一般性转移支付的均等化效应分析

张凯强

(中国社会科学院 财经战略研究院，北京 100006)

一、引言

始于2015年，以提高一般性转移支付占比的政策设计不断推出；转移支付制度作为建立现代财政制度的重要内容，从调整转移支付结构到完善转移支付与财政支出、财政收入关系，进一步规范和调整政府间的财政关系，发挥市场的竞争性作用，服务于中国高质量增长转型。转移支付的结构和规模也发生了较大的变化，主要表现为：转移支付的规模不断扩大，继续促进和保证区域经济的协同发展；一般性转移支付的占比大幅提高，专项转移支付进一步得到清理整合；转移支付资金的预算管理和绩效评估稳步推进。那么，一系列以一般性转移支付为核心的制度设计的理论依据在哪里，政策逻辑又是什么？

如上述事实分析所言，中国的转移支付的结构和规模发生了根本性的变化，本文将从转移支付的区域增长均等化效应的视角解释一般性转移支付占比的大幅提高，发现相比于专项转移支付，一般性转移支付的均等化增长效应也较为显著，尤其是均衡性转移支付的均等化效果显著优于专项转移支付。在国内外文献方面，对转移支付的均等化的研究结果也具有不确定性。首先，一方面，转移支付有利于政府间的纵向和横向的财政平衡，财政分权下的地方政府具有信息优势，充分发挥基本公共支出的外部性，促进了地区间基本公共服务的均等化(Boadway和Flatters，1982[1]；Eichhorst，2007[2]；Allers，2012[3]；田发等，2013[4]；周琛影，2013[5]；赵永辉等，2017)[6]；另一方面，转移支付加剧了地方政府财力失衡，地方政府的支出行为偏好(生产性支出偏好、追逐行政管理支出等)进一步恶化了地区间基本公共服务均等化(McLure，1994[7]；Tsui，2005[8]；Ivanyna，2010[9]；马骏，1997[10]；尹恒等，2007[11]；赵桂芝等；2012)[12]。其次，相比于中国转移支付结构和规模的均等化效应是正值或者是负值，一些文献则认为主要原因是经济发展阶段和发展背景的不同。曾明等(2014)[13]基于省级面板数据认为财政供给程度的强弱是转移支付制度能否有效促进基本公共服务均等化的重要原因；赵建国等(2015)[14]同样基于省级面板认为一般性转移支付促进了基本公共服务均等化，而专项转移支付则具有反向作用；贾晓俊等(2015)[15]基于河北省的教育支出认为分类拨款比专项拨款、一般性转移支付更有利于基本公共服务均等化。上述文献的研究角度大多只关注转移支付的一个方面(如仅仅分析转移支付总量、专项分类拨款、教育公共服务等)。第三，在文献中，经验分析的数据也以省级面板数据为主，而很少有文献全面考察一般性和专项转移支付对基本公共服务均等化的影响，且没有稳妥地处理内生性问题。第四，也有部分文献依托于微观调查数据来探讨转移支付的均等化效应(解垩，2017；陈国强等，2018)[16-17]，此处不再展开。因而，本文的发现则进一步拓展、丰富了上述研究结论。

本文从一般性转移支付的公共服务均等化效应视角来观察中国转移支付政策的不断调整和变化，也是在转移支付和公共产品供给文献的支撑下进行的。首先，从转移支付文献视角来看，转移支付的文献经历了阐释“粘蝇纸效应”(the Flypaper Effect)第一代理论和阐释转移支付的经济效应的第二代理论(Gamkhar和Oates，1996[18]；毛捷等，2015[19]；Dahlberg等，2008[20]；Qiao等，2008[21])；即而从转移支付的均等化效应的视角来解释转移支付结构和政策也是文献已有的研究。其次，立足于政府行为与公共产品的供给方面的文献，也有一系列文献指出公共品供给行为的选择机制。李永友等(2017)[22]拓展Liu(2014)[23]政府竞争的研究框架，均发现转移支付不利于公共产品的供给；赵永辉等(2017)[6]同样利用省级面板数据发现转移支付的公共产品的供给和投入与区域经济发展水平密切相关。第三，立足于中国转移支付政策的特殊性，也有一系列文献指出，专项转移支付项目存在一系列问题，设置繁多、资金投入和分配不透明，以及地方政府的“跑部钱进”现象，使得专项转移支付资金使用效率较低(楼继伟，2013[24]；吕冰洋等，2018[25])。因而，本文以已有文献为基础，进一步使用经验事实分析和解释一般性与专项转移支付的政策调整和设置。

