現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付制度的激勵效應(yīng)評估

現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付制度的激勵效應(yīng)評估

5.1均衡性轉(zhuǎn)移支付制度與地方政府財政收入行為我國分稅制財政體制對推動經(jīng)濟發(fā)展有著非常重要的激勵作用，然而，財政分權(quán)下的財力與事權(quán)不匹配引起的利益紛爭也使得地方政府間的財政競爭愈演愈烈，地區(qū)間扭曲的稅收競爭、膨脹的政府規(guī)模以及不合理的政府行為都會影響整個國家的經(jīng)濟走向甚至社會秩序，在此背景下，轉(zhuǎn)移支付制度擔負起解決外部性和公平的收入分配、維持有效的稅收體系、彌補地方政府財力不足等方面的重要責任。這是由于中央轉(zhuǎn)移支付是地方政府財政收入的重要組成部分，伴隨著規(guī)模的不斷擴大，從1995年到2014年，均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財政收入的比重不斷增大，2014年達到14.24%，是1995年的20倍多（見表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。這是因為：雖然我國的稅收立法權(quán)是高度統(tǒng)一的，稅種開征和稅率設(shè)定都由中央政府決定，但在以經(jīng)濟發(fā)展為政治考核目標的機制下，地方政府為爭奪稅基往往采用稅收優(yōu)惠政策來降低實際稅率，從而使得地方政府間形成“只競爭，不合作”的不良關(guān)系，同時稅收征管存在征管效率問題，使得地方企業(yè)所承擔的實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)移支付占地方財政收入比重統(tǒng)計年份均衡性轉(zhuǎn)移支付（億元）地方財政收入（億元）地方稅收收入（億元）地方稅收收入占地方財政收入比重（%）均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財政收入比重（%）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)移支付占地方財政收入比重統(tǒng)計圖5-11995～1998年和2002～2014年均衡性轉(zhuǎn)移支付占地方財政收入比重本章關(guān)注均衡性轉(zhuǎn)移支付—地方征稅努力—地方政府間稅收競爭這樣一條傳導機制；一方面政府間轉(zhuǎn)移支付對地方征稅努力影響顯著；另一方面征稅努力的確對稅收收入產(chǎn)生重要效應(yīng)。需要說明的是，本章的征稅努力是廣義的，參照湯玉剛和范程浩（2010）的觀點，“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的各種稅收優(yōu)惠和返還政策而引起的實際稅率的內(nèi)生變動。也就是說，分稅制的契約性質(zhì)對地方政府具有重要的激勵效應(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，可從兩個方面來看：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；二是同一級別不同地區(qū)之間政府通過降低納稅人所承擔的實際稅負來吸引外資的流入而展開的稅收競爭。本章通過以上兩個方面來評估均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的財政收入行為的激勵效應(yīng)。5.1.1理論模型為了揭示均衡性轉(zhuǎn)移支付對我國地方政府稅收競爭的影響效應(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)間存在稅收競爭行為，則會引起地區(qū)間財政外部性，式（5-1）表明一個地區(qū)的稅率提高會引起相鄰地區(qū)稅基的提高。我國幅員遼闊，省級以下政府之間財政能力存在很大差異，而均衡性轉(zhuǎn)移支付制度是對地區(qū)財政收入的再調(diào)整，是一種財政資金轉(zhuǎn)移的財政平衡制度，設(shè)每個地區(qū)接受來自中央政府的均衡性轉(zhuǎn)移支付用于彌補地區(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)財政需求，α為轉(zhuǎn)移支付的邊際貢獻率，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的變量類似定義，我們允許α，代表不同地區(qū)在一個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的邊際貢獻率α的增長而增長。在下面的實證分析中，我們研究在我國均衡性轉(zhuǎn)移支付制度下，地方政府根據(jù)本地資源及經(jīng)濟發(fā)展的不同特點，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)移支付制度對地方政府的稅收競爭行為的影響。