 享改革之前的增长速度(2009 年例外)。2008 年之后，由于金融危机的影响，资金总额的增长速度 明显放缓，2009 年较前一年仅增加了 11. 1%，是这段期间增长速度最慢的一年。转移支付系数 (当年中央可用于转移支付资金总量和按公式计算转移支付资金需求总量的比率)随着资金总额 的快速增长而显著上升，由 1999 年 8. 4%上升到 2009 年的 71. 7%。近年来转移支付系数的停滞 不前乃至于下降，主要是由于资金总额增长速度放慢导致的。省际人均均衡性转移支付资金的显 著差异是表 1 显示的另一特征。1999 年人均均衡性转移支付资金最少的省为 0. 8 元，最多的省为 103. 9 元，后者为前者的 136 倍，该倍数到 2009 年下降至 36 倍。人均均衡性转移支付资金的变异 系数在 1999 年为 1. 259，之后逐年下降，到 2009 年下降到 0. 771。 以下通过分析人均均衡性转移支付资金和人均标准财政收入之间的相关关系来考察资金分配 是否倾斜于财力较弱的省份，首先通过图形进行直观的考察，图 1 分不同样本组显示了二者的关 系。 图 1 均衡性转移支付资金和财力之间的相关关系 图 1-1 包括所有省份，该图最明显的特征是西藏的位置。西藏的人均标准财政收入值与北京 大致相同，①但是其接受的均衡性转移支付资金人均值为全国最高，比第二位的青海高出很多。是 否包括西藏，对转移支付和财政收入之间的相关关系将会产生显著的影响。包括西藏，二者倾向正 相关，不包括西藏，二者则倾向负相关。相关系数的计算结果证实了这一点，包括西藏时为 0. 307， 22 贾晓俊、岳希明:我国均衡性转移支付资金分配机制研究 ① 西藏的标准财政收入人均值高出北京并不是来源于本级财政收入，而是来自于转移支付。也就是说，在均衡性转移支付 资金之前，西藏接受的其他转移支付就足以使其财力与北京媲美。 不包括时为 0. 164。① 为了避免西藏对整个分析结果的影响，以下的回归分析均不包括西藏。图 1- 2 显示了除西藏之外的所有省份。从该图可以看出，上海、北京、天津等省份对转移支付资金和财 力之间关系起着决定性作用，这些省因人均标准财政收入超过标准财政支出而未能得到均衡性转 移支付资金，除这三个直辖市外，还有江苏、浙江和广东三省。观察图 1-2 的直观感觉是，如果包括 未接受转移支付的 6 省市，人均均衡性转移支付资金和人均标准财政收入倾向于负相关，如果不包 括的话，则倾向于正相关。为了更直观地观察去掉 6 省市之后的相关关系，图 1-3 仅仅描绘了接受 转移支付资金省份(也就是去掉了未得到转移支付资金 6 省市之外的所有省份，当然西藏仍然不 包括在内)的分布图。从该图不难看出，人均均衡性转移支付资金和人均标准财政收入之间存在 明显正相关，尽管相关关系可能不是线性的。 从图形得到的相关关系虽然具有直观的优点，但是缺少严密性，其统计上的显著性，需要进一 步验证。以下通过回归分析来验证二者之间相关关系及其显著性。为此可供使用的回归分析手法 有几种，首先是使用最小二乘法(OLS)的分年回归。由于均衡性转移支付资金的分配是每一年独 立进行的，因此通过分年回归，不仅可能考察每一年的资金分配是否倾斜于财力较低的省份，同时 可以观察资金分配的时间变化。表 2 给出了所有省份(西藏除外)为样本的回归结果，回归结果是 按未控制成本差异和控制成本差异两种给出的。② 由于篇幅的限制以及我们的关注点在于资金分 配的倾斜性上，我们省略了除人均标准财政收入之外的所有变量。③ 从表 2 可知，在未控制成本差 异时，人均标准财政收入估计系数为负，而且在 2004 年之后均达到了统计上的显著水平，估计系数 的绝对值逐年上升，资金分配对财力较低省份的倾斜度越来越强。