对于财政集权、转移支付与民生类公共品供给

论文导读：庆旺，2005）。按照新财政集权理论，政府始终主导着与地方间的分配规则，由于对和地方间事权的划分不够完善，事实上出现了财权上收与事权下移的情况。地方政府（尤其是省以下）财政压力加重，既塑造了其财政收入最大化的目标，又约束了民生类公共品的有效供给（陈锡文等，2002;傅勇等，2007;张文春等，2008;贾俊雪，2014）。中
摘要：1994年分税制改革以来，地方政府财政收支平衡面对较大压力，影响了地区民生类公共品供给。文章基于新财政集权理论和转移支付效应，提出了三个相关假说来验证财政集权对民生类公共品供给的影响。通过构造分省的民生类公共品供给指数、财政集权和转移支付的面板数据，文章实证分析发现：第一，财政集权对民生类公共品供给影响不显著，但会抑制转移支付的激励效应;第二，转移支付对民生类公共品供给具有显著的推动作用，并且两者呈现倒U型关系;第三，财政集权、转移支付对民生类公共品供给的影响存在地区异质性，在税收净流入地区转移支付的激励效应更大。最后，本文提出了完善财政集权体制、推动民生类公共品供给的政策倡议。
关键词：财政集权;转移支付;税收净流出;倒U型
一、 引言
近年来关于财政集权的激励效应的研究引起了广泛关注（Weingas，2000;陈抗等，2002;袁飞等，2008;李友平等，2010;傅勇等，2010;Huang & Chen，2012;方红生等，2013;张军等，2014），但财政集权的激励效应对地方政府公共服务行为的影响研究较少。1994年以来的分税制改革，增强了政府的收入再分配能力，增大了地方政府的财政压力，推动了地方政府实施以财政收入最大化为目标的中国式“蒂伯特竞争”，一定程度上影响了民生类公共产品供给。新财政集权理论认为分税制改革本质上只是税收集权的改革（陶然等，2009;Su et al.，2012）。我国财政体制的集权化趋势实际上顺应了政府管理体制改革、加强国家宏观调控的要求，相应地，财政集权和转移支付等措施成为上级政府对下级进行激励或约束的工具。但在现有财政集权下，地方政府对民生类公共品供给与激励不足，转移支付在推动地方政府的公共服务均等化的作用还有待探索。由此，本文基于新财政集权理论和转移支付效应，在已有财政集权激励效应研究的基础上，通过构建一个以财政集权和转移支付为双内核的理论框架，提出三个研究假说，对财政集权与民生类公共品供给间的效应进行进一步探讨。

二、 研究假说

1994年以来，我国财政体制改革的基本目标是转变财权与事权同时下放的“分灶吃饭”体制，提高财政收入占总收入的比重以及财政收入占GDP的比重（赵志耘，郭庆旺，2005）。按照新财政集权理论，政府始终主导着与地方间的分配规则，由于对和地方间事权的划分不够完善，事实上出现了财权上收与事权下移的情况。地方政府（尤其是省以下）财政压力加重，既塑造了其财政收入最大化的目标，又约束了民生类公共品的有效供给（陈锡文等，2002;傅勇等，2007;张文春等，2008;贾俊雪，2014）。转移支付旨在推动地方公共服务均等化，无疑将缓解财政集权给地方政府造成的支出压力，从而推动地方政府对民生类公共品的支出，由此提出假说1：财政集权对民生类公共品供给水平的影响会随着转移支付的增加而降低。
就转移支付自身的效应而言，根据最新研究发现，转移支付具有两大效应：一是粘蝇效应，即转移支付会刺激地方财政支出规模过度膨胀（张军等，2010;付文林等，2012;方红生等，2013）;二是可替换效应，即转移支付的改善会刺激地方政府将更多的资金投向基础建设而非科教文卫支出（付文林等，2012）。由于在财政集权体制下地方政府面对着巨大的财政支出和收入压力，财政支出必定会更多的被用于基础建设。此外，在现有的转移支付体系中，地方政府要获取转移支付必须拥有相应的配套资金，进一步增大了地方政府的税收压力。由此提出假说2：转移支付对民生类公共品供给的激励效应会随着财政集权的提升而减弱。
考虑税收净流入和税收净流出地区之间的异质性，就税收净流入地区而言，财政集权带来的财政压力比税收净流出地区更大，其结果必定是倒逼净流入地区的地方政府将财政支出的更大比重投向推动经济发展的基础设施建设，进一步压缩了对民生类公共品的支出水平，因此在税收净流入地区财政集权对民生类公共品供给影响更大;就税收净流出地区而言，转移支付对其财政压力的影响非常有限（李永平等，2010;方红生等，2012），而在税收净流入地区转移支付可以较大缓解地方政府的支出压力，从而对民生类公共品供给产生十分显著的影响。由此提出假说3：相比于税收净流出地区，财政集权和转移支付对民生类公共品供给的影响在税收净流入地区更大。