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)的納什均衡稅率來作為反應(yīng)函數(shù)的固定點。這個可以看作稅率和邊際貢獻率之間的關(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。我們的實證分析采用雙重差分來找出均衡時地區(qū)的稅率在相對邊際貢獻率變化時做出的反應(yīng)：總結(jié)以上理論模型，本書得出如下三個命題。（1）地區(qū)i的稅率會受中央對本地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付及相鄰地區(qū)j的稅率的影響。（2）中央對本地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付對本地區(qū)稅率產(chǎn)生正向的影響。（3）中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付會加劇地區(qū)間橫向稅收競爭。5.1.2計量模型的構(gòu)建與分析方法5.1.2.1計量模型的構(gòu)建本部分主要考察我國中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方收入行為的影響，采用全國縣域面板數(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爭的指標，即地區(qū)間在宏觀稅負水平的空間策略性互動。已有文獻對這方面的研究有些大方向上的結(jié)論，但都沒有對均衡性轉(zhuǎn)移支付制度進行專門和深入的研究與探討，也沒有對這個影響傳導機制做深刻的剖析。本書的主要研究目的是，在我國中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付的刺激下，地方會不會采取稅收競爭這種地方政府間策略互動來提高本地的自有收入？還是會降低自身的財政努力從而減少本地自有收入？本部分基于動態(tài)空間工具變量模型（dynamicspatialinstrumentalvariables），對2006～2009年中央均衡性轉(zhuǎn)移支付和地區(qū)間橫向稅收競爭之間的關(guān)系進行實證檢驗。由于在地區(qū)間稅收策略互動關(guān)系的問題上，相鄰地區(qū)間稅收政策會相互影響，也就是說實證模型存在雙向因果關(guān)系，這會導致稅率的反應(yīng)函數(shù)OLS估計不一致，因此，本部分實證估計的關(guān)鍵是選擇合適的方法處理這些較為明顯的內(nèi)生性問題（Lyytikainen，2012）。根據(jù)現(xiàn)有文獻，如果我們選擇合適的工具變量對相鄰地區(qū)的稅收政策變量處理內(nèi)生性問題，就可以排除剩下的空間相關(guān)性是由空間誤差依賴所引起的，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)法來選取工具變量處理內(nèi)生性問題。此外，由于在我國分稅制財政體制下，稅收收入具有典型的“基數(shù)”預算特征，地區(qū)的實際稅率具有明顯的動態(tài)依賴性，因此在實證估計中就必須要考慮地區(qū)的實際稅率的動態(tài)性。這樣一來，本書的工具變量還包括被解釋變量地區(qū)的企業(yè)綜合稅負率的滯后項。其中，在考察地區(qū)之間的稅收競爭時，τ是地區(qū)i在第t年該地區(qū)的企業(yè)綜合稅負率，為了表示企業(yè)綜合稅負率變化的動態(tài)依賴性，我們加入地區(qū)i滯后一期的企業(yè)綜合稅負率τ-1。X為以往文獻中常用的影響地區(qū)宏觀稅負的因素，在此作為控制變量。Tran表示中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模，以均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方一般預算收入的比值來衡量。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)綜合稅負率，表示稅收的空間滯后變量，反映均衡性轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)間橫向稅收競爭的影響。a為常數(shù)項，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)間稅收策略互動關(guān)系的系數(shù)，ρ1是均衡性轉(zhuǎn)移支付對橫向稅收競爭影響的系數(shù)。e是地區(qū)i在時間段t內(nèi)的殘差項，p是地區(qū)固定效應(yīng)，t是時間固定效應(yīng)。ρ顯著為正、顯著為負或不顯著，則表示來自中央的均衡性轉(zhuǎn)移支付對相鄰地區(qū)的稅收競爭在空間上存在顯著的正向、負向或不顯著的外溢效應(yīng)。此外，我們對滯后工具變量最多選擇二階滯后來控制它的數(shù)量。為了處理空間關(guān)系里的內(nèi)生性問題，避免控制變量的弱外生性問題對實證結(jié)果的影響，我們采用各地區(qū)強外生性的經(jīng)濟社會變量，如人口密度、人均GDP、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等變量來作為控制變量，以相鄰地區(qū)稅率及交叉項的空間加權(quán)來作為工具變量（Caldeiral，2012；謝貞發(fā)，2015）。