财政自给、转移支付与经济增长间的门槛效应——基于省级面板数据的分析<br/>

财政自给、转移支付与经济增长间的门槛效应——基于省级面板数据的分析

2014-01-01曾明华磊彭小建

现代财经-天津财经大学学报 2014年6期

曾明华磊彭小建

（1.南昌大学公共管理学院，江西南昌 330031；2.南昌大学经济与管理学院，江西南昌330031）

一、引言和文献综述

1994年的分税制改革，确立了真正意义上的转移支付制度（刘梅，2012）。作为财政分权制度的重要组成部分，政府间转移支付被认为能够直接调节区域间发展的不平衡，改善落后区域经济发展环境，从而达到区域经济均衡发展的目的（江世银和杨伟霖，2003）。因此，深入剖析政府间转移支付与区域经济增长之间的关联性，就成为审视政府间转移支付制度效率的一个重要视角。

但目前学界对于中国政府间的转移支付与区域经济增长究竟存在何种关系还存在较大的争议。Abramowitz（1985）的一般理论认为，政府间转移支付有助于平衡地区间财力差距和实现地区间公共服务的均等化，可以提高落后地区吸收发达地区技术的能力，产生追赶效应，从而缩小地区经济社会发展的差距。这一理论被许多经验研究所证实。如，江新昶（2007）利用中国分省面板数据进行分析后发现，财力性转移支付有助于缩小地区发展差距，能够很好推动地区经济增长。王德祥和张权（2010）认为转移支付收入的增加会促进地区的经济增长，且对中心城市的促进作用比非中心城市的促进作用明显。张杰、龚新蜀和刘林（2011）也发现转移支付对新疆经济增长的贡献比较大。然而也有实证分析得出了不同的结论。如，刘梅（2012）的研究表明尽管民族地区财政转移支付与各项宏观经济指标在过去15年间都得到了快速增长，但两者之间并不完全同步。范子英和张军（2010）的研究甚至认为转移支付比重每增加1个百分点，将使地方经济的长期增长率降低0.03个百分点，存在着转移支付无效率化。郭庆旺、贾俊雪及高立（2009）通过研究则发现1995年以来中国中央财政转移支付规模总体上较为合理，有助于地区经济增长但影响并不显著；2002年所得税分享制度改革以来，中央财政转移支付规模增长过快，与中国的财政收支分权水平不相适应，对地区经济增长产生抑制作用。

以往有关转移支付与经济增长的研究大多重实证，轻理论。并且局限于直接分析转移支付与经济增长的线性关联，而忽视了转移支付制度产生的根源——地区间的财力存在差距，直观地表现为地方政府财政自给能力存在差距。这一因素会导致各地对中央下达的转移支付资金存在多种不同的安排，直接影响其促进经济增长的效率。并且随着地方政府财政自给能力的变化，转移支付与经济增长的关系甚至可能发生结构性的改变（万小勇，2011），故在缺乏对地方政府财政自给能力进行有效考量的情况下，直接研究转移支付对经济增长的影响的做法还存在进一步改进的空间，这可能是导致以往的实证研究结果各异的重要原因。然而目前鲜有文献对财政自给、转移支付和经济增长三者关系进行研究，比较接近的有王立国和张洪伟（2013）以及汪冲（2011）对财政分权、转移支付与地方政府经济性投资效率或县域经济增长之间关系所做的研究，但他们都未能将财政自给明确为一个变量纳入分析。还有部分研究单独对地方财政自给能力与地方经济增长的关系进行实证分析，如有学者发现在省级面板数据上，较高的公共品供给水平总是和较高的财政自主权联系在一起（陈硕，2010），而省以下财政收入分权和财政自给率分权则对经济增长具有负向影响能力（刘小勇，2008）。通过对以往文献进行梳理，尚未发现有文献对不同财政自给能力下转移支付与地区经济增长关系进行研究。即，随着地方政府财政自给能力的变化，中央转移支付与地区经济增长会呈现出何种联系？本文在前人研究的基础上，从理论层面诠释财政自给影响转移支付与经济增长的作用机理，提出理论假设，并基于面板门槛模型，设置财政自给水平为门槛变量，在实证层面验证不同的财政自给水平下，转移支付与经济增长之间的关系。