在控制了成本差异之后，人 均标准财政收入估计系数变为正数，但与统计上的显著程度相差甚远。控制成本差异之后的 R2 高 达 0. 5 左右，说明回归时考虑的因素可以解释省际人均均衡性转移支付资金差异的一半。 表 2 人均均衡性转移支付资金对人均标准财政收入回归 ———除西藏之外所有省份:OLS 回归 年份 未控制成本 控制成本 估计系数 t 值 R2 估计系数 t 值 R2 2000 － 0. 0020 (1. 25) － 0. 025 0. 0072 (0. 65) 0. 386 2001 － 0. 0025 (1. 00) － 0. 026 0. 0022 (0. 12) 0. 399 2002 － 0. 0045 (1. 18) － 0. 016 0. 0168 (0. 81) 0. 518 2003 － 0. 0060 (1. 50) － 0. 008 0. 0335 (1. 42) 0. 517 2004 － 0. 0129 (2. 40)＊＊ 0. 014 0. 0269 (0. 91) 0. 411 2005 － 0. 0176 (2. 80)＊＊＊ 0. 034 0. 014 (0. 33) 0. 438 2006 － 0. 0193 (2. 91)＊＊＊ 0. 020 0. 1015 (1. 72) 0. 547 2007 － 0. 0319 (3. 31)＊＊＊ 0. 035 0. 0149 (0. 17) 0. 548 2008 － 0. 0352 (3. 38)＊＊＊ 0. 033 0. 0335 (0. 41) 0. 509 2009 － 0. 0311 (3. 27)＊＊＊ 0. 025 0. 0311 (0. 53) 0. 544 从被说明变量的数据性质来看，Tobit 模型更合适。原因是某些省市由于标准财政收入超出标 准财政支出而未得到转移支付资金(同时也不需要把超出部分上缴中央) ，因此被说明变量在 0 发 32 2012 年第 1 期 ① ② ③ 如果把人均均衡性转移支付资金对人均标准财政收入回归的话，包括西藏时的估计系数达到了统计上 10%显著水平，不 包括西藏时统计上不显著。 本文所有计算(包括图的绘制) ，均使用各省人口总数进行了加权。 对于本文提到但没有显示或者没有完全显示的回归结果和其他计算结果，可向作者索取。 生截取。为了检验上述 OLS 结果的稳健性，我们使用 Tobit 进行了估计，估计结果和 OLS 的回归结 果基本一致。① 观察图 1 可知，以所有省份为样本观察到的转移支付资金和财力之间的负相关，主要源于几个 财力较强的省市没有得到转移支付资金，如果不考虑这些省份，从图中观察到的相关关系可能为 正。为了验证这一点，我们仅仅以接受均衡性转移支付资金的省市为样本(西藏仍然除外)进行了 回归，结果显示在表 3 中。在不控制成本的情况下，人均均衡性转移支付资金的估计系数均为正， 虽然除 2000 年及 2003 年外未达到统计上的显著水平，但是与 10%统计显著水平十分接近。控制 了成本因素之后，估计系数有正有负，在统计上均未达到显著水平。由此我们可以说，在得到转移 支付资金的省市之间，资金的分配不仅没有向财力较弱地区倾斜，相反财力较强地区却得到了更多 的转移支付资金。 表 3 人均均衡性转移支付资金对人均标准财政收入回归 ———除西藏之外得到转移支付资金的所有省份:OLS 回归 年份 未控制成本 控制成本 估计系数 t 值 R2 估计系数 t 值 R2 2000 0. 0285 (1. 84)* 0. 211 － 0. 0555 (1. 26) 0. 493 2001 0. 0189 (1. 23) 0. 070 0. 0068 (0. 20) 0. 13 2002 0. 0276 (1. 47) 0. 