采用一步穩(wěn)健的系統(tǒng)GMM方法對以下動態(tài)空間工具變量動態(tài)面板模型進行估計。5.1.2.2變量選取、數(shù)據(jù)說明本書的均衡性轉(zhuǎn)移支付（樣本期間稱為“一般性轉(zhuǎn)移支付”）及經(jīng)濟社會變量的數(shù)據(jù)來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》、《中國統(tǒng)計年鑒》及《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》等，第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于《中國縣（市）社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。截至目前，財政部只公開了2009年之前縣級財政統(tǒng)計數(shù)據(jù)，故選取2006～2009年全國縣級面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)。采用李永友（2015）“企業(yè)綜合稅負率”來刻畫縣級政府的稅收競爭指標。數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，本書所用數(shù)據(jù)包括2006～2009年的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)。首先，在本書選取研究時期內(nèi)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》的樣本中，考慮到某些?。▍^(qū)、市）自身的特殊性，如北京、上海、天津、重慶四個直轄市及西藏地區(qū)所轄縣的數(shù)據(jù)以及某些企業(yè)數(shù)據(jù)的質(zhì)量問題，在原始樣本中對直轄市、西藏地區(qū)的企業(yè)樣本進行了剔除，這是由于直轄市只包含兩級政府，不符合本書的研究條件；而西藏地區(qū)人口稀少、工業(yè)相對落后，在財政收入方面極其依賴中央的轉(zhuǎn)移支付，這樣必然會帶來明顯的政策異質(zhì)性，因而對其所轄地區(qū)的企業(yè)承擔的實際稅負產(chǎn)生影響，故需剔除當?shù)仄髽I(yè)樣本。其次，對工業(yè)企業(yè)樣本中的異常數(shù)據(jù)進行篩選，如指標數(shù)據(jù)有缺失，企業(yè)實際有效稅率小于0或者大于1，企業(yè)注冊資本、資產(chǎn)總額等為負值的樣本。最后，我們結(jié)合縣級統(tǒng)計年鑒提取涉及710個縣（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)稅負等。這是因為，參照已有的理論和實證研究，我國稅法對新企業(yè)或者規(guī)模以上企業(yè)往往會有較多的所得稅優(yōu)惠或減免政策，所以我們控制企業(yè)年限，在模型中對企業(yè)年限變量采取了對數(shù)化處理，選取企業(yè)總資產(chǎn)來測度企業(yè)規(guī)模。參照李永友（2015）采用以縣城內(nèi)工業(yè)企業(yè)出口交貨值與銷售產(chǎn)值之比衡量工業(yè)企業(yè)外向化程度，采用主營業(yè)務(wù)稅金及附加加上應(yīng)繳增值稅與主營業(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。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（見表5-2）。表5-2變量的描述性統(tǒng)計變量定義觀測值均值標準差最小值最大值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)計對于空間權(quán)重指標的選取。借鑒現(xiàn)有文獻關(guān)于空間權(quán)重的設(shè)計，由于樣本縣中存在沒有地理上接壤的縣（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，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報告了模型在空間權(quán)重指標下的回歸結(jié)果。其中，。表5-3動態(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）括號中數(shù)據(jù)為P值。表5-3動態(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)果來分析本書所重點關(guān)注的幾個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)果來看，其在1%的置信水平上顯著，這表明我國地區(qū)的企業(yè)綜合稅負率有非常明顯的動態(tài)依賴性，也就是說，地區(qū)的前一年的稅負率顯著影響了當年的稅負率。