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現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付制度的激勵(lì)效應(yīng)評(píng)估
5.1均衡性轉(zhuǎn)移支付制度與地方政府財(cái)政收入行為我國(guó)分稅制財(cái)政體制對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著非常重要的激勵(lì)作用,然而,財(cái)政分權(quán)下的財(cái)力與事權(quán)不匹配引起的利益紛爭(zhēng)也使得地方政府間的財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)愈演愈烈,地區(qū)間扭曲的稅收競(jìng)爭(zhēng)、膨脹的政府規(guī)模以及不合理的政府行為都會(huì)影響整個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)走向甚至社會(huì)秩序,在此背景下,轉(zhuǎn)移支付制度擔(dān)負(fù)起解決外部性和公平的收入分配、維持有效的稅收體系、彌補(bǔ)地方政府財(cái)力不足等方面的重要責(zé)任。這是由于中央轉(zhuǎn)移支付是地方政府財(cái)政收入的重要組成部分,伴隨著規(guī)模的不斷擴(kuò)大,從1995年到2014年,均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政收入的比重不斷增大,2014年達(dá)到14.24%,是1995年的20倍多(見(jiàn)表5-1、圖5-1),因此,均衡性轉(zhuǎn)移支付制度在很大程度上影響著地方政府的收入行為。這是因?yàn)椋弘m然我國(guó)的稅收立法權(quán)是高度統(tǒng)一的,稅種開(kāi)征和稅率設(shè)定都由中央政府決定,但在以經(jīng)濟(jì)發(fā)展為政治考核目標(biāo)的機(jī)制下,地方政府為爭(zhēng)奪稅基往往采用稅收優(yōu)惠政策來(lái)降低實(shí)際稅率,從而使得地方政府間形成“只競(jìng)爭(zhēng),不合作”的不良關(guān)系,同時(shí)稅收征管存在征管效率問(wèn)題,使得地方企業(yè)所承擔(dān)的實(shí)際稅率與法定稅率可能不一致(劉怡等,2015),因此,均衡性轉(zhuǎn)移支付可能帶來(lái)效率的損失。表5-11995~1998年和2002~2014年均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政收入比重統(tǒng)計(jì)年份均衡性轉(zhuǎn)移支付(億元)地方財(cái)政收入(億元)地方稅收收入(億元)地方稅收收入占地方財(cái)政收入比重(%)均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政收入比重(%)199520.70
2985.58
2832.7794.870.69199634.653746.923448.9992.050.92199750.214424.224002.0490.461.13199860.544983.954438.4589.051.212002279.048515.007406.1686.983.282003380.329849.988413.2785.413.862004745.0311893.379999.5984.086.262005997.5715100.7612726.7384.286.6120061011.7518303.5815228.2183.205.5320072302.1123572.6219252.1281.679.7720083510.5128649.7923255.1181.1712.2520093918.0032602.5926157.4380.2312.0220104759.7940613.0432701.4980.5211.7220117487.6752547.1141106.7478.2314.2520128582.6261078.2947319.0877.4714.0520139812.0169011.1653890.8878.0914.22201410803.8175876.5859139.9177.9414.24表5-11995~1998年和2002~2014年均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政收入比重統(tǒng)計(jì)圖5-11995~1998年和2002~2014年均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財(cái)政收入比重本章關(guān)注均衡性轉(zhuǎn)移支付—地方征稅努力—地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)這樣一條傳導(dǎo)機(jī)制;一方面政府間轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方征稅努力影響顯著;另一方面征稅努力的確對(duì)稅收收入產(chǎn)生重要效應(yīng)。需要說(shuō)明的是,本章的征稅努力是廣義的,參照湯玉剛和范程浩(2010)的觀點(diǎn),“征稅努力”或者“征管效率”不僅僅指技術(shù)層面的稅務(wù)管理效率和主觀征稅努力程度,還包括地方政府為吸引稅基或外部資本出臺(tái)的各種稅收優(yōu)惠和返還政策而引起的實(shí)際稅率的內(nèi)生變動(dòng)。也就是說(shuō),分稅制的契約性質(zhì)對(duì)地方政府具有重要的激勵(lì)效應(yīng)(呂冰洋、郭慶旺,2011),因此,地方收入行為主要表現(xiàn)為征稅努力,可從兩個(gè)方面來(lái)看:一是在既定稅收能力下,提高稅收征管效率從而增加地方政府的自有收入;二是同一級(jí)別不同地區(qū)之間政府通過(guò)降低納稅人所承擔(dān)的實(shí)際稅負(fù)來(lái)吸引外資的流入而展開(kāi)的稅收競(jìng)爭(zhēng)。本章通過(guò)以上兩個(gè)方面來(lái)評(píng)估均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的財(cái)政收入行為的激勵(lì)效應(yīng)。5.1.1理論模型為了揭示均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)我國(guó)地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)的影響效應(yīng),我們借鑒Koethenbuerger(2002)、Bucovetsky和Smart(2006)的模型。設(shè)地區(qū)i和j為相鄰地區(qū),i地區(qū)稅基為B,稅率為t,令地區(qū)i的稅基是稅率的線性函數(shù):其中,參數(shù)B和a>c≥0,若c>0,即相鄰地區(qū)間存在稅收競(jìng)爭(zhēng)行為,則會(huì)引起地區(qū)間財(cái)政外部性,式(5-1)表明一個(gè)地區(qū)的稅率提高會(huì)引起相鄰地區(qū)稅基的提高。我國(guó)幅員遼闊,省級(jí)以下政府之間財(cái)政能力存在很大差異,而均衡性轉(zhuǎn)移支付制度是對(duì)地區(qū)財(cái)政收入的再調(diào)整,是一種財(cái)政資金轉(zhuǎn)移的財(cái)政平衡制度,設(shè)每個(gè)地區(qū)接受來(lái)自中央政府的均衡性轉(zhuǎn)移支付用于彌補(bǔ)地區(qū)之間稅基的差異,地區(qū)i的轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模為:其中,N代表地區(qū)財(cái)政需求,α為轉(zhuǎn)移支付的邊際貢獻(xiàn)率,即稅基增加在多大程度上減少了本地所接受的轉(zhuǎn)移支付。地區(qū)j的變量類(lèi)似定義,我們?cè)试Sα,代表不同地區(qū)在一個(gè)非線性均衡方案下的不同可能性。設(shè)其他參數(shù)及相鄰地區(qū)的稅率已給定,地方政府追求本地稅收收入和均衡性轉(zhuǎn)移支付最大化,在這個(gè)模型中,最優(yōu)稅率t使得:max(t),即:max[t],且其一階充分必要條件是:即:一階條件定義了地區(qū)i的最優(yōu)稅率,它是相鄰地區(qū)的稅率和本地區(qū)轉(zhuǎn)移支付邊際貢獻(xiàn)率的函數(shù),即,式(5-1)和式(5-3)表明隨著地區(qū)i的邊際貢獻(xiàn)率α的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)。在下面的實(shí)證分析中,我們研究在我國(guó)均衡性轉(zhuǎn)移支付制度下,地方政府根據(jù)本地資源及經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不同特點(diǎn),相應(yīng)地制定稅收優(yōu)惠政策,采取不同的稅收博弈策略,也就是考察均衡性轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)地方政府的稅收競(jìng)爭(zhēng)行為的影響。不考慮稅率反應(yīng)函數(shù)中的結(jié)構(gòu)作用,我們找到地區(qū)的納什均衡稅率來(lái)作為反應(yīng)函數(shù)的固定點(diǎn)。這個(gè)可以看作稅率和邊際貢獻(xiàn)率之間的關(guān)系:。根據(jù)一階條件,可得:α>c≥0保證了唯一的納什均衡的存在性。我們的實(shí)證分析采用雙重差分來(lái)找出均衡時(shí)地區(qū)的稅率在相對(duì)邊際貢獻(xiàn)率變化時(shí)做出的反應(yīng):總結(jié)以上理論模型,本書(shū)得出如下三個(gè)命題。(1)地區(qū)i的稅率會(huì)受中央對(duì)本地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付及相鄰地區(qū)j的稅率的影響。(2)中央對(duì)本地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)本地區(qū)稅率產(chǎn)生正向的影響。(3)中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付會(huì)加劇地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)。5.1.2計(jì)量模型的構(gòu)建與分析方法5.1.2.1計(jì)量模型的構(gòu)建本部分主要考察我國(guó)中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方收入行為的影響,采用全國(guó)縣域面板數(shù)據(jù),在回歸分析中,我們所關(guān)注的被解釋變量是衡量稅收競(jìng)爭(zhēng)的指標(biāo),即地區(qū)間在宏觀稅負(fù)水平的空間策略性互動(dòng)。已有文獻(xiàn)對(duì)這方面的研究有些大方向上的結(jié)論,但都沒(méi)有對(duì)均衡性轉(zhuǎn)移支付制度進(jìn)行專(zhuān)門(mén)和深入的研究與探討,也沒(méi)有對(duì)這個(gè)影響傳導(dǎo)機(jī)制做深刻的剖析。本書(shū)的主要研究目的是,在我國(guó)中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付的刺激下,地方會(huì)不會(huì)采取稅收競(jìng)爭(zhēng)這種地方政府間策略互動(dòng)來(lái)提高本地的自有收入?還是會(huì)降低自身的財(cái)政努力從而減少本地自有收入?本部分基于動(dòng)態(tài)空間工具變量模型(dynamicspatialinstrumentalvariables),對(duì)2006~2009年中央均衡性轉(zhuǎn)移支付和地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于在地區(qū)間稅收策略互動(dòng)關(guān)系的問(wèn)題上,相鄰地區(qū)間稅收政策會(huì)相互影響,也就是說(shuō)實(shí)證模型存在雙向因果關(guān)系,這會(huì)導(dǎo)致稅率的反應(yīng)函數(shù)OLS估計(jì)不一致,因此,本部分實(shí)證估計(jì)的關(guān)鍵是選擇合適的方法處理這些較為明顯的內(nèi)生性問(wèn)題(Lyytikainen,2012)。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn),如果我們選擇合適的工具變量對(duì)相鄰地區(qū)的稅收政策變量處理內(nèi)生性問(wèn)題,就可以排除剩下的空間相關(guān)性是由空間誤差依賴(lài)所引起的,因此我們采取空間工具變量模型,以相鄰地區(qū)的有關(guān)變量的空間加權(quán)法來(lái)選取工具變量處理內(nèi)生性問(wèn)題。