二、理论诠释与假设

（一）转移支付与经济增长的索洛模型分析

有关转移支付与经济增长的关系可以从索洛的增长模型推断得出。根据索洛的增长模型，经济社会在任何时点上都是通过投入一定数量的资本、劳动和知识来生产出一定数量的社会总产品，该模型的关键在于有效人均资本进化的索洛方程，即

图1 索洛模型示意图

而中央对地方的转移支付起到了一个“外来冲击”的作用，这个冲击可以影响到实际投资量Ia，使得地方的资本存量增加，影响地方经济的发展速度。如图1所示：在没有中央政府转移支付的初始稳态下，索洛经济处于平衡增长的路线上（k1，y1），但当产生了中央政府对地方政府的转移支付后，地方政府实际用于投资的量Ia由Ia1增加到了Ia2，此时，Ia2＞Ib，Ia2线在Ib线的上方，根据索洛的增长模型，经济会加速发展，直至回归下一个经济平衡增长点（k2，y2）。所以综上分析，可知，转移支付对经济增长呈现正向促进作用。

（二）基于地方政府财政健康状况和官员行为的进一步分析

由于索洛模型产生的初衷，并非为了专门研究转移支付与经济增长之间的联系，所以，地方政府的财政自给能力并未被考虑其中，这可能是实证结果差异化的重要原因。在部分文献中，地方政府财政自给能力被用于衡量财政分权水平（储德银和赵飞，2013；陈硕，2010），然而本文认为政府的财政自给能力并不能较好地反映财政分权，因为各省的财政自给能力各不相同，且存在着很大的差异，如根据计算，西藏自治区2012年财政自给率为7.23%，而广东省则高达82.16%；事实上，1994年分税制改革后，中央与地方的财政分权水平已经大致通过税收制度确定下来，虽然每年均有微调，但是各省之间不会存在非常大的差距。因此本文认为财政自给能力实际上几乎不涉及地方政府与中央政府的利益划分，更多的是反映了地方政府自身的财政健康状况和地方官员行为。

前文关于转移支付与经济增长的索洛模型分析，已经推导出转移支付与经济增长是呈现正向关联的。那么在索洛模型的大前提下，地方财政自给能力作为地方政府自身财政健康状况及地方官员行为的反映，只是作为一个“扰动因素”而存在，并不能彻底扭转转移支付与经济增长的正向关联。地方政府的财政自给能力如果非常低下，说明地方政府的财政健康状况十分糟糕，甚至难以依靠自身财力维持政府的正常运转，在这种情况下，来自中央的转移支付就成了“救命稻草”，不论是何种性质的转移支付，都可能成为被挪用的对象，专项资金不配套、少配套、截留挪用的事件屡见不鲜。Mcguire（1979）早就提出了专项转移支付在地方政府内部挪用到其他项目的“可调换假说”；Islam（1998）等也证明美国、加拿大在市政服务、高速公路建设和社会服务领域的专项转移支付中有不等的挪用比重（董再平，2013）。此时的地方政府很少将转移支付的资金用于改善基础设施、发展地区经济，而更多地用于“吃饭财政”，因此在缺少实际资金投入的情况下，地方的经济增长也受到限制，财政转移支付对经济增长的促进作用也就大打折扣。随着地方政府财政自给能力的增强，在基本满足地方财政“吃饭”的前提下，地方政府会将富余的资金用于地方经济的投资，以满足地方官员“晋升锦标赛”的需求（周黎安，2007）。在图1中表现为从Ia1到Ia2之间的增长过程，在这个过程中，人均有效资本存量不断增加，经济呈现加速增长的态势，财政转移支付的经济刺激作用开始凸显，并且随着地方财政自给水平的进一步提升而愈加显著。最后当地方财政自给能力达到较高水平后，地方政府对于推动地区经济增长出现了“惰性”，原因有二：一是地方政府财政自给能力较高的地区大都经济发展程度较高，如经计算，2012年地方财政自给率达到80%以上的有北京、天津、上海、江苏、浙江和广东六个地区，这些地区经济总量居前，经济增长推动的难度相较其他地区会更大，在索洛模型中表现为持平投资水平Ib较高，“外来冲击”必须要足够大才能打破平衡实现加速增长。而事实上，中央对于这些地区的转移支付相较其他地区也更为稀缺，所以导致财政转移支付促进经济增长的作用减弱。二是由于地区发展程度较高，经济增长带来的“政绩亮点”已经不够突出，而“民生”的重要性日益彰显，成为了下一个“政绩亮点”，因此地方行政官员会将更多的注意力放到民生支出上。而转移支付资金大多也着重民生，加之这些地区财政自给程度很高，较少出现转移支付资金挪作他用的情况，转移支付资金能较为准确地瞄准民生目标，偏离经济增长。可以看出，此时尽管转移支付对经济增长的促进效用减弱了，但公共服务的水平将得到显著提升。