134 － 0. 0141 (0. 25) 0. 165 2003 0. 0361 (1. 72)* 0. 163 0. 0975 (1. 58) 0. 146 2004 0. 0564 (1. 62) 0. 119 － 0. 1298 (0. 46) － 0. 066 2005 0. 0607 (1. 58) 0. 091 0. 1546 (0. 71) 0. 032 2006 0. 0765 (1. 69) 0. 108 0. 0826 (0. 36) 0. 105 2007 0. 0826 (1. 34) 0. 043 － 0. 1183 (0. 82) 0. 277 2008 0. 1010 (1. 41) 0. 051 － 0. 0346 (0. 29) 0. 249 2009 0. 0975 (1. 53) 0. 069 0. 0121 (0. 09) 0. 328 以上 OLS 以及 Tobit 分年份回归结果，在统计上可能受到许多因素的影响，进而导致估计系数 可能存在偏差，其中之一是由于遗漏变量(omitted variable)导致的内生性问题。遗漏变量是由于无 法观测而不能纳入回归估计的变量。当某种无法观测的因素在影响人均均衡性转移支付资金(被 解释变量)的同时，又与人均标准财政收入(解释变量)保持较强相关关系时，人均标准财政收入则 产生内生性，其估计值是有偏的，偏差的方向取决于省略变量与人均均衡性转移支付资金以及人均 标准财政收入的相关关系。② 解决遗漏变量问题的办法之一是收集尽可能多的信息，使遗漏变量 不再遗漏，但是这在任何时候都是不可能的，因此需要在计量方法上考虑如何消除省略变量的影 响。面板数据的固定效应模型(fixed effects model)在解决由不随时间变化(time-invariant)的遗漏 变量导致的内生性上起着决定性作用。③ 使用固定效应模型的估计结果显示在表 4 中。 42 贾晓俊、岳希明:我国均衡性转移支付资金分配机制研究 ① ② ③ 详见贾晓俊、岳希明(2010)。 详见 Wooldridge (2009)第 91 页。 除固定效应模型外，随机效应模型(random effects model)也是最常用的面板数据模型。本文对此不考虑，原因有二个:其 一，该模型假定省略变量与其他所有说明变量不相关，根据 Housman 检验结果，这一假说为我们数据所拒绝;其二，该模型假定面 板数据中横截面样本(个人、企业、地区、国家等)是从大样本中随机抽选出来的。这一点不适合本文的数据。本文的省样本包括 了所有省份，而不是某个大样本的随机子样本。 表 4 人均均衡性转移支付和人均标准收入之间的关系 ———固定效应模型估计 所有省份 得到转移支付资金省份 (1) (2) (3) (4) 人均标准收入 － 0. 0441＊＊＊ － 0. 0179 0. 0938 0. 120* (z 值) (－ 3. 260) (－ 1. 195) (1. 693) (1. 887) 是否控制成本差异因素 否 是 否 是 观测值数 300 300 234 234 R-squared 0. 615 0. 768 0. 763 0. 833 省数 30 30 24 24 注:西藏未包括在内;所有回归均包括了年份虚拟变量;括号中为稳健 t 值(Robust t-statistics) ，*、＊＊、＊＊＊分别表示在 10%、5%、 1%水平上显著。 首先观察以所有省份为样本的估计结果( (1)和(2)列)。如果不控制成本差异，人均标准财 政收入的估计系数为负，而且达到了统计上的显著水平;控制成本差异时，估计系数虽然保持负号， 但是不显著。这一结果和表 2 分年份回归结果基本一致。