此外,由于在我國(guó)分稅制財(cái)政體制下,稅收收入具有典型的“基數(shù)”預(yù)算特征,地區(qū)的實(shí)際稅率具有明顯的動(dòng)態(tài)依賴(lài)性,因此在實(shí)證估計(jì)中就必須要考慮地區(qū)的實(shí)際稅率的動(dòng)態(tài)性。這樣一來(lái),本書(shū)的工具變量還包括被解釋變量地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù)率的滯后項(xiàng)。其中,在考察地區(qū)之間的稅收競(jìng)爭(zhēng)時(shí),τ是地區(qū)i在第t年該地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù)率,為了表示企業(yè)綜合稅負(fù)率變化的動(dòng)態(tài)依賴(lài)性,我們加入地區(qū)i滯后一期的企業(yè)綜合稅負(fù)率τ-1。X為以往文獻(xiàn)中常用的影響地區(qū)宏觀稅負(fù)的因素,在此作為控制變量。Tran表示中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模,以均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方一般預(yù)算收入的比值來(lái)衡量。w是反映i和j地區(qū)之間空間相互關(guān)系的空間權(quán)重矩陣,τ表示地區(qū)j在第t年的企業(yè)綜合稅負(fù)率,表示稅收的空間滯后變量,反映均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的影響。a為常數(shù)項(xiàng),b、c分別是控制變量X的系數(shù)向量,ρ0是反映相鄰地區(qū)間稅收策略互動(dòng)關(guān)系的系數(shù),ρ1是均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)影響的系數(shù)。e是地區(qū)i在時(shí)間段t內(nèi)的殘差項(xiàng),p是地區(qū)固定效應(yīng),t是時(shí)間固定效應(yīng)。ρ顯著為正、顯著為負(fù)或不顯著,則表示來(lái)自中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)相鄰地區(qū)的稅收競(jìng)爭(zhēng)在空間上存在顯著的正向、負(fù)向或不顯著的外溢效應(yīng)。此外,我們對(duì)滯后工具變量最多選擇二階滯后來(lái)控制它的數(shù)量。為了處理空間關(guān)系里的內(nèi)生性問(wèn)題,避免控制變量的弱外生性問(wèn)題對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響,我們采用各地區(qū)強(qiáng)外生性的經(jīng)濟(jì)社會(huì)變量,如人口密度、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等變量來(lái)作為控制變量,以相鄰地區(qū)稅率及交叉項(xiàng)的空間加權(quán)來(lái)作為工具變量(Caldeiral,2012;謝貞發(fā),2015)。采用一步穩(wěn)健的系統(tǒng)GMM方法對(duì)以下動(dòng)態(tài)空間工具變量動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)。5.1.2.2變量選取、數(shù)據(jù)說(shuō)明本書(shū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付(樣本期間稱(chēng)為“一般性轉(zhuǎn)移支付”)及經(jīng)濟(jì)社會(huì)變量的數(shù)據(jù)來(lái)源于《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》等,第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)縣(市)社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。截至目前,財(cái)政部只公開(kāi)了2009年之前縣級(jí)財(cái)政統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),故選取2006~2009年全國(guó)縣級(jí)面板統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。采用李永友(2015)“企業(yè)綜合稅負(fù)率”來(lái)刻畫(huà)縣級(jí)政府的稅收競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)。數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》,本書(shū)所用數(shù)據(jù)包括2006~2009年的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)。首先,在本書(shū)選取研究時(shí)期內(nèi)《中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)》的樣本中,考慮到某些省(區(qū)、市)自身的特殊性,如北京、上海、天津、重慶四個(gè)直轄市及西藏地區(qū)所轄縣的數(shù)據(jù)以及某些企業(yè)數(shù)據(jù)的質(zhì)量問(wèn)題,在原始樣本中對(duì)直轄市、西藏地區(qū)的企業(yè)樣本進(jìn)行了剔除,這是由于直轄市只包含兩級(jí)政府,不符合本書(shū)的研究條件;而西藏地區(qū)人口稀少、工業(yè)相對(duì)落后,在財(cái)政收入方面極其依賴(lài)中央的轉(zhuǎn)移支付,這樣必然會(huì)帶來(lái)明顯的政策異質(zhì)性,因而對(duì)其所轄地區(qū)的企業(yè)承擔(dān)的實(shí)際稅負(fù)產(chǎn)生影響,故需剔除當(dāng)?shù)仄髽I(yè)樣本。其次,對(duì)工業(yè)企業(yè)樣本中的異常數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選,如指標(biāo)數(shù)據(jù)有缺失,企業(yè)實(shí)際有效稅率小于0或者大于1,企業(yè)注冊(cè)資本、資產(chǎn)總額等為負(fù)值的樣本。最后,我們結(jié)合縣級(jí)統(tǒng)計(jì)年鑒提取涉及710個(gè)縣(市)的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本。此外,我們選用一組企業(yè)特征變量,主要包括資產(chǎn)總額、企業(yè)年限、工業(yè)企業(yè)外向化程度、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)流轉(zhuǎn)稅負(fù)等。這是因?yàn)?,參照已有的理論和?shí)證研究,我國(guó)稅法對(duì)新企業(yè)或者規(guī)模以上企業(yè)往往會(huì)有較多的所得稅優(yōu)惠或減免政策,所以我們控制企業(yè)年限,在模型中對(duì)企業(yè)年限變量采取了對(duì)數(shù)化處理,選取企業(yè)總資產(chǎn)來(lái)測(cè)度企業(yè)規(guī)模。參照李永友(2015)采用以縣城內(nèi)工業(yè)企業(yè)出口交貨值與銷(xiāo)售產(chǎn)值之比衡量工業(yè)企業(yè)外向化程度,采用主營(yíng)業(yè)務(wù)稅金及附加加上應(yīng)繳增值稅與主營(yíng)業(yè)務(wù)收入之比衡量規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)流轉(zhuǎn)稅負(fù)。此外,加入縣區(qū)人口密度、人均GDP、固定資產(chǎn)投資比(固定資產(chǎn)投資總額除以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值除以GDP)作為控制變量(見(jiàn)表5-2)。表5-2變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量定義觀測(cè)值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值τit地區(qū)i的宏觀稅率28400.05589690.02708540.00772500.2048750tranit地區(qū)i的均衡性轉(zhuǎn)移支付28400.43976650.39099890.00975863.6505920sale銷(xiāo)售產(chǎn)值28406.36699800.51294514.46677808.1457480age企業(yè)年限28405.57226100.93827823.18017509.1681250inv固定資產(chǎn)投資比28400.37336550.19173670.08812502.9247750industry產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)28400.22873470.11374370.01402500.9040500rjgdp人均GDP28404.10250200.23958713.49951105.0851880den人口密度28400.04101940.02569630.00050000.1474250表5-2變量的描述性統(tǒng)計(jì)對(duì)于空間權(quán)重指標(biāo)的選取。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于空間權(quán)重的設(shè)計(jì),由于樣本縣中存在沒(méi)有地理上接壤的縣(市、旗),在關(guān)于相鄰縣區(qū)位的確定中,為了避免產(chǎn)生估計(jì)中相鄰縣的稅率為0,我們定義“與i縣相鄰或者在地理上各個(gè)方向最近的縣”為相鄰縣,我們以已有研究中常用的地理距離的倒數(shù):w=1/d作為空間權(quán)重指標(biāo),其中,地理距離等于空間單位之間的球面距離,w反映不同地區(qū)的影響權(quán)重。5.1.2.3回歸結(jié)果表5-3報(bào)告了模型在空間權(quán)重指標(biāo)下的回歸結(jié)果。其中,。表5-3動(dòng)態(tài)空間工具變量模型的回歸結(jié)果解釋變量被解釋變量τit(1)(2)GMM1GMM2τit-11.0240***
(6.62)1.0292***
(6.72)tranit0.0009
(0.53)-0.0059
(-1.01)Wτ0.5182***
(4.08)0.4765***
(3.30)Wτ·tran—0.1179
(1.19)den0.8175
(1.33)0.8103
(1.31)age0.0014
(0.63)0.0014
(0.66)inv-0.0103*
(-1.66)-0.0105*
(-1.70)industry0.0834
(1.37)0.0820
(1.34)rjgdp0.0198
(0.93)0.0193
(0.92)sale0.0106**
(2.19)0.0105**
(2.18)Constant-0.2389**
(-2.34)-0.2337**