（三）理论假设

基于上述理论分析，本文认为财政自给、转移支付与经济增长之间可能存在以下关系，并由此提出两个理论假设。

假设1中央财政对地方的转移支付与地方经济增长呈现正相关，但两者之间存在着多门槛效应，会随着地方财政自给能力的变化而发生改变。

假设2当地方政府财政自给能力低下时，中央对地方的转移支付对于地方经济增长的促进作用较弱；随着地方财政自给能力的提升，其促进作用逐渐增强；但当地方财政自给能力达到相当水平之后，其促进作用又会减弱。整体上看，转移支付的经济促进效应随着地方财政自给能力的提升呈现出先增强后减弱的态势。

三、模型构建、变量定义与描述统计

（一）面板门槛模型简介

本文采用Hansen（1999）的面板门槛模型进行实证分析，其实质是捕捉某一变量可能发生跳跃的临界点。即通过选择某一观测值作为门槛变量，按照最优门槛值将回归模型区分为两个或两个以上的区间，各个区间用不同的回归方程表示，继而比较各个方程回归系数的异同，从中找出变量间的联系与规律（储德银和赵飞，2013）。

鉴于本文的实证研究主要是分析地方政府财政自给能力这一门槛变量在转移支付与经济增长关系中的作用，故考虑如下形式的基本面板门槛模型

其中，Y为被解释变量，X为解释变量，I（·）代表指示性函数，qit为门槛变量，γ为门槛值，下标i代表省份，下标t代表年份，μi为个体固定效应，它是不随时间变化但是影响地区经济增长的虚拟变量；εit为随机误差项，假设其服从均值为零且方差有限的正态分布。

为了消除个体固定效应μi的影响，需要对式（2）进行组内平均，再让式（2）减去各组内平均得到

对应于任意门槛值γ，可以通过求残差平方和得到各参数的估计值

而最优门槛值应该使S1（γ）在所有残差平方和中最小，即

满足式（5）的观测值便是门槛值，当门槛值确定之后，其他参数值也就能够相应确定。

（二）门槛检验

接下来要检验门槛效应是否显著，即对应于门槛值的样本数据中是否真的存在机制转换（经济结构的变动），对于不存在门槛值的零假设为

当确定某一变量存在“门槛效应”后，还需要进一步确定其门槛值的置信区间，此时，零假设为

同时构造似然比统计量

（三）转移支付与经济增长的面板门槛模型构建

根据前文的分析，本文采用地方政府财政自给能力（Self）作为门槛变量，研究不同财政自给率下，转移支付（Transfer）与地区经济增长（GDPG）之间的联系。由于在进行实证分析时，如果经济计量模型遗漏了重要的解释变量，那么估计结果将会大打折扣（储德银和赵飞，2013）。所以在前人研究的基础上，引入固定资产投资水平（Invest）、对外贸易水平（Trade）、劳动力资源丰富度（Labor）以及人力资本积累（Education）四个外生控制变量，最终建立如下的面板门槛模型。