再看以得到转移支付资金的省市为样本 的估计结果(表 4 的(3)和(4)列)。控制成本差异与否，人均标准财政收入的估计系数均为正数， 不同的是在不控制成本差异时没有达到统计上的显著水平。这一估计结果与表 3 分年份 OLS 估 计结果大致相同，略有差异。表 3 显示，当不控制成本差异时，分年份估计系数均为正数，统计上虽 然在绝大多数年份不显著，但是十分接近 10%显著水平。控制成本差异之后，分年份估计结果有 正有负，但均未达到统计上的显著水平。与此不同，固定效应估计系数为正，且显著。 面板数据固定效应模型在解决由遗漏变量引起的内生性上发挥着重要的作用，但是仍然要求 解释变量与随时间变化的误差项之间在任何时点上不存在着相关关系。这一点用式子表示为:对 于时间点 t 和 s(t，s = 1，2，…，T)来说，E(xitμ is)= 0 都成立。这里的 xit为某一解释变量，μ is为随时 间变化的误差项。这种无相关关系通常叫做严格外生性(strictly exogenous)。如果严格外生性假 定得不到满足，固定效应模型估计值则是有偏的。至少在以下两种情况下，严格内生性假定无法成 立。第一种情况是说明变量包含被解释变量的滞后项，这种模型通常称为动态面板数据模型 (dynamic panel data model)。在说明变量包含了被说明变量的滞后项时，固定效应模型对变量变形 后，被说明变量滞后项与随时间变化误差项之间存在着相关关系。第二种情况是先决变量 (predetermined variable)和内生变量(endogenous variable)的存在。先决变量是指当期值受当期之 前(不包括当期)误差项 μ it影响的变量，也就是 E(xitμ is)≠0(s ＜ t)但 E(xitμ is)= 0(s≥ t)。和先决 变量不同的是，内生变量不但在当期之前，而且在当期也受误差项 μ it的影响，也就是 E(xitμ is)≠0 (s≤t)但 E(xitμ is)= 0(s ＞ t)。由于内生性的存在，相关变量估计系数是有偏的。就本文所探讨的 均衡性转移支付资金决定因素而言，我们并不担心由于均衡性转移支付资金滞后项所带来的内生 性问题。因为均衡性转移支付资金的分配是每一年独立进行的，某一地区当年得到多少均衡性转 移支付资金，并不受上年该地区转移支付资金多少的影响，而是完全由标准财政支出和标准财政收 入决定的。与其他省份相比，某一省份今年得到较多的转移支付资金，明年有可能也如此，但这主 要是由于地区间财力差异造成的，在资金分配上，并不存在上一年转移支付资金的多少决定下一年 资金量的机制。因此我们不把转移支付资金滞后项作为解释变量来考虑。在以上考虑的解释变量 中，人均标准财政收入和财政供养人口可能存在着内生性。如果得到转移支付资金的地区能够有 效地使用资金的话，今年得到的资金量可能会增加当年或其后的本级财政收入。当然，完全相反的 情况也可能存在。也就是说，很容易得到转移支付资金可能会增加地方政府对转移支付的依赖性， 52 2012 年第 1 期 降低地方政府组织自有财源的努力，因此降低标准财政收入中本级收入部分。同样，转移支付资金 的多少可能会影响财政供养人口的规模。较多的转移支付资金可能会降低地方政府控制公务员数 量的努力，甚至会增加公务员的数量。相反，较少的转移支付资金有助于地方公务员的减少。 在解决被解释变量滞后项作为解释变量时导致的内生性，以及其他先决变量和内生变量的内 生性问题上，Arellano ＆ Bond(1991)动态面板数据模型是通用的计量方法。Arellano-Bond 动态面 板模型本来是解释变量包含被解释变量滞后项时的计量方法，但在其他解释变量为先决变量 (predetermined variable)或内生变量时也是有效的。