三、 数据处理与模型构建

1. 数据来源与指标设计。现有文献对公共品供给的度量主要从三个方面展开：一是直接利用政府在公共品投入的水平来度量，但是该策略存在的弊端是高投入意味着高供给，比较狭义;二是利用政府财政投入和最终产出的中间阶段，但这也不能够代表居民真正享有的有效公共服务水平;三是利用居民因获取公共服务而获得改善的最终产出进行度量，如医疗卫生的改善可以延长居民预期寿命等，更加符合实际。因此，本文选择第三种策略进行度量，主要考察医疗卫生、失业与养老服务在内的公共品供给情况，并相应地选取了平均预期寿命、医疗保险覆盖率、失业保险覆盖率和养老保险覆盖率这四个指标代表公共品的最终有效产出。平均预期寿命是各省份在被调查年份出生人口按照当时的医疗卫生水平所能达到的预期寿命，是一个综合性较强的指标，基本上反映了社会经济的进步状况和医疗卫生水平的发展状况;医疗保险覆盖率是扣除离退休人员的基本医疗保险参保人数占年底就业总人数的比重;失业保险覆盖率是失业保险参保人数占年底就业人员总数的比重;养老保险覆盖率是扣除离退休人员的基本养老保险参保人数占年底就业总人数的比重。度量以上指标的基础数据来源于《中国统计年鉴》（1997-2012）、《中国劳动与社会保障年鉴》（1997-2012），部分省份的缺失数据根据以往文献的处理方式，采用内插法或外推法取得（贾智莲、卢洪友，2010）。
考虑到税收集权是财政收入集权的本质（方红生、张军，2013），本文将基于现有的公开统计资料，选取“（税收+地方上解-含税收返还的补助）/总税收”为指标，来反映政府在分税制改革中论文导读：缩小地方公共服务供给差距的作用减弱，甚至在一些省份起着拉大公共服务差距的作用。表1中（4）～（5）列估计结果显示，财政集权与转移支付的交叉项（tran_fina）系数均显著为负，验证了假说2中“转移支付对民生类公共品供给的激励效应会随着财政集权的提升而减弱”，即转移支付对民生类公共品供给的激励效应受到财政集权的扭曲。　
实际占有国家总税收的程度，用税收集权程度构建财政集权指标。同时，选取“含税收返还的补助/本级地方财政支出”来衡量政府转移支付对地方政府的援助程度（袁飞等，2008）。度量以上财政集权和转移支付的基础数据来源于《中国财政年鉴》（1997-2012）、《中国税务年鉴》（1997-2010）。2. 模型构建。为检验上文提出的假说，本文以中国31个省份1997-2011年的数据为基础，借鉴方红生等（2014）文献，面板数据模型构建如下：
DSit=？琢0DSit-1+？琢1Finait+？琢2Finait×Tranit+？琢3Tranit+？琢4Xit+ut+？浊i+？着i（1）
其中i代表省份，t代表时期，DSit代表省i在时期t的公共品供给有效性指数，该指标的构建主要基于动态因子策略，将主成分分析得到的截面分析结果与线性回归分析得到的时间序列分析结果进行综合。
Finait是财政集权变量。Tranit是转移支付变量，根据假说2我们预期其系数为正，表示转移支付将激励地方政府改善公共品供给状况。Finait×Tranit是财政集权和转移支付的交叉项，根据假说1我们预期其系数为负，表示转移支付的激励效应一定程度上受到了财政集权的抑制。
Xit表示一组制约变量，包括省份i在时期t的财政分权度、政府偏好、城市化水平、经济开放度和人口密度等解释变量。财政分权度（Fis）用地方本级财政收入占地方财政总收入的比重来表示，政府偏好（Gov）用地方财政社会性支出占地方财政总支出的比重来表示，城市化水平（Urban）用各省城镇从业人数占社会从业人数的比重来表示，经济开放度（Open）用各省外商投资总额占GDP的比重来表示。文中对以绝对数表示的解释变量都取自然对数形式。其中？浊i表示不可观测的省、区、市的特质，ut是年度虚拟变量，？着i是随机扰动项，假设与解释变量无关。
为检验假说3，本文将模型修正为：
DSit=？琢0DSit-1+？琢1Finait×FLOWit+？琢2Finait×Tranit×FLOWit+？琢3 Tranit×FLOWit+？琢4Finait×INFLOWit+？琢5Finait×Tranit×INFLOWit+？琢6Tranit×INFLOWit+？琢7Xit+ut+？浊i+？着i（2）
根据“税收净流出=税收+地方上解-含税收返还的补助收入”计算公式，FLOWit表示税收净流出地区，如果税收净流出大于0，则FLOWit=1，否则FLOWit=0。INFLOWit表示税收净流入地区，如果税收净流出小于0，则INFLOWit=1，否则INFLOWit=0。