(-2.32)Observations14201420Numberofcounty710710注:(1)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著;(2)括號(hào)中數(shù)據(jù)為P值。表5-3動(dòng)態(tài)空間工具變量模型的回歸結(jié)果我們根據(jù)表5-3的回歸結(jié)果來(lái)分析本書(shū)所重點(diǎn)關(guān)注的幾個(gè)核心解釋變量的影響效應(yīng)。首先,從稅率的滯后一期τ-1的回歸結(jié)果來(lái)看,其在1%的置信水平上顯著,這表明我國(guó)地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù)率有非常明顯的動(dòng)態(tài)依賴(lài)性,也就是說(shuō),地區(qū)的前一年的稅負(fù)率顯著影響了當(dāng)年的稅負(fù)率。其次,從地理空間權(quán)重下的稅負(fù)率即變量Wτ的系數(shù)來(lái)看,它反映的是地區(qū)間的稅收策略互動(dòng)關(guān)系,系數(shù)為正,并且在1%的水平上顯著,這一結(jié)果表明,財(cái)政分權(quán)體制下以縣級(jí)企業(yè)綜合稅負(fù)表征的地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)仍然顯著存在,這與許多已有研究結(jié)論是一致的。再次,在地理空間權(quán)重下,中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付tran的系數(shù)為正,但回歸結(jié)果并不顯著,說(shuō)明中央對(duì)均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)本地區(qū)政府征收的企業(yè)綜合稅負(fù)水平的影響并不明確。最后,我們來(lái)看核心變量Wτ·tran,它反映的是均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的影響,其回歸結(jié)果也不顯著,這是由于:中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付很大程度上緩解了地方政府的財(cái)政壓力,使其沒(méi)有那么大的動(dòng)力來(lái)增加本地區(qū)的自有收入。也就是說(shuō),一方面,地方政府把均衡性轉(zhuǎn)移支付當(dāng)作征稅的替代,在一定程度上降低了地方政府的征稅努力,因此,從這方面來(lái)看,均衡性轉(zhuǎn)移支付會(huì)緩解地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng)。而另一方面,在以經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為主要考核內(nèi)容的地方官員晉升機(jī)制下,地方官員為積累政治聲譽(yù),必然想通過(guò)稅收競(jìng)爭(zhēng)來(lái)改善本地區(qū)的投資環(huán)境,從而帶來(lái)較多的資本流入,實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)(沈坤榮,2006)。另外,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的財(cái)力補(bǔ)充加劇了地方政府經(jīng)濟(jì)建設(shè)性支出偏好,由于“粘蠅紙效應(yīng)”,均衡性轉(zhuǎn)移支付帶來(lái)的地方公共部門(mén)支出的增長(zhǎng)要大于本地財(cái)政收入對(duì)支出的增長(zhǎng),因此地方政府為了滿足增加的公共支出就需要提高自身的財(cái)政努力(胡祖銓?zhuān)?013),從這方面看均衡性轉(zhuǎn)移支付會(huì)加劇地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng)。因此,從整體來(lái)看,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的影響并不顯著。這與以往研究中認(rèn)為均衡性轉(zhuǎn)移支付可以緩解地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)(李永友,2015)的結(jié)論有所不同。5.1.3空間杜賓模型檢驗(yàn)為了進(jìn)一步確定均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地區(qū)企業(yè)的綜合稅負(fù)的影響,考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的財(cái)政收入行為的激勵(lì)效應(yīng),本節(jié)采用空間杜賓模型來(lái)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。5.1.3.1模型的建立由上文分析可知各地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù)率存在空間相互關(guān)系,所以如果采用傳統(tǒng)的如混合OLS、FE和RE等面板估計(jì)方法,可能會(huì)產(chǎn)生有偏的或無(wú)效的估計(jì)結(jié)果?;诖耍瑸榱诉M(jìn)一步明確均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府收入行為的影響,本部分采用空間杜賓模型(SDM)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。這是因?yàn)椋菏紫?,與傳統(tǒng)面板模型相比,空間杜賓模型能夠處理空間自相關(guān)性和不均勻性;其次,空間杜賓模型(SDM)嵌套了干擾項(xiàng)和因變量的空間依賴(lài),這樣可以避免像空間滯后模型(SAR)和空間誤差模型(SEM)那樣忽略誤差項(xiàng)和因變量的空間依賴(lài),從而保證估計(jì)的無(wú)偏性;最后,空間杜賓模型可以使用馬爾科夫鏈蒙特卡洛方法,基于參數(shù)的后驗(yàn)分布,對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì),這樣大大降低了對(duì)樣本量的要求(楊子榮,2015)??臻g杜賓模型方程形式如下:方程中,Wy是被解釋變量y的空間滯后項(xiàng),WX是解釋變量的空間滯后項(xiàng),?為常數(shù)項(xiàng)的向量,ε為殘差項(xiàng),ε~N(0,σ)。因此,本部分將影響地區(qū)的綜合稅負(fù)的因素引入空間杜賓模型,具體模型如下:其中,τ為地區(qū)i的企業(yè)綜合稅負(fù)率,tran為中央給地區(qū)i的均衡性轉(zhuǎn)移支付,sca為企業(yè)規(guī)模,age為企業(yè)年限,den為地區(qū)人口密度,sale為人均產(chǎn)值,變量的解釋意義與上部分相同,此處不再贅述。在實(shí)證方程中,采用直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng),來(lái)反映各個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的影響,這與傳統(tǒng)的面板回歸中采用回歸系數(shù)(β)來(lái)反映的方法不同。式(5-9)可以轉(zhuǎn)化為如下形式:其中,為了對(duì)矩陣S進(jìn)一步分解顯示其作用,在方程中把S中的第i行j列元素表示為S,同樣的,把矩陣V(W)中的第i行表示為V(W),那么式(5-11)可轉(zhuǎn)化為:從式(5-11)中可以得出:可以將x第i個(gè)觀測(cè)值的變化對(duì)被解釋變量y的影響表示為:,那么,矩陣S中對(duì)角線元素的平均值為x對(duì)本地區(qū)y造成的平均影響,稱(chēng)之為x對(duì)被解釋變量y的平均直接效應(yīng),記為:類(lèi)似的,矩陣S中所有元素的平均值為x對(duì)本地區(qū)和其他地區(qū)的被解釋變量y的平均影響,稱(chēng)之為x對(duì)被解釋變量y的平均總效應(yīng),記為:矩陣S中所有非對(duì)角線元素的平均值為x對(duì)其他地區(qū)的被解釋變量y的平均總影響,稱(chēng)之為x對(duì)被解釋變量y的平均間接效應(yīng),用平均總效應(yīng)與平均直接效應(yīng)之差來(lái)表示:5.1.3.2實(shí)證結(jié)果與分析由上文分析可知,本書(shū)所研究的地區(qū)企業(yè)綜合稅負(fù)率存在空間上的自相關(guān)性,因此選取m=5鄰接空間加權(quán)矩陣,使用馬爾科夫鏈蒙特卡洛方法,基于2006~2009年的數(shù)據(jù),采用空間杜賓模型對(duì)均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)5000次模擬運(yùn)算,得到結(jié)果如表5-4所示。表5-4變量的方差分析變量異方差同方差CoefficientStdDeviationCoefficientStdDeviationtranit-0.0002260.000888-0.0013120.001236scait0.0054970.0009540.0038500.001135ageit0.0000880.0009200.0018890.001103denit-0.0481520.051586-0.0640960.070116saleit0.0062630.0037210.0098340.004731Wtranit-0.0040420.001317-0.0051760.001825Wscait-0.0056380.001482-0.0039910.001899Wageit-0.0004670.001485-0.0033240.001914Wdenit0.0186710.0558210.0120500.076491Wsaleit-0.0065220.004685-0.0100370.006011截距0.0246190.0099270.0355160.013148rho0.6503460.0154690.6557600.016335表5-4變量的方差分析表5-5中的直接效應(yīng)表示均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負(fù)的直接影響,間接效應(yīng)表示均衡性轉(zhuǎn)移支付通過(guò)空間交互作用對(duì)相鄰地區(qū)企業(yè)的綜合稅負(fù)的影響。從表5-5中的結(jié)果可以看出,均衡性轉(zhuǎn)移支付的回歸結(jié)果在同方差、異方差兩種估計(jì)中的直接效應(yīng)都不顯著,但間接效應(yīng)都在5%以上的顯著性水平上顯著,這使得總效應(yīng)也是顯著的,并且系數(shù)都為負(fù)。這說(shuō)明:均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負(fù)影響不顯著,這與前一部分動(dòng)態(tài)空間工具動(dòng)態(tài)面板模型的結(jié)果一致,但通過(guò)空間交互作用,會(huì)降低相鄰地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù),也就是說(shuō)均衡性轉(zhuǎn)移支付會(huì)加劇地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng)。表5-5空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果變量異方差同方差直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)直接效應(yīng)間接效應(yīng)總效應(yīng)tranit-0.000978
-0.011251***-0.012229**-0.002427
-0.016466**-0.018893**scait0.005128***-0.005530***-0.0004030.003579***-0.003993**-0.000414ageit0.000014-0.001104**-0.0010900.001504**-0.005682-0.004178denit-0.050432-0.034058-0.084490-0.069646-0.081883-0.151529saleit0.005825-0.006558**-0.0007330.009173**-0.009767*-0.000595