（四）变量定义

被解释变量：地区经济增长（GDPG），采用31个省级行政区①由于香港特别行政区、澳门特别行政区以及台湾省自身具有一些特殊性，会干扰整体的分析结果，加之数据获取难度较大，故暂不纳入分析。各年实际GDP增长率来表示，时间跨度从1994年分税制改革开始一直到2012年，长达19年。有相关研究将地区生产总值直接作为经济增长变量进行分析（王德祥和张权，2010；张杰、龚新蜀、刘林，2011），本文认为是不合适的，因为地区生产总值实际上只是简单描述了经济总量的逐年扩张的趋势，难以直观反映出经济总量增长的具体情况。如图2和图3所示，从1994到2012年，各省的地区生产总值扩张的趋势是非常明确的，即持续向上发展，而各省GDP实际增长速率却是呈现出强烈的波动性，显然，使用GDP增长速率作为被解释变量更能有效反映出经济增长的变动情况，更符合实证分析的需要。

核心解释变量：地方政府财政自给能力（Self）与转移支付水平（Transfer）。本文采用通用做法，即地方政府一般预算收入与一般预算支出的比值来衡量地方政府财政自给率。使用中央政府对地方政府的转移支付金额与当年地方政府财政总支出的比值来测量中央对地方的转移支付水平，记做Transfer1。为了检验实证结果的可靠性，本文同时使用另一种方法测量转移支付水平，即中央对地方转移支付金额与当年地区生产总值的比值，记做Transfer2，并作为模型二进行参照对比分析。

外生控制变量：固定资产投资水平（Invest）、对外贸易水平（Trade）、劳动力资源丰富度（Labor）以及人力资本积累（Education）。固定资产投资采用各省固定资产投资总额与当年该省地区生产总值的比值。对外贸易水平，采用各省进出口总额与当年该省地区生产总值的比值。劳动力资源丰富度采用各省社会从业人员数量占当年该省人口总数的比重，反映的是劳动力数量。人力资源积累则采用各省中学以上在校生人数占当年该省人口总数的比重，反映出劳动力素质的积累。

图2 1994-2012年31个省地区生产总值示意图

图3 1994-2012年31个省GDP增长率示意图

表1 变量统计特征

（五）数据来源与变量统计特征

样本数据涵盖了除香港特别行政区、澳门特别行政区、台湾省之外的31个省、自治区、直辖市①重庆1994-1997年为计划单列市，1997年恢复为直辖市，在此期间的相关数据资料都较为齐全，且与四川省统计数据相互独立。尽管1997年前后所辖县区有所不同，但因1997年后新加入的县区经济总量较小，不会对四川或者重庆的数据稳定性造成显著影响，故将重庆1994-1997年也作为省级行政区纳入考察，直接使用相关统计数据。，时间跨度为1994-2012年，所有基础数据来自于各省经济社会统计年鉴（1995-2013），统计公报（2012）、省级财政预决算表（2012）以及《中国财政年鉴》（1995-2012）。其中，需要特别强调的是，中央对各省的转移支付数据来源于各省历年财政预决算表中“中央补助收入”类目。经基础数据计算得出的所有分析数据均为比值形式，避免了数据的对数处理，增强了实证检验结果的稳定性。各变量数值的特征见表1，可以看出，由于各省的经济社会发展程度不一，数据之间具有较大差异，但为了确保实证结果在中国大陆范围内的普适性和可推广性，依然将31个省级行政区全部纳入分析。在这里必须说明的是西藏自治区从2009年起，财政支出开始超过地区生产总值，而财政支出中90%以上来自于中央转移支付，导致Transfer2即转移支付与地区生产总值的比值超过1（按百分数计超过100）。

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四、估计结果及分析

（一）门槛检验

本文使用中央对地方转移支付与地方政府财政总支出的比值，以及中央对地方转移支付与地区生产总值的比值两种方法对中央政府转移支付水平进行测量，互为参照，分别记做Transfer1和Transfer2，并分别对应着模型一和模型二进行面板门槛分析。以地方政府财政自给能力Self作为门槛变量，利用STATA12.0进行实证分析，用自举抽样法计算F值和P值，抽样次数为1000次，得到门槛效应检验结果以及在多门槛面板回归模型中的门槛估计值见表2。从表2中不难发现：模型一与模型二都存在三门槛效应，且在5%的显著性水平下显著，故本文将选用三门槛模型进行分析。