故而，本文着力解释从公共服务均等化效应视角下，提高一般性转移支付占比的政策实践，丰富已有的文献，并对我国转移支付政策的调整，完善转移支付政策与财政收入、财政支出政策的联接，推动现代财政制度的建设、服务与高质量增长转型。本文基于我国2000—2009年的地级市面板数据，使用工具变量(IV)方法，探讨一般性和专项转移支付对基本公共服务均等化的作用机制。结合文献分析表明，提高一般性和专项转移支付比重，将提高该地区基本公共服务均等化程度，但是二者的运行和执行机制存在一定的差异性。基于2000—2009年的地级市面板数据的IV模型分析，显著地论证了上述结论，即发现一般性转移支付占比分别提高10%，该地区的基本公共服务均等化水平将增加2%；且该经济效应不弱于专项转移支付的均等化效应；进一步发现，均衡性转移支付的均等化效果则比专项转移支付高66%，而且，中西部地区的专项转移支付的均等化效果不显著，进一步显现专项转移支付的问题和弊端。

本文的主要贡献在于从转移支付结构角度，分析了转移支付结构对各地区基本公共服务均等化程度的作用机制，着力刻画一般性和专项转移支付的经济效应和差异性，补充了转移支付与基本公共服务的相关文献。其次，本文使用工具变量(IV)设计，较好地处理了内生性问题，实证结果更稳健。在2015年，国务院提出提高一般性转移支付占比到60%以上，并建立和完善转移支付制度；而2018年中共中央与国务院联合发布的《关于建立健全基本公共服务标准体系的指导意见》进一步要求到2035年，基本公共服务均等化基本实现，现代化水平不断提升，基于我国深化财税体制改革的契机，本文的分析和结论有助于完善转移支付制度和保障基本公共服务均等化目标的实现。

本文以下部分的结构依次为：基本公共服务均等化的事实分析和机制分析，计量模型和数据说明，实证结果，结论。

二、制度背景和机制分析

(一)基本公共服务均等化

1.基本公共服务均等化的内涵

《“十三五”推进基本公共服务均等化规划》(下文简称《规划》)中将基本公共服务均等化定义为：基本公共服务是由政府主导、保障全体公民生存和发展基本需要、与经济社会发展水平相适应的公共服务。基本公共服务均等化是指全体公民都能公平可及地获得大致均等的基本公共服务，其核心是促进机会均等，强调的是保障机会的公平性，而不是简单的平均化。

基本公共服务均等化的核心思想为“基本”“均等”。就“基本”而言，主要是指：基本公共服务与公民最关心、最直接、最现实的切身利益密切相关；其次，基本公共服务是政府提供的公民生活的最低保障，当经济发展水平和政府提供的保障能力提高，其应逐步扩大，即最低保障具有阶段性(陈昌盛，2008[26]；曾红颖，2012[27]；贾晓俊等，2015[28])。就“均等”而言，学术界一直有不同理解。首先，绝大多数学者从底线平等、结果均等、机会均等等多角度、多维度阐述了“均等化”内涵(安体富等，2007[29]；龚锋等，2015[30])；其中，《规划》中将基本公共服务均等化定义为机会均等。其次，我国当前基本公共服务领域存在地区间、城乡间和人际间均等化差别(安体富等，2007[29]；项继权等，2008[31]；曾红颖，2012[27])。曾红颖(2012)[27]认为城乡均等化是发展阶段问题，而区域均等化则是发展权问题，要解决二者之间的问题更应该从区域差别着手。本文也基于地市级之间的均等化问题分析一般性和专项转移支付的作用机制。