其次，從地理空間權(quán)重下的稅負率即變量Wτ的系數(shù)來看，它反映的是地區(qū)間的稅收策略互動關(guān)系，系數(shù)為正，并且在1%的水平上顯著，這一結(jié)果表明，財政分權(quán)體制下以縣級企業(yè)綜合稅負表征的地區(qū)間橫向稅收競爭仍然顯著存在，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，說明中央對均衡性轉(zhuǎn)移支付對本地區(qū)政府征收的企業(yè)綜合稅負水平的影響并不明確。最后，我們來看核心變量Wτ·tran，它反映的是均衡性轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)間橫向稅收競爭的影響，其回歸結(jié)果也不顯著，這是由于：中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付很大程度上緩解了地方政府的財政壓力，使其沒有那么大的動力來增加本地區(qū)的自有收入。也就是說，一方面，地方政府把均衡性轉(zhuǎn)移支付當作征稅的替代，在一定程度上降低了地方政府的征稅努力，因此，從這方面來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付會緩解地區(qū)間的稅收競爭。而另一方面，在以經(jīng)濟指標為主要考核內(nèi)容的地方官員晉升機制下，地方官員為積累政治聲譽，必然想通過稅收競爭來改善本地區(qū)的投資環(huán)境，從而帶來較多的資本流入，實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟快速增長（沈坤榮，2006）。另外，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的財力補充加劇了地方政府經(jīng)濟建設(shè)性支出偏好，由于“粘蠅紙效應(yīng)”，均衡性轉(zhuǎn)移支付帶來的地方公共部門支出的增長要大于本地財政收入對支出的增長，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政努力（胡祖銓，2013），從這方面看均衡性轉(zhuǎn)移支付會加劇地區(qū)間的稅收競爭。因此，從整體來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)間橫向稅收競爭的影響并不顯著。這與以往研究中認為均衡性轉(zhuǎn)移支付可以緩解地區(qū)間橫向稅收競爭（李永友，2015）的結(jié)論有所不同。5.1.3空間杜賓模型檢驗為了進一步確定均衡性轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)企業(yè)的綜合稅負的影響，考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的財政收入行為的激勵效應(yīng)，本節(jié)采用空間杜賓模型來進行進一步檢驗。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等面板估計方法，可能會產(chǎn)生有偏的或無效的估計結(jié)果?；诖耍瑸榱诉M一步明確均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府收入行為的影響，本部分采用空間杜賓模型（SDM）進行實證檢驗。這是因為：首先，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）嵌套了干擾項和因變量的空間依賴，這樣可以避免像空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）那樣忽略誤差項和因變量的空間依賴，從而保證估計的無偏性；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)的后驗分布，對樣本數(shù)據(jù)進行估計，這樣大大降低了對樣本量的要求（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，WX是解釋變量的空間滯后項，?為常數(shù)項的向量，ε為殘差項，ε～N（0，σ）。因此，本部分將影響地區(qū)的綜合稅負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。在實證方程中，采用直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)，來反映各個解釋變量對被解釋變量的影響，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，為了對矩陣S進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個觀測值的變化對被解釋變量y的影響表示為：，那么，矩陣S中對角線元素的平均值為x對本地區(qū)y造成的平均影響，稱之為x對被解釋變量y的平均直接效應(yīng)，記為：類似的，矩陣S中所有元素的平均值為x對本地區(qū)和其他地區(qū)的被解釋變量y的平均影響，稱之為x對被解釋變量y的平均總效應(yīng)，記為：矩陣S中所有非對角線元素的平均值為x對其他地區(qū)的被解釋變量y的平均總影響，稱之為x對被解釋變量y的平均間接效應(yīng)，用平均總效應(yīng)與平均直接效應(yīng)之差來表示：5.1.3.2實證結(jié)果與分析由上文分析可知，本書所研究的地區(qū)企業(yè)綜合稅負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均衡性轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)間稅收競爭的影響進行實證檢驗。