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。表5-5空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果我們通過(guò)均衡性轉(zhuǎn)移支付的稅率效應(yīng)和稅基效應(yīng)(Dahlby&Warren,2003)分析得出其對(duì)本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負(fù)影響不顯著。我國(guó)中央政府每年的均衡性轉(zhuǎn)移支付總規(guī)模在既定的情況下,通過(guò)核定地方標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收支差額來(lái)對(duì)各個(gè)地方政府進(jìn)行分配,其中標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入等于稅基乘以實(shí)際平均有效稅率。中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金很大程度上緩解了地方政府的財(cái)政壓力,地方政府往往會(huì)把均衡性轉(zhuǎn)移支付當(dāng)作征稅的替代,通過(guò)放松稅收征管力度,降低實(shí)際有效稅率,使得該地區(qū)的標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入降低。由上節(jié)的動(dòng)態(tài)空間工具變量模型的結(jié)果可知,地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)顯著存在,通過(guò)空間交互作用,會(huì)使相鄰地區(qū)降低企業(yè)綜合稅負(fù),如果稅收競(jìng)爭(zhēng)充分,地區(qū)間流動(dòng)性生產(chǎn)要素的分布格局將不會(huì)改變,各地區(qū)的稅基分布也不會(huì)有明顯變化,但由于我國(guó)均衡性轉(zhuǎn)移支付是按照一般公式法進(jìn)行分配的,即:地方標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收支缺口×轉(zhuǎn)移支付系數(shù),給定標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政支出不變,某地區(qū)標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入越低,獲得的轉(zhuǎn)移支付資金就越多,其中,轉(zhuǎn)移支付系數(shù)表示當(dāng)年某地區(qū)獲得的均衡性轉(zhuǎn)移支付的實(shí)際值占地方標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收支缺口總額的比例(2005年等于47.5%)。那么,某地區(qū)給定的標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政支出不變,由于地方標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入減少,標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收支缺口總額將增大,然而,由于中央均衡性轉(zhuǎn)移支付總額是既定的,標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收支缺口總額的提高將使得轉(zhuǎn)移支付系數(shù)降低,這使得地方得到的均衡性轉(zhuǎn)移支付并不會(huì)增加,這樣一來(lái),地方政府就無(wú)法通過(guò)自身的稅收努力來(lái)影響中央政府對(duì)本地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金的分配,地方政府因此失去動(dòng)力去改變征稅行為,因此,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)本地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù)影響不顯著。從企業(yè)規(guī)模的回歸結(jié)果可以看出,直接效應(yīng)、間接效應(yīng)都在1%的顯著性水平上顯著,但系數(shù)相反,使得總效應(yīng)不顯著,說(shuō)明企業(yè)規(guī)模對(duì)本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負(fù)有正向影響,規(guī)模越大,所承擔(dān)的稅收越多;但對(duì)相鄰地區(qū)的企業(yè)綜合稅負(fù)有相對(duì)減弱的作用,從而整體上企業(yè)規(guī)模對(duì)企業(yè)的綜合稅負(fù)的影響不明確。企業(yè)年限在同方差、異方差兩種估計(jì)中,總效應(yīng)都不顯著,但從直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)的正負(fù)來(lái)看,本地區(qū)企業(yè)的年限對(duì)相鄰地區(qū)的稅率有負(fù)向的影響,這是由于:我國(guó)稅法針對(duì)新成立的企業(yè)設(shè)立一些企業(yè)所得稅的優(yōu)惠或減免政策,使得本地區(qū)的稅收優(yōu)惠政策會(huì)引起相鄰地區(qū)的政府競(jìng)相出臺(tái)一些優(yōu)惠政策來(lái)吸引外資,從而降低了相鄰地區(qū)的企業(yè)稅負(fù),這表明地方政府間存在一定的稅收競(jìng)爭(zhēng)。類(lèi)似的,企業(yè)的銷(xiāo)售產(chǎn)值對(duì)企業(yè)的綜合稅負(fù)整體上的影響也不顯著。人口密度在直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)上的結(jié)果都不顯著,說(shuō)明地區(qū)的人口密度基本上對(duì)企業(yè)的稅負(fù)不會(huì)造成影響。5.1.4本節(jié)小結(jié)本部分分別通過(guò)動(dòng)態(tài)空間工具變量模型和空間杜賓模型,對(duì)中央均衡性轉(zhuǎn)移支付與當(dāng)?shù)丶跋噜彽貐^(qū)企業(yè)綜合稅負(fù)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究,考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的收入行為的影響并得出以下結(jié)論:現(xiàn)行的均衡性轉(zhuǎn)移支付制度會(huì)帶來(lái)地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng),從短期來(lái)看,均衡性轉(zhuǎn)移支付資金一定程度上緩解了地方政府的財(cái)政壓力,但在現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付制度缺乏激勵(lì)機(jī)制的背景下,地方政府往往會(huì)把其當(dāng)作征稅的替代,會(huì)抑制地方的征稅努力,降低地方財(cái)政積極性,不利于我國(guó)財(cái)政運(yùn)行效率的提高。但從長(zhǎng)期來(lái)看,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的財(cái)政收入行為的影響為中性的,仍未產(chǎn)生正向的激勵(lì)效應(yīng)。這主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面。一方面,地方政府對(duì)中央均衡性轉(zhuǎn)移支付產(chǎn)生財(cái)政依賴(lài),所以不愿意通過(guò)加大征稅努力提高自身財(cái)政能力來(lái)滿足公共服務(wù)的支出,地方政府的財(cái)政缺口依靠中央政府的均衡性轉(zhuǎn)移支付來(lái)補(bǔ)充,從而影響了公共服務(wù)水平的提升。另一方面,在財(cái)政分權(quán)背景下,地方政府間的財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)、支出競(jìng)爭(zhēng)激烈,而均衡性轉(zhuǎn)移支付是不規(guī)定使用用途的轉(zhuǎn)移支付資金,又缺乏有效和完善的監(jiān)督機(jī)制,其預(yù)算軟約束會(huì)使得貧窮地區(qū)的地方政府為了彌補(bǔ)投資環(huán)境的劣勢(shì),將均衡性轉(zhuǎn)移支付資金投入到基礎(chǔ)設(shè)施上來(lái),較好的基礎(chǔ)設(shè)施吸引了更多的資本進(jìn)入,同時(shí),為吸引更多資源的流入競(jìng)相降低實(shí)際稅率,也加劇了地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng)。因此,本書(shū)認(rèn)為均衡性轉(zhuǎn)移支付制度不完善是問(wèn)題的關(guān)鍵所在,目前均衡性轉(zhuǎn)移支付制度仍保留有舊體制的特征,在制度安排上表現(xiàn)出明顯的路徑依賴(lài),地方政府在很大程度上強(qiáng)調(diào)既得利益,地方政府間存在“只講競(jìng)爭(zhēng),不講合作”,為了使中央政府的均衡性轉(zhuǎn)移支付能對(duì)地方政府收入行為產(chǎn)生正向激勵(lì)效應(yīng),能充分發(fā)揮均等化的作用,必須從均衡性轉(zhuǎn)移支付制度層面來(lái)反思,提出相應(yīng)的改革措施。首先,均衡性轉(zhuǎn)移支付制度是為了平衡地區(qū)間的財(cái)力、公共服務(wù)水平的差異而設(shè)計(jì)的,為此,制度的設(shè)計(jì)要考慮激勵(lì)機(jī)制,這種激勵(lì)機(jī)制既可以體現(xiàn)在以標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收支為依據(jù)的均衡性轉(zhuǎn)移支付的資金分配辦法中,也可以在一般公式法的基礎(chǔ)上,再設(shè)計(jì)以地方“財(cái)政需求、財(cái)政能力、財(cái)政努力程度”等為激勵(lì)指標(biāo),按適當(dāng)權(quán)數(shù)對(duì)均衡性轉(zhuǎn)移支付資金進(jìn)行分配,激勵(lì)地方政府增強(qiáng)自身發(fā)展能力,提高地方公共服務(wù)水平,在公平優(yōu)先、實(shí)現(xiàn)均衡目標(biāo)的同時(shí),兼顧效率。其次,為了均衡性轉(zhuǎn)移支付在“效率”和“公平”之間取得平衡,必須要保證地方政府間良性的稅收競(jìng)爭(zhēng),只有這樣才能提高中央政府財(cái)政資源在地區(qū)間的配置效率,有利于地區(qū)間財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)外部性的“內(nèi)部化”。最后,從上文的研究可以看出,均衡性轉(zhuǎn)移支付與其他轉(zhuǎn)移支付形式一樣都會(huì)帶來(lái)橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)而侵蝕稅基,但由于均衡性轉(zhuǎn)移支付是我國(guó)唯一按一般公式法分配資金的轉(zhuǎn)移支付方式,所以它產(chǎn)生的稅率效應(yīng)與稅基效應(yīng)相互抵消使其對(duì)地方政府的財(cái)政收入行為不會(huì)帶來(lái)逆向激勵(lì)效應(yīng),因此也不會(huì)使我國(guó)陷入“福利陷阱”和“懶惰陷阱”,造成均衡性轉(zhuǎn)移支付的效率損失。因此,未來(lái)我們要進(jìn)一步提高均衡性轉(zhuǎn)移支付占財(cái)政轉(zhuǎn)移支付總額以及地方財(cái)政總收入的比重,使其成為轉(zhuǎn)移支付的主要形式,這應(yīng)該是我國(guó)財(cái)政體制改革的重點(diǎn)之一。5.2均衡性轉(zhuǎn)移支付制度與地方政府財(cái)政支出行為均衡性轉(zhuǎn)移支付是以彌補(bǔ)貧困地區(qū)的財(cái)政資金缺口,實(shí)現(xiàn)地區(qū)間基本公共服務(wù)均等化為政策目標(biāo)的(樓繼偉,2006)。但值得注意的是,各級(jí)政府缺乏對(duì)資金的有效監(jiān)督和科學(xué)管理,使得在資金的分配和使用過(guò)程中出現(xiàn)擠占挪用、虛報(bào)冒領(lǐng)、多頭分配等現(xiàn)象,某些能為部門(mén)帶來(lái)利益的財(cái)政支出領(lǐng)域把本該用于民生方面的財(cái)政支出擠占,這導(dǎo)致中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付在公共服務(wù)均等化、公平的收入分配等方面的政策效果及作用受到影響,因此,有必要就均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響以及影響機(jī)制進(jìn)行研究,考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的公共服務(wù)類(lèi)支出是否存在正向激勵(lì)效應(yīng)。已有的有關(guān)轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府支出影響的研究基本上是從是否存在“粘蠅紙效應(yīng)”來(lái)討論的。美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家Gramlich和Galper在1973年對(duì)布萊德福德和奧茨所提出的中央對(duì)地方的無(wú)條件轉(zhuǎn)移支付和等額的地方居民收入增加在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)上是等效的這一命題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)后,發(fā)現(xiàn)了“粘蠅紙效應(yīng)”,也就是“錢(qián)粘在它所到達(dá)的地方”,即:相比于居民收入,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府公共支出增長(zhǎng)的刺激作用更強(qiáng),兩者并不等效(胡洪曙,2011)。