第一，固定资产投资水平（Invest）、对外贸易水平（Trade）、劳动力资源丰富度（Labor）以及人力资本积累（Education）始终对于地区经济增长都有着显著的影响。但是这些因素影响地区经济增长的效用是不一样的，其中，固定资产投资水平、对外贸易水平以及人力资本积累都能有效促进地区经济增长，这一结论进一步验证了以往的相关研究成果（宋丽智，2011；王坤和张书云，2004；杨建芳、龚六堂、张庆华，2006）。值得注意的是，回归结果中，劳动力资源丰富度始终与经济增长显著负相关，而反观人力资本积累则始终与经济增长显著正相关，且其回归系数始终最大。相比较可以看出，在人口红利逐渐消失和发展方式转变背景下，提高劳动力素质以强化对经济的直接影响是保障我国未来经济增长最有效的措施（陈波和吴丽丽，2011）。

表2 门槛效应检验与门槛估计值

（二）面板门槛回归模型估计结果分析

基于估计出来的门槛值，对面板三门槛模型进行参数估计，表3分别列出了模型一和模型二的关于转移支付对经济增长的三门槛回归估计结果和线性个体固定效应回归结果。由表3可知。

表3 转移支付对经济增长影响的面板门槛回归模型估计结果

第二，从线性个体固定效应回归结果来看转移支付的效应，两个模型分析得出的结论存在差异。模型一中转移支付水平与经济增长呈现正相关，且在1%的显著性水平下显著，而在模型二中转移支付对经济增长的影响为负，但是不显著。其原因在于两者对于转移支付水平的测度方法存在差异，从统计数据来看，随着中央对地方转移支付力度的逐年加大，中央转移支付占地方财政总支出的比例呈现逐年上升的态势，即Transfer1是逐年上升的，然而地区经济增长速度可能超过转移支付增加的速度，使得转移支付与地区生产总值的比值Transfer2可能出现逐渐下降的趋势，最终导致两者的回归结果出现差异。从整体来看，不显著的负作用只是代表存在很低程度的“阻力”，减弱了转移支付对于经济增长的显著正向影响，但其促进经济增长的作用依然有效存在。加之前面已经证实转移支付与经济增长之间存在三门槛效应，因此较好的验证了本文提出的理论假设1。

第三，从非线性三门槛回归结果来看转移支付的效应，模型一中，在不同的财政自给水平下，转移支付始终与经济增长呈现正相关，且都在1%的显著性水平下显著，但是回归系数存在着不同。在财政自给水平从0%上升到66.928 9%，分别跨越两个门槛30.850 1%、58.401 2%的过程中，转移支付对经济增长的正效应是逐步提升的，分别为0.047、0.063 6和0.092 7。当财政自给水平低于30.850 1%时，转移支付对经济增长的正向影响程度最低。当财政自给水平超越58.401 2%，低于66.928 9%时，正向影响程度最高，之后随着财政自给水平进一步提升，突破66.928 9%，转移支付的正效应却下降至0.052 8。由此推测，在地方财政自给水平低于30.850 1%和高于66.928 9%时，转移支付对经济增长的正向作用存在某种程度的“阻力”，而模型二恰好地证实了这一点。模型二中，对应着模型一，财政自给水平低于31.178 1%和高于66.928 9%两种情况下，转移支付与经济增长都呈现不显著的负相关，这与线性个体固定效应回归结果类似，这个不显著的负效应减弱了转移支付对于经济增长的显著正向影响。在前文的理论阐述中，把这个“阻力”归结为地方政府自身的财政健康状况和地方官员行为共同作用的结果，即当地方政府财政自给水平非常低下时，地方政府首先考虑将转移支付的资金用于地方财政“吃饭”，导致经济增长乏力；当地方政府财政自给水平达到很高水平时，经济增长带来的“晋升-政绩效应”已经不够明显，民生成为下一个“晋升-政绩亮点”，地方官员会将更多的注意力投向民生事业，于是转移支付资金瞄准民生，偏离了经济增长。此外，模型二与模型一相似，在地方财政自给水平从0%逐步提升到66.928 9%的过程中，跨越了两个门槛，转移支付对经济增长的正效应逐步提升、逐步显著，并在61.353 1%至66.928 9%的阶段达到最高，为0.350 8，之后随着财政自给水平的进一步提升，正效应减弱转变成了不显著的负效应。从整体上看，两个模型都证实转移支付的经济促进效应随着地方财政自给水平的提升呈现先增强后减弱的态势，且“分水岭”都为69.928 9%。两个模型结论相似，可以互为佐证，说明实证结果具有很强的稳定性和可靠性，很好地验证了本文提出的理论假设2。