經(jīng)過5000次模擬運算，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)移支付對本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負的直接影響，間接效應(yīng)表示均衡性轉(zhuǎn)移支付通過空間交互作用對相鄰地區(qū)企業(yè)的綜合稅負的影響。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。這說明：均衡性轉(zhuǎn)移支付對本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負影響不顯著，這與前一部分動態(tài)空間工具動態(tài)面板模型的結(jié)果一致，但通過空間交互作用，會降低相鄰地區(qū)的企業(yè)綜合稅負，也就是說均衡性轉(zhuǎn)移支付會加劇地區(qū)間的稅收競爭。表5-5空間杜賓模型的估計結(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結(jié)果我們通過均衡性轉(zhuǎn)移支付的稅率效應(yīng)和稅基效應(yīng)（Dahlby＆Warren，2003）分析得出其對本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負影響不顯著。我國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，通過核定地方標準財政收支差額來對各個地方政府進行分配，其中標準財政收入等于稅基乘以實際平均有效稅率。中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金很大程度上緩解了地方政府的財政壓力，地方政府往往會把均衡性轉(zhuǎn)移支付當作征稅的替代，通過放松稅收征管力度，降低實際有效稅率，使得該地區(qū)的標準財政收入降低。由上節(jié)的動態(tài)空間工具變量模型的結(jié)果可知，地區(qū)間橫向稅收競爭顯著存在，通過空間交互作用，會使相鄰地區(qū)降低企業(yè)綜合稅負，如果稅收競爭充分，地區(qū)間流動性生產(chǎn)要素的分布格局將不會改變，各地區(qū)的稅基分布也不會有明顯變化，但由于我國均衡性轉(zhuǎn)移支付是按照一般公式法進行分配的，即：地方標準財政收支缺口×轉(zhuǎn)移支付系數(shù)，給定標準財政支出不變，某地區(qū)標準財政收入越低，獲得的轉(zhuǎn)移支付資金就越多，其中，轉(zhuǎn)移支付系數(shù)表示當年某地區(qū)獲得的均衡性轉(zhuǎn)移支付的實際值占地方標準財政收支缺口總額的比例（2005年等于47.5%）。那么，某地區(qū)給定的標準財政支出不變，由于地方標準財政收入減少，標準財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，標準財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)移支付并不會增加，這樣一來，地方政府就無法通過自身的稅收努力來影響中央政府對本地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金的分配，地方政府因此失去動力去改變征稅行為，因此，均衡性轉(zhuǎn)移支付對本地區(qū)的企業(yè)綜合稅負影響不顯著。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，說明企業(yè)規(guī)模對本地區(qū)企業(yè)的綜合稅負有正向影響，規(guī)模越大，所承擔的稅收越多；但對相鄰地區(qū)的企業(yè)綜合稅負有相對減弱的作用，從而整體上企業(yè)規(guī)模對企業(yè)的綜合稅負的影響不明確。企業(yè)年限在同方差、異方差兩種估計中，總效應(yīng)都不顯著，但從直接效應(yīng)和間接效應(yīng)系數(shù)的正負來看，本地區(qū)企業(yè)的年限對相鄰地區(qū)的稅率有負向的影響，這是由于：我國稅法針對新成立的企業(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)惠政策會引起相鄰地區(qū)的政府競相出臺一些優(yōu)惠政策來吸引外資，從而降低了相鄰地區(qū)的企業(yè)稅負，這表明地方政府間存在一定的稅收競爭。類似的，企業(yè)的銷售產(chǎn)值對企業(yè)的綜合稅負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，說明地區(qū)的人口密度基本上對企業(yè)的稅負不會造成影響。