后來(lái)大量的實(shí)證研究也證明了這個(gè)觀點(diǎn)。本節(jié)基于全國(guó)縣級(jí)數(shù)據(jù),分析隨著均衡性轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模的不斷擴(kuò)大,地方政府財(cái)政支出會(huì)如何變化?是否符合中央政府的提高地方民生性基本公共服務(wù)水平的政策目標(biāo)?還是在財(cái)力充足后,對(duì)地方公共支出結(jié)構(gòu)進(jìn)行了調(diào)整,使之偏離公共服務(wù)均等化目標(biāo)?并進(jìn)一步分析這種影響是通過(guò)怎樣的機(jī)制來(lái)傳導(dǎo)的。圖5-2我國(guó)地方財(cái)政支出規(guī)模及占全國(guó)一般公共預(yù)算支出的比重近年來(lái)隨著我國(guó)轉(zhuǎn)移支付制度改革的不斷深入,國(guó)家對(duì)均衡性轉(zhuǎn)移支付的重視程度越來(lái)越高。2014年國(guó)務(wù)院下發(fā)的《關(guān)于深化預(yù)算管理制度改革的決定》中對(duì)一般性轉(zhuǎn)移支付的占比做出了規(guī)定。文件首次提出逐步將一般性轉(zhuǎn)移支付占比提高到60%以上,改變均衡性轉(zhuǎn)移支付與所得稅增量掛鉤的方式,確保均衡性轉(zhuǎn)移支付增幅高于轉(zhuǎn)移支付總體增幅。[1]財(cái)政部公布的數(shù)據(jù)顯示,近年來(lái)均衡性轉(zhuǎn)移支付占財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的比例逐年上升。均衡性轉(zhuǎn)移支付資金由1995年的20.7億元增長(zhǎng)到2014年的10803.81億元[2]。我國(guó)地方財(cái)政支出規(guī)模占全國(guó)一般公共預(yù)算支出的比重也不斷增長(zhǎng)(見(jiàn)圖5-2)。那么,這些增加的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金究竟被地方政府用于哪類(lèi)支出?是否按照中央政府的政策意圖使用在基本公共服務(wù)領(lǐng)域?對(duì)于我國(guó)這樣一個(gè)轉(zhuǎn)型階段的發(fā)展中國(guó)家而言,在以財(cái)政分權(quán)為特征的財(cái)政體制與以經(jīng)濟(jì)績(jī)效為官員的考核晉升指標(biāo)下,均衡性轉(zhuǎn)移支付是否會(huì)帶來(lái)地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的異化,下面我們采用實(shí)證方法來(lái)研究這個(gè)問(wèn)題。5.2.1數(shù)據(jù)說(shuō)明與模型設(shè)定本書(shū)基于2005~2007年全國(guó)321個(gè)縣級(jí)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,數(shù)據(jù)來(lái)源于《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》、《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》及《中國(guó)縣市社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。由于我國(guó)于2007年經(jīng)歷了政府收支科目分類(lèi)改革,按照功能和經(jīng)濟(jì)性質(zhì)對(duì)財(cái)政支出進(jìn)行分類(lèi),因此,為了便于接下來(lái)對(duì)地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)進(jìn)行整理和分析,我們需要把2007年改革前后的數(shù)據(jù)整理成統(tǒng)計(jì)口徑大體一致的財(cái)政支出分類(lèi)數(shù)據(jù)。本書(shū)通過(guò)對(duì)改革前后支出科目銜接辦法的研究,明確了地方各類(lèi)財(cái)政支出的分類(lèi)和統(tǒng)計(jì)口徑,借鑒韓冰(2014)的做法將統(tǒng)計(jì)資料里我國(guó)公共支出類(lèi)別劃分成以下四種財(cái)政支出類(lèi)型:行政管理類(lèi)支出、文教科衛(wèi)類(lèi)支出、經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出、社會(huì)保障類(lèi)支出,將2005年、2006年、2007年的新舊不同科目數(shù)據(jù)進(jìn)行歸類(lèi),歸類(lèi)結(jié)果如表5-6所示。表5-62005~2007年各類(lèi)財(cái)政支出所含支出科目對(duì)照支出分類(lèi)2005年2006年2007年行政管理類(lèi)支出行政管理費(fèi)支出、公檢法司支出行政管理費(fèi)支出、公檢法司支出一般公共服務(wù)支出、國(guó)防支出、公共安全支出、外交支出文教科衛(wèi)類(lèi)支出教育支出、科學(xué)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出教育支出、科學(xué)支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出教育支出、科學(xué)技術(shù)支出、文化體育與傳媒支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、水利和氣象支出基本建設(shè)支出、農(nóng)業(yè)支出、林業(yè)支出、水利和氣象支出環(huán)境保護(hù)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(yùn)輸支出、工業(yè)商業(yè)金融等事務(wù)支出社會(huì)保障類(lèi)支出社會(huì)保障補(bǔ)助支出社會(huì)保障補(bǔ)助支出社會(huì)保障與就業(yè)支出資料來(lái)源:根據(jù)歷年《全國(guó)各縣市財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》整理。表5-62005~2007年各類(lèi)財(cái)政支出所含支出科目對(duì)照為分析中央均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響,建立如下面板數(shù)據(jù)模型:Spendtype表示表5-6里顯示的公共部門(mén)的各類(lèi)財(cái)政支出,以各類(lèi)財(cái)政支出的年人均值表示。主要解釋變量有地方均衡性轉(zhuǎn)移支付占比(GenTran)和該地區(qū)預(yù)算收入(Rev),分別用中央對(duì)該地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方本級(jí)財(cái)政收入的比值和人均一般預(yù)算收入表示,以此反映均衡性轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模比例和地方財(cái)政狀況。X表示控制變量,包括人口密度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(人均地區(qū)生產(chǎn)總值)、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)丝诘谋壤?,以此?lái)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(huì)固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)表示固定資產(chǎn)投資變量。α為常數(shù)項(xiàng),ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),i表示地區(qū),t表示年份。此外,本節(jié)對(duì)所有變量均取對(duì)數(shù),并對(duì)各面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)以及協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)避免偽回歸,檢驗(yàn)結(jié)果顯示,各類(lèi)財(cái)政支出模型都通過(guò)單位根檢驗(yàn),為一階單整。5.2.1.1數(shù)據(jù)描述本書(shū)模型中各變量的統(tǒng)計(jì)特征如表5-7所示。為了緩解異方差和無(wú)量綱化,我們對(duì)“人均GDP”及“人均耕地面積”這兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)。表5-7變量的描述性統(tǒng)計(jì)變量名稱(chēng)觀測(cè)值均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值被解釋變量(各類(lèi)財(cái)政支出)人均行政管理類(lèi)支出9630.02681510.02552170.00470.2853人均文教科衛(wèi)類(lèi)支出9630.03454760.02330180.00880.2227人均經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出9630.02516390.03367290.00180.4451人均社會(huì)保障類(lèi)支出9630.00815530.01124330.00010.1516核心解釋變量均衡性轉(zhuǎn)移支付占比9630.01235370.01181840.00010.1369人均一般預(yù)算收入9630.05440020.06723430.00370.8064控制變量人口密度9630.04280.02640.00010.1394人均耕地面積9630.08710.09280.00100.9105人均GDP9631.34411.05880.270010.5113固定資產(chǎn)投資占比9630.48500.31600.01465.9549平均工資9631.53010.63230.16924.1538職工人數(shù)占比9630.53860.08450.17350.9976表5-7變量的描述性統(tǒng)計(jì)5.2.1.2模型設(shè)定根據(jù)上文的“粘蠅紙效應(yīng)”的理論分析,模型(5-17)中的均衡性轉(zhuǎn)移支付占比Tran、人均預(yù)算收入Rev兩個(gè)變量的回歸系數(shù)應(yīng)該均為正數(shù)。而又因?yàn)榫庑赞D(zhuǎn)移支付是為了提高貧困地區(qū)的公共服務(wù)水平,因此,經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)通常會(huì)得到更多的中央均衡性轉(zhuǎn)移支付補(bǔ)助,這表明均衡性轉(zhuǎn)移支付與人均預(yù)算收入對(duì)地區(qū)財(cái)政支出的影響存在著交互性關(guān)系(付文林,2012)。為此,我們?cè)谀P停?-17)的基礎(chǔ)上加入Tran和Rev兩個(gè)變量的交互乘積項(xiàng),來(lái)考察可能呈現(xiàn)的此消彼長(zhǎng)的關(guān)系,得到模型(5-18),依照上述分析,預(yù)測(cè)該交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)數(shù)?;谝陨蠑?shù)據(jù),本節(jié)以模型(5-17)、(5-18)為基本依據(jù),對(duì)是否考慮均衡性轉(zhuǎn)移支付與人均預(yù)算收入的交互項(xiàng)兩種情形分別進(jìn)行回歸分析。實(shí)證過(guò)程中依次采用了混合最小二乘估計(jì)法(POLS)、固定效應(yīng)估計(jì)法(FE)和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)法(RE)來(lái)考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支出的影響,全部回歸結(jié)果如表5-8所示。模型(5-17)和模型(5-18)的回歸結(jié)果顯示,普通標(biāo)準(zhǔn)誤下固定效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量分別為5.24和2.84,二者均通過(guò)了1%的顯著性水平檢驗(yàn),表明采用固定效應(yīng)回歸優(yōu)于混合效應(yīng)回歸;包含和不包含交互項(xiàng)兩種情形下的Hausman檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè),表明在固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)之間應(yīng)選擇固定效應(yīng)回歸。