基本公共服务均等化的责任主体在政府，其设立动机在中央政府，执行主体是各级政府，且中央、省、市、县各级政府的职能不应雷同(曾红颖，2012[27]；贾晓俊等，2015[15]；贾晓俊等，2015[28]；王瑞民等，2017[32])。首先，基本公共服务均等化设立的主要目标在于：促进收入再分配，提高居民福利水平，体现公平的原则；有利于优化地方政府的财政支出行为，提高公共服务供给效率；设立基本公共服务的最低标准，可以缓解各个地区间消费者的“用脚投票”带来的人口流动，有利于地区间资源有效配置(Boadway和Shah，2009[33]；贾晓俊等，2015[15])。其次，地方政府是实现基本公共服务均等化的主要执行者，由于地方政府财力不足难以提供最低标准的公共服务，因此，转移支付是实现基本公共服务均等化的重要保障。

2.基本公共服务均等化的指标测算

测算公共服务均等化水平的方法主要有离散指数法、泰尔指数法、综合评价法等(安体富等，2007)[29]，本文选择离散指数法，文献中有较多的文章采用该方法对收入不平等等方面进行测算(Williamson，1965[34]；Petrakos等，2005[35]；Liu等，2016[36])，借鉴曾红颖(2012)[27]、曾明等(2014)[13]的方法，对基本公共服务均等化指标进行测算。具体的计算公式如下：

全国人均均等化支出标准=

(1)

i地级市所在省人均标准支出=全国人均均等化支出标准×i所在省份支出成本差异系数

(2)

(3)

EQi=

(4)

其中，EQi为地级市i的基本公共服务均等化水平；也就是说，各地级市偏离其所在省份的均等化程度。由公式(4)可知：EQi≤0，当EQi为负数且EQi的绝对值越大，说明地级市i偏离其所在省份的均等化程度越大，则该城市的公共服务均等化程度越差；当EQi=0时，说明地级市i的公共服务均等化水平等于该省的平均水平。当各地级市的EQi绝对值都较小，甚至趋近于0时，意味着全国范围内的公共服务已经趋近于均等化态势。

通过上述计算公式可知，基本公共服务均等化指标的测算是建立在全国、省级、地市级的人均财政支出和省级支出成本差异系数基础上。其中，各层级的人均财政支出水平是保障该地区基本公共服务均等化水平的基础，即“基石”部分，强调公平；而省级支出成本差异系数是建立在“9类基本公共服务细分为24项组分”基础上的“关键”部分，度量标准中的可变部分，兼顾基础。在下一小节，我们将对各地区的基本公共服务均等化水平进行描述性分析。

(二)研究假设

基于我国的行政体制和财政体制，转移支付与基本公共服务均等化在经济增长框架下的作用机制可描述为：中央政府作为政策主导设计的主体，地方政府作为执行主体，通过转移支付、财政支出和收入政策等实施途径，实现经济增长和基本公共服务均等化的发展目标。对某一地区的基本公共服务均等化水平的影响因素包括多个方面，如转移支付、行政政策、地方政府的行为等。而就转移支付视角来看，一般性和专项转移支付的均等化效果也存在差异。主要存在以下三个方面的差异。