5.1.4本節(jié)小結(jié)本部分分別通過動態(tài)空間工具變量模型和空間杜賓模型，對中央均衡性轉(zhuǎn)移支付與當?shù)丶跋噜彽貐^(qū)企業(yè)綜合稅負之間的關(guān)系進行實證研究，考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對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)移支付制度會帶來地區(qū)間的稅收競爭，從短期來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金一定程度上緩解了地方政府的財政壓力，但在現(xiàn)行均衡性轉(zhuǎn)移支付制度缺乏激勵機制的背景下，地方政府往往會把其當作征稅的替代，會抑制地方的征稅努力，降低地方財政積極性，不利于我國財政運行效率的提高。但從長期來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的財政收入行為的影響為中性的，仍未產(chǎn)生正向的激勵效應(yīng)。這主要體現(xiàn)在兩個方面。一方面，地方政府對中央均衡性轉(zhuǎn)移支付產(chǎn)生財政依賴，所以不愿意通過加大征稅努力提高自身財政能力來滿足公共服務(wù)的支出，地方政府的財政缺口依靠中央政府的均衡性轉(zhuǎn)移支付來補充，從而影響了公共服務(wù)水平的提升。另一方面，在財政分權(quán)背景下，地方政府間的財政競爭、支出競爭激烈，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)督機制，其預算軟約束會使得貧窮地區(qū)的地方政府為了彌補投資環(huán)境的劣勢，將均衡性轉(zhuǎn)移支付資金投入到基礎(chǔ)設(shè)施上來，較好的基礎(chǔ)設(shè)施吸引了更多的資本進入，同時，為吸引更多資源的流入競相降低實際稅率，也加劇了地區(qū)間的稅收競爭。因此，本書認為均衡性轉(zhuǎn)移支付制度不完善是問題的關(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，地方政府在很大程度上強調(diào)既得利益，地方政府間存在“只講競爭，不講合作”，為了使中央政府的均衡性轉(zhuǎn)移支付能對地方政府收入行為產(chǎn)生正向激勵效應(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)間的財力、公共服務(wù)水平的差異而設(shè)計的，為此，制度的設(shè)計要考慮激勵機制，這種激勵機制既可以體現(xiàn)在以標準財政收支為依據(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)計以地方“財政需求、財政能力、財政努力程度”等為激勵指標，按適當權(quán)數(shù)對均衡性轉(zhuǎn)移支付資金進行分配，激勵地方政府增強自身發(fā)展能力，提高地方公共服務(wù)水平，在公平優(yōu)先、實現(xiàn)均衡目標的同時，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爭，只有這樣才能提高中央政府財政資源在地區(qū)間的配置效率，有利于地區(qū)間財政競爭外部性的“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帶來橫向稅收競爭而侵蝕稅基，但由于均衡性轉(zhuǎn)移支付是我國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)相互抵消使其對地方政府的財政收入行為不會帶來逆向激勵效應(yīng)，因此也不會使我國陷入“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，未來我們要進一步提高均衡性轉(zhuǎn)移支付占財政轉(zhuǎn)移支付總額以及地方財政總收入的比重，使其成為轉(zhuǎn)移支付的主要形式，這應(yīng)該是我國財政體制改革的重點之一。5.2均衡性轉(zhuǎn)移支付制度與地方政府財政支出行為均衡性轉(zhuǎn)移支付是以彌補貧困地區(qū)的財政資金缺口，實現(xiàn)地區(qū)間基本公共服務(wù)均等化為政策目標的（樓繼偉，2006）。但值得注意的是，各級政府缺乏對資金的有效監(jiān)督和科學管理，使得在資金的分配和使用過程中出現(xiàn)擠占挪用、虛報冒領(lǐng)、多頭分配等現(xiàn)象，某些能為部門帶來利益的財政支出領(lǐng)域把本該用于民生方面的財政支出擠占，這導致中央的均衡性轉(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)移支付對地方政府財政支出結(jié)構(gòu)的影響以及影響機制進行研究，考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的公共服務(wù)類支出是否存在正向激勵效應(yīng)。