四、 实证结果与分析

1. 我国财政集权与公共品供给的典型事实。据本文测算，1997年～2011年期间中国各省份的公共品供给有效性指数（ds）基本处于波动上升趋势。其中，安徽、北京、吉林、辽宁、山东、天津以及新疆等省份上升趋势明显，其他省份的供给指数基本处于波动状态，上升趋势不明显。此外，与各省份经济快速稳定增长相比，观察期内各省份民生类公共品的有效供给水平却没有呈现同步提高。因此，有必要探究民生类供给中财政体制的作用，特别是财政集权、转移支付对民生类公共品供给的内在影响。
2. 实证结果分析。在模型回归中，模型变量间可能会由于内生性理由，而导致估计结果不可靠。由于计量方程中可能会遗漏重要变量，虽然我们制约了一系列与地区自身特征、影响民生类公共品供给水平有关的变量，但是仍然可能会遗漏一些难以界定的重要制约变量。因此，针对可能存在的内生性理由，本文采用系统两步动态GMM策略，在选择合适的水平方程和差分方程的滞后期下，各检验结果均通过GMM估计策略的基本要求，一定程度上说明了本文采取系统两步动态GMM策略的可行性。
（1）财政集权对民生类公共品供给水平影响分析。利用模型（1）和系统GMM的估计策略，分析财政集权对民生类公共品的激励效应，实证结果如表1。表1中（1）～（5）列显示，财政集权变量（Fina）均没有呈现统计水平上的显著性，即财政集权并未对民生类公共品供给水平产生正向推动效应或负向抑制效应。在加入转移支付变量（Tran）后，模型中转移支付变量系数均显著为正，即转移支付对供给水平具有明显的激励效应;而且考虑了转移支付变量后，财政集权变量系数进一步降低，符合假说1的预期“财政集权对民生类公共品供给的影响随着转移支付的增加而降低”，这与范子英等（2010）、付文林等（2012）研究结果一致。
进一步考虑转移支付平方项变量（Tran_sq）后，表1中第（3）列变量标准估计系数在1%的统计水平上呈现显著负相关，即转移支付对民生类公共品供给影响呈现显著的倒U型，验证了转移支付的“可替换效应”的存在。这表明财政集权体制下，转移支付对地方民生类公共品供给的影响比较复杂，一方面，当转移支付没有超过某个门槛时，转移支付基本上起到了缩小地方公共服务供给差距的作用（王磊，2006;解垩，2007;宋小宁等，2012）;另一方面，当转移支付超过某个门槛时，对缩小地方公共服务供给差距的作用减弱，甚至在一些省份起着拉大公共服务差距的作用。
表1中（4）～（5）列估计结果显示，财政集权与转移支付的交叉项（tran_fina）系数均显著为负，验证了假说2中“转移支付对民生类公共品供给的激励效应会随着财政集权的提升而减弱”，即转移支付对民生类公共品供给的激励效应受到财政集权的扭曲。
在各制约变量中，政府偏好（Gov）估计系数为正并且显著，说明地方财政社会性支出能够提升地区民生类公共品的供给水平;与此一致，城市化水平（Urban）、经济开放度（Open）估计系数均显著为正，说明城市化水平和经济开放度的提升推动了民生类公共品供给状况的改善。
（2）分地区考察：财政集权与转移支付的激励效应。对于模型（2）本文同样采用系统GMM估计策略，结果如表2。估计结果显示，表2中（1）、（3）、（5）列税收净流出地财政集权（Fina_flow）的估论文导读：计系数基本小于税收净流入地财政集权（Fina_inflow）的估计系数。在不考虑转移支付前提下，税收净流出地财政集权系数为负，而税收净流入地财政集权系数为正。由此，假说3中“财政集权在税收净流入地区影响效应更大”未能得到验证。上一页123
计系数基本小于税收净流入地财政集权（Fina_inflow）的估计系数。在不考虑转移支付前提下，税收净流出地财政集权系数为负，而税收净流入地财政集权系数为正。由此，假说3中“财政集权在税收净流入地区影响效应更大”未能得到验证。