第一，就一般性和专项转移支付整体的运行机制来说，二者均有利于不同地区间的基本公共服务均等化，但是不同类型的转移支付对地区间基本公共服务均等化的影响存在差异。首先，转移支付的政策目标可以简单地归纳为解决纵向和横向财政不均衡。因此，地方政府获得较高的转移支付资金，将为本地区的基本公共服务提供保障，提高均等化效果(安体富等，2010[37]；田发等，2013[4])。其次，一般性转移支付对资金的支配权有利于保证均等化程度的有效调整，由于一般性转移支付不限定使用条件，因而，在其他条件不变的情况下(譬如，更多地将资金使用到经济建设上)地方会拥有更多的财力以推动基本公共服务水平的上升。与一般性转移支付相比，专项转移支付的制度设计则有利于公共服务资金的“专款专用”，如果专项转移支付专款用于落后地区的基本公共服务，显然有利于提升该地区基本公共服务的水平，从而促进基本公共服务的均等化；相反，如果专项转移支付更多的是与经济建设相关的项目，则不利于推进基本公共服务的均等化；此外，专项转移支付项目繁多，资金使用、流向和管理缺乏规范和制度，导致专项资金使用率低，降低了专项转移支付的均等化程度(赵建国等，2015)[14]，而楼继伟(2013)[24]、范子英等(2014)[38]进一步指出专项转移支付占比较高且项目繁多，且专项转移支付存在的寻租和腐败问题，使得专项转移支付的均等化效果不显著(赵建国等，2015)[14]。因而，专项转移支付总体上能够促进基本公共服务的均等化，但其作用效果取决于专项资金的流向。

第二，从专项转移支付政策的执行情况来看，以“项目制”为核心的专项转移支付政策在下级政府方面，缺乏良好的执行情况。如部分文献所言，专项转移支付在一定的角度下，具有良好的经济增长效应和均等化效应(贾晓俊等，2015[28]；郑世林等，2017[39])；但是较多的文献则反映专项转移支付在下级政策的执行情况远非在上级部门的有效率情形(周飞舟，2012[40]；黄宗智等，2014[41]；付伟等；2015[32])。其中，郑世林等(2017)[39]发现专项转移支付的经济增长效应，也发现其在执行时，存在扩大地方政府的财政缺口和加大区域间城乡收入水平的现象。周飞舟(2012)[40]发现，就县乡两级政府而言，财政资金的使用，由“L模式”转向“Seven模式”，弱化了乡镇政府的力量；因而，专项转移支付资金远未达到服务该地区公共服务的建设，进一步造成基层政府特别是乡镇政权为“悬浮性”政府，导致专项转移支付资金的效率低下和扭曲。付伟等(2015)[42]进一步认为，乡镇政权由“悬浮性政权”走向“协调性政权”，使得乡镇政权无钱无权，再次造成或引致基层政府的“跑步前进”现象；因而，专项转移支付政策上的困境进一步使得其资金在基层政府运作和执行过程中走向了技术治理的反面。此外，黄宗智等(2014)[41]则从“官商勾结”，即地方政府和企业合谋的角度发现转移支付资金在执行过程中的低效率，远离“服务型”治理的初始目标。

第三，从地方政府的支出行为角度看，地方政府的支出偏向将影响一般性和专项转移支付的均等化效果。首先，地方政府的财政收支行为(包括财政补贴、税收优惠等)直接影响该地区的经济增长和基本公共服务水平，而财政支出行为和偏好直接决定转移支付的均等化效果。如果地方政府追逐地区经济增长和政府规模的扩大，则一般性转移支付资金将不能有效地保障基本公共服务供给，特别是，在我国以GDP为考核目标的政治晋升机制下，地方政府偏好生产性支出(Li和Zhou，2005[43]；尹恒等，2011[44])，转移支付资金将会更多地用于生产性支出，从而不能有效地保障公民的基本公共服务水平，这降低了转移支付均等化效果。同时，一系列文献也发现，政府的财政支出偏向也将影响政府与市场间作用关系，使得市场主体预期发生变化，进一步使得转移支付的经济效应发生变化(吕炜等，2008[45]；吕冰洋等，2018[46])。其次，财政分权下的转移支付资金设定容易引发地方政府的道德风险、逆向选择行为。如果上级政府的转移支付与地区的收入支出水平、基本公共服务水平相关，且地方政府预期到较低的税收或者公共服务会导致更多的转移支付资金时，会减少该地区的税收或者公共服务的提供(Persson和Tabellini，1996[47]；Baretti等，2002[48])。通常，一般性转移支付具有较为规范的标准，根据各地区的标准收入和标准支出作为分配依据，其引发的地方政府的道德风险和逆向选择行为较少；而很多专项转移支付则往往直接与当地的某些公共服务水平相关，较低的公共服务水平往往更加可能申请到相应的专项转移支付。因而，地方政府的道德风险和逆向选择行为也一定程度上降低了转移支付的均等化效果。总之，转移支付对基本公共服务均等化的影响机制与地方政府的财政支出行为息息相关。