5.2.2估計(jì)結(jié)果與分析從表5-8的回歸結(jié)果看,模型中的均衡性轉(zhuǎn)移支付及地方人均一般預(yù)算收入這兩個(gè)核心解釋變量與各類(lèi)財(cái)政支出明顯正相關(guān),并一直在1%的顯著性水平上顯著。這表明,在其他條件一定的情況下,均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的擴(kuò)大會(huì)帶來(lái)各類(lèi)地方財(cái)政支出水平的上升,并且影響程度較高,也就是說(shuō),均衡性轉(zhuǎn)移支付會(huì)造成地方財(cái)政支出的“粘蠅紙效應(yīng)”。分別對(duì)四類(lèi)公共財(cái)政支出類(lèi)別進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn):首先是經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出的回歸系數(shù)比其他三類(lèi)財(cái)政支出的系數(shù)要略高一些,這說(shuō)明地方政府在獲得中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金后,在公共服務(wù)的供給上并非圍繞著中央政府的政策目標(biāo),而且會(huì)優(yōu)先用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出,這與以往的研究結(jié)果一致(尹恒,2011;付文林,2012)。其次是社會(huì)保障類(lèi)支出和文教科衛(wèi)類(lèi)支出,其系數(shù)與經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出相差不大,這表明目前我國(guó)均衡性轉(zhuǎn)移支付雖然存在著軟預(yù)算約束問(wèn)題,但因?yàn)榫庑赞D(zhuǎn)移支付是以基本公共服務(wù)均等化為目標(biāo)的,都重點(diǎn)向教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障等民生類(lèi)支出領(lǐng)域傾斜。所以我們把均衡性轉(zhuǎn)移支付從我國(guó)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付中剝離出來(lái)研究發(fā)現(xiàn),在財(cái)力緊張狀況緩解后,地方會(huì)努力提高本地區(qū)的民生性基本公共服務(wù)水平,而不是一味地用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)性支出、政府消費(fèi)性支出等,這個(gè)與以往不同的發(fā)現(xiàn)表明,均衡性轉(zhuǎn)移支付會(huì)比其他形式的轉(zhuǎn)移支付(如專(zhuān)項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付)更有利于地方公共服務(wù)水平的提高,有助于達(dá)到中央政府的政策目標(biāo),所以,我國(guó)進(jìn)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5-8均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方支出結(jié)構(gòu)回歸結(jié)果VARIABLES模型(5-17)模型(5-18)fe_1fe_2fe_3fe_4fe_5fe_6fe_7fe_8人均行政管理類(lèi)支出人均文教科衛(wèi)類(lèi)支出人均經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出人均社會(huì)保障類(lèi)支出人均行政管理類(lèi)支出人均文教科衛(wèi)類(lèi)支出人均經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出人均社會(huì)保障類(lèi)支出均衡性轉(zhuǎn)移支付0.0036***
(4.13)0.0045***
(5.75)0.0049***
(4.88)0.0054***
(3.81)0.0039***
(4.85)0.0041***
(4.56)0.0048***
(3.15)0.0043***
(3.37)交叉項(xiàng)-1.0393
(-0.88)1.1787
(0.65)0.3132
(0.08)2.9655
(1.41)人均一般預(yù)算收入0.3612***
(4.52)0.4218***
(4.94)0.5878***
(4.44)0.1843**
(2.13)0.3838***
(4.50)0.3961***
(4.40)0.5809***
(3.48)0.1198
(1.33)人口密度0.4040
(1.45)1.1044***
(3.11)0.2220
(0.45)0.7628**
(2.48)0.3689
(1.26)1.1443***
(3.23)0.2326
(0.44)0.8629***
(2.89)人均耕地面積-0.0380
(-0.42)-0.0064
(-0.14)0.0456
(1.12)-0.0708
(-0.61)-0.0440
(-0.47)0.0004
(0.01)0.0474
(0.98)-0.0538
(-0.58)人均GDP0.0060
(1.15)0.0112*
(1.93)0.0160
(1.62)0.0080
(1.25)0.0060
(1.14)0.0112
(1.97)0.0160
(1.63)0.0078
(1.28)固定資產(chǎn)投資總額占比0.0073**
(2.49)0.0092***
(2.66)0.0086
(1.45)0.0048*
(1.82)0.0076**
(2.49)0.0089***
(2.64)0.0085
(1.43)0.0039*
(1.79)職工平均工資0.0074***
(4.00)0.0080***
(3.67)0.0068**
(2.07)0.0054**
(2.32)0.0072***
(3.88)0.0082***
(3.74)0.0069**
(2.18)0.0059***
(2.59)職工人數(shù)占比-0.0108
(-1.41)-0.0291***
(-3.00)-0.0393***
(-2.79)-0.0364***
(-3.35)-0.0132*
(-1.68)-0.0264***
(-2.89)-0.0386**
(-2.36)-0.0297***
(-3.08)Constant-0.0258*
(-1.67)-0.0537***
(-3.23)-0.0380*
(-1.72)-0.0329*
(-1.76)-0.0232
(-1.44)-0.0566***
(-3.54)-0.0387
(-1.50)-0.0402**
(-2.59)Ftest5.24***5.41***4.97***2.08***2.84***3.77***3.86***1.92***Hausmantest97.51***307.55***296.13***299.28***239.16***317.04***313.75***311.35***Observations963963963963963963963963R?squared0.52490.73840.67340.50120.52760.74120.67350.5385Numberofcounty321321321321321321321321注:(1)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著;(2)括號(hào)中數(shù)據(jù)為t值。表5-8均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方支出結(jié)構(gòu)回歸結(jié)果從以上兩個(gè)模型的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)“行政管理類(lèi)支出”的促進(jìn)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(kāi)支(黃國(guó)平,2013),而本書(shū)選擇的是縣級(jí)數(shù)據(jù),基本公共服務(wù)的支出責(zé)任主要在縣級(jí)政府,所以與地方政府自有財(cái)政收入相比,中央對(duì)地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金用于行政管理類(lèi)支出的比例較小一些。這個(gè)實(shí)證結(jié)果與Oates(1985)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(diǎn)相反,而與周業(yè)安(2000)及李婉(2007)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)果中顯著為正,并且經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出系數(shù)最大,這表明自有收入越高的地區(qū),各類(lèi)財(cái)政支出的人均量就越高,這在一定程度上體現(xiàn)了財(cái)政分權(quán)體制下地方財(cái)政能力所存在的差異;并且地方自有財(cái)政收入越多的地區(qū),其人均基本建設(shè)支出會(huì)增加越多,這說(shuō)明,地方政府存在富余的財(cái)力時(shí),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(xiàng)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(guò)在所有的回歸模型中都不顯著。根據(jù)表5-8中從四個(gè)加入交互項(xiàng)的模型的回歸結(jié)果中可知:當(dāng)經(jīng)濟(jì)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)、社會(huì)保障方面的支出會(huì)大幅度增加,其刺激作用大于經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出。從兩個(gè)模型的橫向比較來(lái)看,均衡性轉(zhuǎn)移支付制度下,在我國(guó)積極推進(jìn)民生建設(shè)的過(guò)程中,經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū),在民生支出上提高的幅度更大,而那些經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)更偏向于增加消費(fèi)性財(cái)政支出。這說(shuō)明當(dāng)財(cái)力未達(dá)到一定水平之前,均衡性轉(zhuǎn)移支付資金會(huì)按照公共服務(wù)均等化目標(biāo)進(jìn)行分配,當(dāng)財(cái)力相對(duì)豐裕了,地方官員傾向于將額外的財(cái)力用于機(jī)構(gòu)運(yùn)轉(zhuǎn)和人員經(jīng)費(fèi)及自身偏好的項(xiàng)目。這與發(fā)達(dá)地區(qū)爭(zhēng)取全國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)相對(duì)地位的積極性有關(guān),也側(cè)面說(shuō)明了目前我國(guó)地方公共預(yù)算的監(jiān)督體制還很不健全,可能存在更嚴(yán)重的攀比現(xiàn)象??刂谱兞恐校丝诿芏鹊幕貧w系數(shù)顯著為正,這可能是由于隨著人口密度的加大,規(guī)模經(jīng)濟(jì)一方面會(huì)帶來(lái)公共服務(wù)的供給成本的降低;另一方面人口密集會(huì)帶來(lái)更高的擁擠成本以及維護(hù)成本,這一點(diǎn)在經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出上表現(xiàn)得尤為明顯。職工人數(shù)占比這個(gè)指標(biāo)除了對(duì)行政管理類(lèi)支出影響不顯著外,其他都顯著為負(fù)向影響,可能是就業(yè)人口聚集的地區(qū)在教育、醫(yī)療等公共服務(wù)的供給方面一定程度上會(huì)產(chǎn)生集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)或者規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。