① 为了解决标准财政收入和财政供养人口的潜 在内生性问题，我们使用了 Arellano ＆ Bond(1991)动态面板数据模型进行了估计，估计结果显示 在表 5 中。该表的结果可以简单解释为:以所有省份为样本(西藏除外) ，均衡性转移支付资金人 均值与人均标准财政收入之间存在负相关，但仅就得到资金的省份而言，二者的相关关系则为正。 与表 4 面板数据固定效应模型估计结果相比，尽管估计系数大小有所差异，但是在估计系数的符号 和统计显著性上十分相似。 表 5 人均均衡性转移支付和人均标准收入之间的关系 ———Arellano-Bond 动态面板模型估计 所有省份 得到转移支付资金省份 (1) (2) (3) (4) (5) (6) 人均标准收入 － 0. 0325＊＊＊ － 0. 0378＊＊＊ － 0. 0049 0. 0212 0. 0303 0. 0730＊＊＊ (z 值) (－ 5. 231) (－ 4. 423) (－ 1. 249) (1. 457) (1. 040) (6. 515) 是否控制成本差异因素 否 是 是 否 是 是 是否假定有内生变量(a) 否 否 是 否 否 是 观测值数 300 300 300 234 234 234 省数 30 30 30 24 24 24 注:西藏未包括在内;解释变量中未包括被解释变量的滞后项;所有回归均包括了年份虚拟变量;*、＊＊、＊＊＊分别表示在 10%、 5%、1%水平上显著。 (a)指是否假定人均标准财政收入和总人口中财政供养人口比重是内生变量。 本节以上是对人均均衡性转移支付资金和人均标准财政收入之间相关关系的实证分析，分析 结果可以简单地总结为:就所有省份(除西藏外)来看，二者之间存在负的相关关系，也就是说财力 越低的省，得到的转移支付资金也越多，资金分配向财力较弱的省发生了倾斜。但是这一倾斜主要 由于 6 个财力最强省份没有得到转移支付资金带来的。单就得到转移支付资金的省份而言，转移 支付资金与财力水平之间呈现明显的正相关，也就是财力越强的省份，得到转移支付资金人均值也 越多，资金的分配向财力较强的地区发生了倾斜。 四、均衡性转移支付资金分配为何没有倾向财力较弱的省份? 上节的实证结果显示，就得到转移支付资金省份而言，资金分配并没有向财力较弱省份倾斜， 反而财力越强的省份，得到的转移支付资金越多。本节讨论资金分配没有倾斜于财力较弱省份的 原因。 标准财政收入指标可能是导致上述分析结果的原因之一。上节提到，财政部定义的标准财政 62 贾晓俊、岳希明:我国均衡性转移支付资金分配机制研究 ① 由于篇幅的限制，这里不能对 Arellano-Bond 动态面板模型进行详细介绍，有兴趣的读者可参照 Arellano ＆ Bond(1991)、 Roodman (2006)以及 Bond (2002)等。Forbes (2000)从应用的角度对面板数据固定效应模型和随机效应模型，以及动态面板数据 模型进行了通俗的解释。 收入包括两个部分:本级标准财政收入和中央对地方税收返还及补助(扣除地方上解)。具体计算 时，后者按上年实际数计算，前者分税种按全国平均有效税率乘以各省税基估算，而不是上年税收 收入实际数。由于财政部没有公开其每年估算的标准财政收入，本文只有将上年实际税收收入总 额作为本级标准财政收入使用。这一替代可能给估计结果带来偏差。① 庆幸的是，李萍(2006)提 供了由财政部估算的 2005 年分省标准财政收入数据，②使用该数据我们进行了回归分析，除了估 计系数的大小略有差异之外，系数的符号和统计上的显著程度没有发生任何变化。由此可见，关于 资金分配向财力较强省份倾斜的结论并不是由标准财政收入定义的差异引起的。 那么又是哪些因素导致了资金分配向财力较强省份的倾斜呢?