因而，转移支付制度和政策设计就是服务于区域经济的均衡发展，有利于基本公共服务均等化，一般性和专项转移支付也均具有均等化效果，但其具体效果存在差异，并提出假设1。假设1的经验分析，我们将在下文进一步讨论。

假设1：相比于专项转移支付，一般性转移支付的均等化效应更大。

三、计量模型与数据说明

为了从实证上检验一般性和专项转移支付对地区间基本公共服务均等化的影响，本节采用2000—2009年的地级市面板数据进行实证分析。

(一)计量模型

1.模型设置

本文采取的计量策略是以地级市的一般性转移支付占比作为核心解释变量，以专项转移支付占比作为主要解释变量，以地级市基本公共服务均等化水平作为被解释变量。具体来说，我们建立如下实证模型：

EQpt=α+β1GTpt+β2ETpt+γ·Zpt+up+vt+εpt

(I)

在(I)式中，被解释变量EQpt是地级市p在t年的基本公共服务均等化水平。其中，基准指标通过标准化人均支出水平测算得到，记为eq1；此外，在稳健性分析中，我们修改(4)式中标准化人均支出水平，为该地级市所在省份的实际的人均支出水平后得到稳健性指标，记为eq2。eq1、eq2的计算公式为：

(4')

(4'')

(I)式中的主要解释变量为GTpt、ETpt，分别以一般性转移支付、专项转移支付与该地区财政收入和转移支付总和(记为财政收入总和)的比值(吉黎等，2015[49]；吕冰洋等，2018[46])来代表地方政府的财政收入总和对一般性、专项转移支付资金的依赖程度，能够更好地反映各地区对转移支付资金的依赖程度。其中，将一般性和专项转移支付占比依次记为gt1_r、et1_r；其次，本文还考察了总量转移支付占比(gt2_r)、均衡性转移支付占比(gt3_r)对基本公共服务均等化的影响程度；此外，还考察了稳健性指标，一般性和专项转移支付占GDP的比重(gt1_gdp、et1_gdp)的回归结果。

我们将关注系数β1、β2的估计系数。根据理论机制分析假设1，我们预期地方政府的一般性和专项转移支付占比提高，将提升该地区的基本公共服务均等化的水平，即β1>0、β2>0。对于二者之间的关系，我们在实证性分析中讨论。

在回归方程(I)中，控制变量Zpt包括(Tsui，2005[8]；曾明等，2014[13]；赵建国等，2015[14]；吕冰洋等，2018[25])：经济发展水平(rgdpper)，我们使用人均实际国内生产总值来反映；财政自有收入水平(fisgiven)，即财政收入与财政支出的比值；第二产业占比(industry)，使用第二产业增加值占地区生产总值的比重；财政供养人口比重(govemp)，即财政供养人员与总人口的比值；全社会固定资产投资占GDP比重(fixrate)；小学生在校人数与小学学校总数的比值(prischool1)；医院病床数与总人口的比值(health_beds)。此外，我们还加入了地级市虚拟变量(up)和年份虚拟变量(vt)；εpt是随机扰动项。