（三）扩展分析

高财政自给能力的省份所获得的转移支付能够较好地瞄准民生工程，提供高水平的公共服务。中上财政自给能力省份虽然不能提供如高财政自给能力省份那样高水平的公共服务，但其转移支付促进经济增长的效用是最强的。而中下和低财政自给能力的省份所获得的转移支付大多被“吃饭财政”所消耗，导致经济发展水平和所提供的公共服务水平都较低，既不能像中上财政自给能力的省份那样有效促进经济的发展，也不能如高财政自给能力的省份那样提供高水平的公共服务，处于一个非常“尴尬”的境地，本文将0%到58.401 2%的财政自给水平区间称为“尴尬区间”。从表4和图4中，可以明显看出：1994年至2012年这19年中，高财政自给能力的省份数基本没有太大变化，每年都维持在8个左右，而中上财政自给能力的省份数变化最剧烈，从最多时的10个骤降至0个，这些原本财政能力处于中上行列的省份出现了“降级”，转移到了财政能力中下及低下的“尴尬区间”内，从2000年开始，处于“尴尬区间”的省份占据了绝对多数。因此从整体上看，1994-2012年这19年间，我国财政转移支付制度促进公共服务均等化的效率是在下降的，其对于地区经济增长的促进效用也呈现下降趋势。显然，要摆脱这一处境，仅仅依靠中央政府的转移支付是不够的，更关键的在于提升地方政府的财政自给能力，让地方政府真正从“尴尬区间”中解脱出来。

表4 各年份不同区间内省份数

图4 各区间内省份数及转移支付经济促进效用变化趋势图

五、结论

本文首先基于索洛模型从理论层面阐释了转移支付与经济增长的正相关联，并从地方财政健康和官员行为理论的角度进一步分析地方政府财政自给能力影响转移支付促进经济增长的作用机理，接着以地方政府财政自给能力作为门槛变量，利用中国31个省级行政区的面板数据，构建门槛模型从财政自给的视角实证考察了1994-2012年中央转移支付与地区经济增长的关系，得出以下结论。

（1）中央政府对地方政府的转移支付能够有效促进地区经济增长，但存在三门槛效应，其促进地区经济增长的效用随着地方政府财政自给能力的提升呈现先增强后减弱的态势。当地方财政水平低于30.850 1%时，转移支付对经济增长的促进作用最弱，随着财政自给水平的提升，转移支付的经济促进作用逐渐增强，并在接近66.928 9%的一个区间内达到峰值，之后随着地方财政自给水平突破66.928 9%，转移支付的经济促进作用出现减弱。

（2）通过对我国31个省级行政区的财政自给能力进行分区，发现当前我国绝大多数省份处于中下及低财政自给能力的“尴尬区间”，既不能有效促进经济增长，又不能提供高水平的公共服务。从整体上看，1994-2012年这19年间，我国财政转移支付制度促进公共服务均等化的效率是在下降的，其对于地区经济增长的促进效用也呈现下降趋势。要从根本上扭转这一局面，关键在于提升地方政府的财政自给能力。

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