仔细阅读由财政部每年公布的 有关均衡性转移支付办法不难发现，财政供养人口是均衡性转移支付资金分配的最重要决定因素。 “维持机构正常运转和保障公务员工资正常发放”③是均衡性转移支付的首要任务，这一点在过渡 期转移支付初期尤其如此。财政供养人口仅仅是各地区总人口的一部分，在其他因素一定的条件 下，按财政供养人口分配资金，最终导致转移支付资金的人均值和人均标准财政收入之间的相关关 系依赖于各地区总人口中财政供养人口比重与人均标准财政收入之间的相关关系。这一点从下列 关系式中看的十分清楚: Gi Pi ≡ P1 i P i * Gi P1 i (7) 式中的 i 代表地区，G、P 和 P1 分别表示均衡性转移支付资金、总人口和财政供养人口。该式为恒 等式，意思是地区 i 的人均均衡性转移支付资金等于总人口中财政供养人口比重(P1 i / P i)与财政供 养人口人均均衡性转移支付资金(Gi /P1 i)的乘积。在财政供养人口人均转移支付资金给定的条件 下，人均转移支付资金完全取决于财政供养人口占总人口比重。不仅如此，不同地区间人均转移支 付资金与人均标准财政收入的相关关系，也完全依赖于总人口中财政供养人口的比重与人均标准 财政收入之间的相关关系。如果人均标准财政收入越高的省份，财政供养人口比重也越高的话 (二者之间正相关) ，主要依据财政供养人口的转移资金分配机制将导致人均均衡性转移支付资金 与人均标准财政收入之间产生正相关。现实中，财政供养人口比重和人均标准财政收入之间是否 存在显著的正相关呢?为此我们以人均标准财政收入为横轴，以财政供养人口比重为纵轴，分年绘 制了二者的分布图。由于每年结果十分相似，在此我们仅仅给出 2005 年结果。结果显示在图 2 中。 以所有省份(包括西藏)为样本的图 2-1 显示，二者之间存在明显正相关，尽管不是线性的。如 果仅就得到转移支付资金的省份来看，二者之间的正相关更加显著(图 2-2)。为了更加准确地测 量财政供养人口比重与人均标准财政收入之间的相关关系，我们把前者对后者进行了回归。结果 显示，以所有省份为样本时(是否包括西藏都一样) ，回归系数无一例外地为正数，除 2007—2009 年三年之外，统计上均达到了 1%的显著水平。以得到转移支付资金省份为样本，回归系数不仅每 年为正，而且都达到了 1%的统计显著水平。调整后的 R2 在 1999 年高达 0. 648，之后虽然逐年下 降，但到 2009 年仍为 0. 379。 均衡性转移支付向财力较强省份倾斜的资金分配方式，与少数民族省份有着不可分割的联系。 这一点可以通过比较图 1 中转移支付与财力之间的相关关系，以及图 2 中财政供养人口比重与财 72 2012 年第 1 期 ① ② ③ 如果人均本级财政收入(实际税收收入总额)较低省份的税收努力程度较高，本文使用的指标会高估这些地区的标准财 政收入。相反，如果财力较高省份的税收努力程度较低的话，本文则低估了这些地区的标准财政收入。在这种情况下，即使财政 部估算的人均标准财政收入与人均均衡性转移支付资金之间存在负相关，本文使用的标准财政收入也会使二者产生正相关。 有关数据参见李萍 (2006)第 72 页。 参见财政部历年关于均衡性转移支付办法。 图 2 财政供养人口占总人口比重与人均标准财政收入之间相关关系 力之间相关关系得到确认。图 1-3 以人均均衡性转移支付资金为纵轴，人均标准财政收入为横轴， 描绘了得到转移支付资金省份的分配图。如上一节所述，二者之间存在明显的正相关。这里值得 注意的是，图中位于右上角的省份，基本是少数民族省份，如青海、宁夏、新疆和内蒙古等。与其他 非少数民族省份相比，这些少数民族省份虽然财力已经很强，但是仍然得到了较多的均衡性转移支 付资金。