2.实证方法——IV模型

根据基本公共服务均等化水平的计算式(4)，我们知道基本公共服务均等化水平的基准指标eq2的计算是建立在标准化的支出系数基础上的，而标准化的基础系数是建立在人均财政支出水平的“基石”部分和以“9类基本公共服务细分为24项组分”为背景的“关键”部分上的；而一般性和专项转移支付占财政收入总和的比重决定地方政府财政支出行为；此外，考虑到反向因果、遗漏变量等因素，故被解释变量和解释变量可能存在一定程度的内生性，本文采用工具变量(IV)进行分析(范子英等，2014)[38]。本文在基准模型中，考虑一般性转移支付占比的工具变量为滞后1期和所在地级市市委书记是否具有人文社科专业(虚拟变量，是为1，反之为0)(Lu等，2018)[50]。根据Lu等(2018)[50]，在工具变量的选择时，因为相比于理工科专业的竞争性，人文社科专业的市委书记对地方政府的财政支出行为偏向较小(如财政竞争行为、逆向选择行为等)。在稳健性分析中，对总量转移支付、均衡性转移支付和分样本情形进行详细分析。

(二)数据说明

实证分析的数据采用2000—2009年的地级市面板数据，核心变量和主要控制变量数据主要来源于《全国地市县财政统计资料》《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》等。工具变量数据使用地级市的领导人数据来源于复旦大学经济学院统计数据。在计算实际GDP时，我们以1990年不变价进行衡量。由于四个直辖市不存在地级市，我们剔除了四个直辖市的数据；考虑到西藏自治区转移支付的特殊性，也将其剔除；并且对关键变量数据剔除各变量1%的极端值。数据描述性统计分析见表1。

表1 主要变量的描述性统计

续表

四、实证结果

(一)基准结果

表2是依次使用OLS方法、固定效应(FE)、工具变量(IV)、估计方法对(I)式进行估计的结果。其中，第1列为OLS方法，第2为双向FE方法，均包括地级市的控制变量；列3～4为IV方法，二者的区别是在第4列添加列3的地级市经济特征的控制变量基础上，添加地级市的公共服务水平的控制变量——小学生在校人数与学校总数的比值(prischool1)和医院病床数与总人口的比值(health_beds)。列3～4中一般性转移支付占比的工具变量为滞后一期变量和地级市市委书记是否具有人文社科专业变量。在IV方法的过度识别检验和DWH内生性检验中，均认为两个工具变量均合格，故进行IV估计。

首先，回归结果显示，提高一般性和专项转移支付占财政收入总和的占比，将显著提高该地区的基本公共服务均等化水平。第3、第4列的回归系数表明，一般性和专项转移支付占比分别提高10%，该地区的基本公共服务均等化水平将分别增加2%，相当于0.059个样本标准差，显著水平为1%；列1和列2虽然没有考虑内生性问题，依然显示专项转移支付的正向作用。回归结果有力地论证了命题1，显示了转移支付对地区基本公共服务均等化的显著作用(田发等，2013[4]；贾晓俊等，2015[28])。

其次，在表2的回归结果中也表明，一般性转移支付和专项转移支付的基本公共服务均等化效果差异很小；这似乎与我们机制分析结论存在矛盾。我们认为导致上述结果的原因有三个方面。第一，在2000—2009年之间，我国的一般性转移支付包括了许多规定用途的子项目，如胡祖铨等(2013)[51]，贾晓俊等(2015)[28]直接重新划分转移支付的分类进行分析；也就是说，有一些从理论上来说并不属于无条件转移支付的部分包含在一般性转移支付里面。不过，其中的均衡性转移支付基本可以认为是无条件转移支付，因而我们使用均衡性转移支付的数据再次对地区均等化程度进行回归，结果见表4。第二，当不考虑一般性转移支付与均等化程度的内生性时，将会低估一般性转移支付的均等化效应，如表2列1所示。第三，如机制分析中说明，专项转移支付在执行中存在较多的弊端，特别是“跑部前进”等现象的出现，表明专项转移支付具有较高的弹性和不确定性，也使得专项转移支付的统计效应更为显著。

表2 转移支付对基本公共服务均等化的回归结果(基准结果)

综上所述，考虑到一般性和专项转移支付的运行和执行机制，这一结论也是合理的。因而，联合相关的文献分析，以及从2015年开始一系列转移支付的调整政策，特别是推出的一系列分类分档转移支付改革,我们发现提高一般性转移支付占比具有一定的经济逻辑。首先，重新调整转移支付的结构和规模，发挥一般性转移支付的优势和效率，摒弃专项转移支付的弊端。其次，从均等化效应角度，一般性转移支付的均等化效应并不弱于专项转移支付，且发现均衡性转移支付的均等化效应更为显著(如表4所示)。