職工平均工資對(duì)各類(lèi)支出有顯著的正向作用,這是因?yàn)槁毠と司べY越高,必然會(huì)造成單位公共品供給成本增加越大,也就是說(shuō)這些地方的人均財(cái)政支出水平的提高是由公共服務(wù)供給成本增加帶來(lái)的(付文林,2012)。回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)地方人均GDP在兩個(gè)模型中都只對(duì)文教科衛(wèi)類(lèi)支出影響顯著,其他方面的支出都不顯著,這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不是影響地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵變量,這與以往基于中國(guó)面板數(shù)據(jù)的研究結(jié)果不一致,但與Mauro(1998)對(duì)跨國(guó)研究的結(jié)果一致。這種影響可能是在均衡性轉(zhuǎn)移支付的政策目標(biāo)下,地方政府有“普及九年義務(wù)教育”的硬性指標(biāo)及基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)水平考核達(dá)標(biāo)的壓力,使得地方政府這類(lèi)財(cái)政支出必不可少。而對(duì)其他支出的影響則具有相機(jī)抉擇性,當(dāng)經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展到一定階段,其財(cái)政能力可以滿足基本民生服務(wù)的公共支出需求時(shí),地方政府會(huì)把邊際上增加的均衡性轉(zhuǎn)移支付收入以更大的比例投向經(jīng)濟(jì)類(lèi)和行政管理類(lèi)支出。更為重要的是,本節(jié)認(rèn)為,人均GDP對(duì)各類(lèi)地方財(cái)政支出的影響可能是非線性的。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后的地區(qū),地方政府將會(huì)隨著人均GDP的提高而增加某類(lèi)財(cái)政支出的比重,同時(shí)減少其他支出比重;而當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平超過(guò)某個(gè)臨界值后,隨著人均GDP的增加又會(huì)增加另一類(lèi)財(cái)政支出的比重。值得注意的是,地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)除了與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同階段影響不同之外,還可能存在另一個(gè)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(huì)隨著經(jīng)濟(jì)水平的提高而自然地得到改變,還可能進(jìn)一步激化。為此,我們進(jìn)一步對(duì)這個(gè)問(wèn)題進(jìn)行非線性估計(jì)。5.2.3均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)影響的非線性估計(jì)在前文的實(shí)證及結(jié)果分析的基礎(chǔ)上,這部分運(yùn)用Hansen(1999)提出的面板門(mén)檻模型(panelthresholdmodel),考察不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的非線性影響。在實(shí)證分析中,采用對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行自動(dòng)識(shí)別的方法,來(lái)確定門(mén)檻變量人均GDP的門(mén)檻值,表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平處于門(mén)檻值的前后,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支出的影響將存在顯著不同,然后再進(jìn)一步進(jìn)行分段分別估計(jì)。為此,本部分建立面板門(mén)檻模型(吳俊培,2015)如下所示。模型(5-20)中,Spendtype表示第i個(gè)省份第t年的人均某類(lèi)財(cái)政支出;γ表示待估計(jì)的門(mén)檻值;指標(biāo)Rev為第i個(gè)省份第t年人均一般預(yù)算收入,指標(biāo)tran×Rev為交叉項(xiàng),I為示性函數(shù),X是上文所述的控制變量,主要包括:人口密度、固定資產(chǎn)投資總額占比、職工人數(shù)占比、職工平均工資等;ε為隨個(gè)體與時(shí)間而改變的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。5.2.3.1門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)按照面板門(mén)檻模型的方法,首先對(duì)四類(lèi)支出、兩種自變量的八個(gè)方程(模型)的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn),以確定回歸方程(模型)中的門(mén)檻值個(gè)數(shù)。模型(5-19)被解釋變量是地方政府行政管理類(lèi)支出,解釋變量為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比;模型(5-20)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(xiàng);模型(5-21)被解釋變量是科教文衛(wèi)類(lèi)支出,解釋變量為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比;模型(5-22)解釋變量為交叉項(xiàng);模型(5-23)被解釋變量為經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出,解釋變量為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比;模型(5-24)解釋變量為交叉項(xiàng);模型(5-25)被解釋變量是社會(huì)保障類(lèi)支出,解釋變量為均衡性轉(zhuǎn)移支付占比;模型(5-26)解釋變量為交叉項(xiàng);表5-9的結(jié)果顯示,八個(gè)模型[模型(5-21)~模型(5-26)略]單一門(mén)檻檢驗(yàn)在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè),而且雙重門(mén)檻效應(yīng)、三重門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)都至少是在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè),即存在三重門(mén)檻效應(yīng)。表5-9門(mén)檻估計(jì)值被解釋變量自變量模型門(mén)檻值F值行政管理類(lèi)支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門(mén)檻2.40949.242***雙重門(mén)檻3.07823.304**三重門(mén)檻1.5629.939*交叉項(xiàng)單一門(mén)檻3.07821.465***雙重門(mén)檻3.76212.591***三重門(mén)檻2.40913.159**科教文衛(wèi)類(lèi)支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門(mén)檻0.73197.430***雙重門(mén)檻3.46327.596***三重門(mén)檻0.8326.548***交叉項(xiàng)單一門(mén)檻1.06840.780***雙重門(mén)檻3.46316.329**三重門(mén)檻1.1157.082**經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門(mén)檻3.42853.370***雙重門(mén)檻2.06813.204**三重門(mén)檻1.43712.502**交叉項(xiàng)單一門(mén)檻3.387125.242***雙重門(mén)檻1.94144.938***三重門(mén)檻1.06821.754***社會(huì)保障類(lèi)支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門(mén)檻2.954145.823***雙重門(mén)檻0.85546.424***三重門(mén)檻0.63334.854***交叉項(xiàng)單一門(mén)檻1.74211.948**雙重門(mén)檻3.71283.047***三重門(mén)檻1.06819.692**注:(1)自舉(Bootstrap)抽樣次數(shù)設(shè)定為500次;(2)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著。表5-9門(mén)檻估計(jì)值為了較為清晰地看出門(mén)檻值的估計(jì)及置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程,我們生成模型(5-19)、模型(5-20)在門(mén)檻效應(yīng)的直觀結(jié)果的似然比函數(shù),如圖5-4所示,把人均GDP作為門(mén)檻變量的地方政府各類(lèi)支出與均衡性轉(zhuǎn)移支付的門(mén)檻效應(yīng)均顯著存在,并且都存在顯著的三重門(mén)檻效應(yīng),我們接下來(lái)在識(shí)別這些門(mén)檻值的基礎(chǔ)上進(jìn)行計(jì)量參數(shù)估計(jì)。5.2.3.2門(mén)檻模型估計(jì)本部分在前文對(duì)門(mén)檻值測(cè)度的基礎(chǔ)上,將均衡性轉(zhuǎn)移支付占比和交叉項(xiàng)分別作為解釋變量,對(duì)均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方財(cái)政支出的影響機(jī)制進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn),即模型(5-19)、模型(5-20)。同時(shí)對(duì)上述方程進(jìn)行回歸分析時(shí)先采用固定效應(yīng)模型(FE),但為了保證估計(jì)結(jié)果更有效、更可靠,我們要對(duì)參數(shù)估計(jì)的有效性進(jìn)行對(duì)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(lái)做進(jìn)一步的分析(吳俊培,2015)。如表5-10和表5-11所示,模型均以地區(qū)人均GDP為門(mén)檻變量,由于地方政府四類(lèi)支出的單一門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)都在1%的顯著性水平上顯著,因此初步判定存在門(mén)檻效應(yīng);在確定存在單一門(mén)檻的基礎(chǔ)上繼續(xù)搜索雙重門(mén)檻值,得到其雙重門(mén)檻效應(yīng)、三重門(mén)檻效應(yīng)仍至少在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè),因此本部分我們重點(diǎn)關(guān)注三重門(mén)檻模型的回歸結(jié)果分析,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(xiàng)的影響效應(yīng),交叉項(xiàng)這個(gè)指標(biāo)是衡量在均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化目標(biāo)下,地方政府自有財(cái)政能力與均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的“此消彼長(zhǎng)”的關(guān)系,用于考察我國(guó)均衡性轉(zhuǎn)移支付資金是否傾向撥付給貧困地區(qū)。在三重門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)中,(A)組結(jié)果顯示均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的四類(lèi)財(cái)政支出至少在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。