之所以如此，原因之一是这些省份总人口中财政供养人口的比重较高(见图 2-2) ，以财政 供养人口为主要因素的均衡性转移支付资金的分配方式，最终导致这些省份在财力较强的情况下 再次得到较多的转移支付资金。财政供养人口比重较高绝不是少数民族省份得到较多转移支付资 金的唯一原因，资金分配时对这些省份的特殊考虑也是重要因素之一。均衡性转移支付资金分配 予以少数民族省份特殊考虑的方式随时间有所变化。① 2001 年之前的“过渡期转移支付”期间，均 衡性转移支付资金分为两部分，一个是客观因素转移支付补助，另一个是政策性转移支付补助，而 后者则是专门针对少数民族地区的转移支付补助。也就是说，少数民族地区除了和其他省份平等 地参与客观因素转移支付补助的分享之外，另外还可以得到政策性转移支付补助。2002 年所得税 分享改革之后，对少数民族地区的特殊考虑则是通过提高这些地区转移支付系数实现的，在同等条 件下，少数民族省份转移支付系数的提高使这些地区得到较其他地区更多的转移支付资金。 综上所述，无论是财政供养人口因素，还是对少数民族区的特殊考虑，都是这些地区人均标准 财政收入较多的情况下得到了更多的均衡性转移支付补助，②这是均衡性转移资金分配向财力较 强省份倾斜的最重要原因。 五、结 论 在目前政府间财政关系的框架下，财力均等化转移支付是公共服务均等化的前提条件，是落后 地区提供基本公共服务的资金保障。均等化转移支付是按照一般公式分配资金的，一般公式要求， 82 贾晓俊、岳希明:我国均衡性转移支付资金分配机制研究 ① ② 参见财政部历年关于均衡性转移支付办法。 少数民族地区人均本级财政收入较高，主要源于在均衡性转移支付资金分配之前已经得到较多的转移支付补助，而不是 由于其本级财政收入较高造成的。 在考虑各地区成本差异的基础之上，人均标准财政收入越低的地区，得到的人均均衡性转移支付资 金应当越多。也就是说，资金的分配应当向财力较弱地区倾斜。本文通过均等化转移支付一般公 式的推导和解释，首先明确了隐含在一般公式中的公共服务均等化理念以及资金分配原则。其后， 根据一般公式的资金分配原则，本文探讨我国均衡性转移支付资金的分配。均衡性转移支付是我 国一般性转移支付中唯一按财力均等化转移支付一般公式分配资金的转移支付方式。由于其资金 分配方式的规范性、透明性和客观性，一直被认为问题最少、财力均等化程度最强的转移支付方式。 但是事实并非如此。本文的分析显示，就所有省份而言，财力越低的省，得到更多转移支付资金，也 就是说资金分配向财力较弱的省发生了倾斜。但是这一倾斜主要由于北京、上海等 6 个财力最强 省市没有得到转移支付资金带来的。仅就得到转移支付资金的省份而言，转移支付资金与财力水 平之间呈现明显的正相关，也就是财力越强的省份，得到转移支付资金人均值也越多，资金的分配 向财力较强的地区发生了倾斜。这种资金分配结果主要源于以财政供养人口为主的资金分配方 式。财力较强的省份，总人口中财政供养人口比重较高，以财政供养人口为主的资金分配方式最终 导致资金向财力较强的省份倾斜。资金分配过程中对少数民族地区的优待也是转移支付资金向财 力较强省份发生倾斜的另一重要原因。 参考文献 贾俊雪、郭庆旺、高立，2010:《中央财政转移支付、奖励效应与地区间财政支出竞争》，《财贸经济》第 11 期。 贾晓俊，2009:《政府间转移支付制度横向均衡效应研究》，《经济学动态》第 3 期。 贾晓俊、岳希明，2010:《现实与理念的背离———关于我国均衡性转移支付资金分配机制的研究》，工作论文。 李萍主编，2006:《中国政府间财政关系图解》，中国财政经济出版社。 李萍主编，2010:《财政体制简明图解》，中国财政经济出版社。 马骏，1997:《中央向地方的财政转移支付———一个均等化公式和模拟结果》，《经济研究》第 3 期。 尹恒、康琳琳、王丽