第三，在控制变量方面，各地区的经济发展水平将直接影响该地区的基本公共服务水平，而且公共服务均等化程度不仅仅依赖该地区的教育和医疗水平。首先，列4显示，城市的实际人均GDP水平(rgdpper)将降低该地区的基本公共服务均等化程度，而城市的产业结构(industry)和财政自给水平(fisgiven)将有利于基本公共服务的均等化；其中后者结果与曾明等(2014)结论相同，财政自给程度越高，转移支付的均等化效应越强。其次，城市的小学生在校人数与小学学校总数的比值(prischool1)和医院病床数与总人口的比值(health_beds)对基本公共服务均等化影响不显著，也印证了均等化指标(eq1)不仅仅依赖教育和医疗服务水平。

(二)稳健性分析

1.总量转移支付

在基准模型表2中，IV模型考虑了一般性和专项转移支付分别作为解释变量的情形，本节进一步，首先考察总量转移支付的回归结果，且同时使用转移支付总量占财政收入总量比值的滞后1期变量和地级市市委书记是否具有人文社科专业变量。回归结果见表3，在列1中，均满足过度识别检验和DWH内生性检验中，故以列1的结果进行分析。

表3 转移支付对基本公共服务均等化的回归结果(总量转移支付)

回归结果显示，提高转移支付总量占比将提高该地区的基本公共服务均等化水平，结论与基准模型相近，即当转移支付总量占比分别提高10%，该地区的基本公共服务均等化水平将增加2.5%，上述结果略高于基准模型。上述结论也符合机制分析的结果，当一般性和专项转移支付的均等化效应均较为显著时，二者加总的实证分析结果将放大单个变量的经济效应，也将小于二者的均等化效应之和。

2.均衡性转移支付

表4为将解释变量的一般性转移支付占比更换为均衡性转移支付占比，且模型依次进行OLS、FE、IV模型分析，其模型及控制变量情形同表2。列4的IV模型检验结果显示，解释变量具有内生性且工具变量均合格。

回归结果显示，均衡性转移支付占比提高将显著提高基本公共服务均等化水平，其结果大于专项转移支付的均等化程度。如表4所示，当均衡性转移支付占比提高10%，该地区的基本公共服务均等化水平将增加3.2%(比专项转移支付高66%)，此时专项转移支付的均等化效果为1.9%(与基准模型的2.0%相近)；故均衡性转移支付的均等化程度优于专项转移支付。上述结论表明，由于地方政府具有均衡性转移支付资金的完全的支配权，故地方政府能够利用信息优势，发挥地方政府的能动性，最大化公共产品的外部性。

表4 转移支付对基本公共服务均等化的回归结果(均衡性转移支付)

3.更换样本

表5为分析三种更换样本的情形，其中面板A为考虑时间为1998—2009年情形；面板B为更换解释变量的情形，此时解释变量为一般性和专项转移支付占GDP的比重；面板C为更换被解释变量情形，此时更换为依据地级市所在省份的实际人均支出测算的基本公共服务均等化水平(eq2)。其中，三个面板数据，均采用基准模型中IV模型，控制城市虚拟变量。首先，观察过度识别检验和DWH内生性检验结果，显示解释变量均具有内生性且工具变量均合格。其次，回归结果显示提高一般性和专项转移支付占比将提高该地区的基本公共服务均等化水平，即更换样本时，结果与基准模型类似。

表5 转移支付对基本公共服务均等化的回归结果(更换样本)

4.异质性分析

表6为样本分组情形，其中列1、列3和列2、列4分别对应东部、中西部地区分样本的回归结果；列1～2的解释变量为一般性和专项转移支付占财政收入总和的比值，列3～4更换为均衡性和专项转移支付占比；模型采用基准模型的IV分析，且均控制所有地级市控制变量，城市虚拟变量，并省略控制变量的估计系数。因而，在IV模型的检验中，观察过度识别检验和Hausman内生性检验结果，显示解释变量均具有内生性且工具变量均合格。