在門(mén)檻值將地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分在不同區(qū)間的回歸結(jié)果中我們發(fā)現(xiàn),對(duì)四類(lèi)財(cái)政支出的影響顯著不同:在行政管理類(lèi)支出中,當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)水平小于第三個(gè)門(mén)檻值3.078萬(wàn)元之前,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府的支出都產(chǎn)生正向的影響,并且一直在5%以上的顯著性水平上顯著;科教文衛(wèi)類(lèi)支出的回歸結(jié)果顯示,在任何經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平下,均衡性轉(zhuǎn)移支付的增加對(duì)科教文衛(wèi)類(lèi)支出的影響都是正向并且非常顯著。而對(duì)經(jīng)濟(jì)建設(shè)類(lèi)支出而言,其影響是最具有波動(dòng)性的:人均GDP小于第二個(gè)門(mén)檻值2.068萬(wàn)元,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)其產(chǎn)生正向的影響并在1%的顯著性水平上顯著,而當(dāng)經(jīng)濟(jì)狀況處于第二個(gè)門(mén)檻值2.068萬(wàn)元和第三個(gè)門(mén)檻值3.428萬(wàn)元之間時(shí),其影響變成負(fù)向的,并且在5%的顯著性水平上顯著,但當(dāng)其超越第三個(gè)門(mén)檻值3.428萬(wàn)元之后,均衡性轉(zhuǎn)移支付資金的增加又會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)建設(shè)類(lèi)支出水平的增加。在社會(huì)保障類(lèi)支出中,人均GDP小于第一個(gè)門(mén)檻值0.633萬(wàn)元,其系數(shù)為負(fù),但并不顯著,但當(dāng)超越這個(gè)門(mén)檻值后,均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)社會(huì)保障類(lèi)支出的影響呈明顯的正效應(yīng),并在1%的顯著性水平上顯著。綜上可知,首先,總體來(lái)說(shuō),均衡性轉(zhuǎn)移支付對(duì)地方政府財(cái)政支出有顯著的“粘蠅紙效應(yīng)”,也就是說(shuō),地方政府通過(guò)均衡性轉(zhuǎn)移支付其財(cái)力狀況得到改善之后,除了會(huì)加大教育、醫(yī)療和社會(huì)保障進(jìn)行民生性投資,還加大了政府性消費(fèi)及經(jīng)濟(jì)性建設(shè)支出。其次,不論是在哪種經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之下,均衡性轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模對(duì)科教文衛(wèi)類(lèi)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(cái)政比重越高,地方政府用于科教文衛(wèi)類(lèi)的公共支出就越多,這說(shuō)明均衡性轉(zhuǎn)移支付在保障教育衛(wèi)生類(lèi)公共服務(wù)方面起到了重要作用。再次,中央均衡性轉(zhuǎn)移支付資金到達(dá)地方政府之后,一定程度上會(huì)被經(jīng)濟(jì)建設(shè)類(lèi)支出和行政管理類(lèi)支出擠占,而且這種現(xiàn)象在貧困地區(qū)更為明顯。最后,對(duì)社會(huì)保障類(lèi)支出而言,當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低時(shí)地方政府通過(guò)均衡性轉(zhuǎn)移支付其財(cái)政壓力得到一定程度緩解后,用于社會(huì)保障的民生性支出反而有所降低,直到經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平后,才會(huì)重視民生性支出,并且經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平越高,社會(huì)保障類(lèi)支出規(guī)模也會(huì)越大。這表明,均衡性轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)地方政府積極提升公共服務(wù)水平具有一定的正向效應(yīng)。圖5-3地方政府各類(lèi)支出與均衡性轉(zhuǎn)移支付占比的門(mén)檻效應(yīng)表5-10門(mén)檻模型FE估計(jì)結(jié)果支出類(lèi)型模型自變量PGDP≤γ1PGDP>γ1PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2PGDP>γ2PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2γ2<PGDP≤γ3PGDP>γ3人均一般預(yù)算收入人口密度人均耕地面積固定資產(chǎn)投資總額占比職工平均工資職工人數(shù)占比常數(shù)組內(nèi)R2F值行政管理類(lèi)支出單一門(mén)檻模型(A)0.0034***
(2.75)0.0392***
(6.18)0.430***
(19.07)0.582
(1.13)0.0183
(0.42)0.0050**
(2.49)0.0081***
(5.23)-0.0094
(-0.71)-0.0350
(-1.45)0.53992.74(B)1.970**
(2.19)-1.131**
(-2.04)0.463***
(17.90)0.385
(0.73)-0.0393
(-0.90)0.0063***
(3.08)0.0079***
(5.00)-0.0142
(-1.04)-0.0196
(-0.80)0.52186.05雙重門(mén)檻模型(A)0.00339***
(2.78)0.0465***
(7.10)-0.0157
(-1.02)0.441***
(19.61)0.554
(1.09)0.0338
(0.78)0.0054***
(2.71)0.0079***
(5.17)-0.0096
(-0.73)-0.0355
(-1.48)0.55085.95(B)1.630*
(1.81)-2.708***
(-3.48)-0.733
(-1.29)0.466***
(18.10)0.375
(0.72)-0.0420
(-0.97)0.0063***
(3.12)0.0080***
(5.11)-0.0154
(-1.14)-0.0185
(-0.75)0.52778.28三重門(mén)檻模型(A)0.0031**
(2.50)0.0157***
(3.17)0.0525***
(7.58)-0.0096
(-0.61)0.442***
(19.74)0.537
(1.06)0.0314
(0.73)0.0054***
(2.70)0.0076***
(4.95)-0.0088
(-0.67)-0.0346
(-1.45)0.55578.69(B)-0.338
(-0.30)3.122***
(3.02)-2.821***
(-3.64)-0.686
(-1.21)0.4610***
(17.95)0.465
(0.89)-0.0225
(-0.52)0.0062***
(3.09)0.0083***
(5.31)-0.0146
(-1.08)-0.0239
(-0.98)0.53372.12科教文衛(wèi)類(lèi)支出單一門(mén)檻模型(A)0.0050***
(4.89)0.107***
(8.31)0.5540***
(29.38)1.312***
(3.06)-0.0136
(-0.38)0.0069***
(4.17)0.0098***
(7.64)-0.0321***
(-2.90)-0.0547***
(-2.73)0.738223.6(B)-0.546
(-0.89)2.081***
(4.42)0.522***
(23.89)1.455***
(3.27)-0.0326
(-0.89)0.0077***
(4.48)0.0109***
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(-2.86)-0.0559***
(-2.68)0.718202.3雙重門(mén)檻模型(A)0.0036***
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(-2.32)0.745205.6(B)5.106***
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(-2.52)0.723183.7表5-10門(mén)檻模型FE估計(jì)結(jié)果表5-10門(mén)檻模型FE估計(jì)結(jié)果-續(xù)表1支出類(lèi)型模型自變量PGDP≤γ1PGDP>γ1PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2PGDP>γ2PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2γ2<PGDP≤γ3PGDP>γ3人均一般預(yù)算收入人口密度人均耕地面積固定資產(chǎn)投資總額占比職工平均工資職工人數(shù)占比常數(shù)組內(nèi)R2F值科教文衛(wèi)類(lèi)支出三重門(mén)檻模型(A)0.0033***
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(-2.52)0.725166.7經(jīng)濟(jì)服務(wù)類(lèi)支出單一門(mén)檻模型(A)0.0060***
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(-1.13)0.647145.4(B)3.185*
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(-1.06)0.641141.5雙重門(mén)檻模型(A)0.0059***
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(0.00)0.0063**
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(2.72)0.0103***
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(-3.01)-0.0332
(-1.10)0.696160.7三重門(mén)檻模型(A)0.0051***
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(-2.02)0.110***
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(-1.22)0.673130.2(B)10.03***
(3.72)-0.453
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(-0.93)0.702149.2社會(huì)保障類(lèi)支出單一門(mén)檻模型(A)0.0053***
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(-1.90)0.50179.43表5-10門(mén)檻模型FE估計(jì)結(jié)果-續(xù)表1表5-10門(mén)檻模型FE估計(jì)結(jié)果-續(xù)表2支出類(lèi)型模型自變量PGDP≤γ1PGDP>γ1PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2PGDP>γ2PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2γ2<PGDP≤γ3PGDP>γ3人均一般預(yù)算收入人口密度人均耕地面積固定資產(chǎn)投資總額占比職工平均工資職工人數(shù)占比常數(shù)組內(nèi)R2F值社會(huì)保障類(lèi)支出雙重門(mén)檻(A)0.0039***
(4.19)0.0112***
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(-1.73)0.52469.48注:(1)***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平上顯著;(2)括號(hào)中為t值。表5-10門(mén)檻模型FE估計(jì)結(jié)果-續(xù)表2表5-11門(mén)檻模型估計(jì)結(jié)果FE_rubost支出類(lèi)型模型自變量PGDP≤γ1PGDP>γ1PGDP≤γ1γ1<PGDP≤γ2
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