回归结果显示，在东部地区，一般性(或者均衡性)和专项转移支付均有利于基本公共服务均等化；而在中西部地区，专项转移支付的回归系数则不显著。首先，在列1、列3的东部地区回归系数中，虽然一般性或者均衡性转移支付系数不具有显著性，但符号为正，且回归结果大小同中西部地区相近；因而，也一定程度上表明一般性或者均衡性转移支付的正向作用。其次，在列2、列4中中西部地区分组中，专项转移支付占比的回归结果远小于基准结果；专项转移支付在中西部的回归结果与(赵建国等，2015)[14]结论相同，并将其归因于专项转移支付的项目繁多、使用效率低等特征(楼继伟，2013)[24]。因而，一定程度上也表明西部地区对专项转移支付资金的使用不能做到“专款专用”，因而是地方政府的公共支出行为也直接影响专项转移支付的均等化效果。

表6 转移支付对基本公共服务均等化的回归结果(分样本)

总之，IV模型的有效性检验和回归分析有力地论证和说明理论机制分析的结论，即一般性和专项转移支付的提高，有利于提高地区的基本公共服务均等化水平，但是二者的运行和执行机制存在一定的差异性。在稳健性分析中发现，均衡性转移支付具有比专项转移支付更高的均等化效果，且中西部地区的专项转移支付不具有均等化效应；上述结论可归因于一般性和专项转移支付运行和执行机制，以及地方政府的支出行为，均衡性转移支付发挥了地方政府的信息优势和主动性，而专项转移支付资金虽然一定程度上具有更高的弹性和机动性，也不能高效地“专款专用”。进而，实证结论与机制分析结论相吻合，进一步阐释我国转移支付结构和政策的调整和改革。

五、结论

本文结合理论机制与实证分析，研究了地方政府的一般性和专项转移支付占比对该地区基本公共服务均等化的影响；进而从均等化效应角度解释和说明我国从2015年开始的一系列提高一般性转移支付的政策改革。

结合文献分析表明，提高一般性和专项转移支付比重，将提高该地区基本公共服务均等化程度，但是二者的运行和执行机制存在一定的差异性。基于2000—2009年的地级市面板数据的IV模型分析，显著地论证了上述结论，即发现一般性转移支付占比分别提高10%，该地区的基本公共服务均等化水平将增加2%；且该经济效应不弱于专项转移支付的均等化效应；进一步发现，均衡性转移支付的均等化效果则比专项转移支付高66%，而且，中西部地区的专项转移支付的均等化效果不显著，进一步显现专项转移支付的问题和弊端。

基本公共服务均等化是以人为本理念的具体体现，实现基本公共服务均等化不仅有利于满足人民对美好生活的向往，而且能够通过向财政资源不足的地区转移财力以提高财政资金的使用效率。根据本文的研究，为充分发挥转移支付对基本公共服务均等化的作用，应该做好以下两点：第一，继续优化转移支付的结构，增加一般性转移支付的占比，保障地方政府的财政投入。专项转移支付具有项目设置繁多、资金投入和分配不透明、资金使用效率较低等特点，并且与经济建设相关的专项转移支付项目占比过多，因而与一般性尤其是均衡性转移支付相比，专项转移支付的基本公共服务均等化效果要小。第二，要关注转移支付对地方政府行为的影响，防止地方政府行为对转移支付均等化效果的弱化。为此，应在调整地方考核机制的基础上完善转移支付制度、规范转移支付尤其是专项转移支付资金的使用，推进共同财政事权分类分档转移支付改革，在基本公共服务领域内划分、整合、调控中央与地方共同财政事权范围，防止地方政府的机会主义行为。第三，落实基层政府的转移支付政策，保障和优化基层政府转移支付结构和资金配置，监督和抵制专项转移支付资金的效率低下和扭曲的现象。