已有的有關(guān)轉(zhuǎn)移支付對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)”來討論的。美國經(jīng)濟學家Gramlich和Galper在1973年對布萊德福德和奧茨所提出的中央對地方的無條件轉(zhuǎn)移支付和等額的地方居民收入增加在經(jīng)濟效應(yīng)上是等效的這一命題進行實證檢驗后，發(fā)現(xiàn)了“粘蠅紙效應(yīng)”，也就是“錢粘在它所到達的地方”，即：相比于居民收入，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府公共支出增長的刺激作用更強，兩者并不等效（胡洪曙，2011）。后來大量的實證研究也證明了這個觀點。本節(jié)基于全國縣級數(shù)據(jù)，分析隨著均衡性轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模的不斷擴大，地方政府財政支出會如何變化？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？還是在財力充足后，對地方公共支出結(jié)構(gòu)進行了調(diào)整，使之偏離公共服務(wù)均等化目標？并進一步分析這種影響是通過怎樣的機制來傳導的。圖5-2我國地方財政支出規(guī)模及占全國一般公共預算支出的比重近年來隨著我國轉(zhuǎn)移支付制度改革的不斷深入，國家對均衡性轉(zhuǎn)移支付的重視程度越來越高。2014年國務(wù)院下發(fā)的《關(guān)于深化預算管理制度改革的決定》中對一般性轉(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]財政部公布的數(shù)據(jù)顯示，近年來均衡性轉(zhuǎn)移支付占財政轉(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20.7億元增長到2014年的10803.81億元[2]。我國地方財政支出規(guī)模占全國一般公共預算支出的比重也不斷增長（見圖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？對于我國這樣一個轉(zhuǎn)型階段的發(fā)展中國家而言，在以財政分權(quán)為特征的財政體制與以經(jīng)濟績效為官員的考核晉升指標下，均衡性轉(zhuǎn)移支付是否會帶來地方財政支出結(jié)構(gòu)的異化，下面我們采用實證方法來研究這個問題。5.2.1數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定本書基于2005～2007年全國321個縣級的數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》及《中國縣市社會經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。由于我國于2007年經(jīng)歷了政府收支科目分類改革，按照功能和經(jīng)濟性質(zhì)對財政支出進行分類，因此，為了便于接下來對地方財政支出結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)進行整理和分析，我們需要把2007年改革前后的數(shù)據(jù)整理成統(tǒng)計口徑大體一致的財政支出分類數(shù)據(jù)。本書通過對改革前后支出科目銜接辦法的研究，明確了地方各類財政支出的分類和統(tǒng)計口徑，借鑒韓冰（2014）的做法將統(tǒng)計資料里我國公共支出類別劃分成以下四種財政支出類型：行政管理類支出、文教科衛(wèi)類支出、經(jīng)濟服務(wù)類支出、社會保障類支出，將2005年、2006年、2007年的新舊不同科目數(shù)據(jù)進行歸類，歸類結(jié)果如表5-6所示。表5-62005～2007年各類財政支出所含支出科目對照支出分類2005年2006年2007年行政管理類支出行政管理費支出、公檢法司支出行政管理費支出、公檢法司支出一般公共服務(wù)支出、國防支出、公共安全支出、外交支出文教科衛(wèi)類支出教育支出、科學支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出教育支出、科學支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出教育支出、科學技術(shù)支出、文化體育與傳媒支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出經(jīng)濟服務(wù)類支出基本建設(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、交通運輸支出、工業(yè)商業(yè)金融等事務(wù)支出社會保障類支出社會保障補助支出社會保障補助支出社會保障與就業(yè)支出資料來源：根據(jù)歷年《全國各縣市財政統(tǒng)計資料》整理。表5-62005～2007年各類財政支出所含支出科目對照為分析中央均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出結(jié)構(gòu)的影響，建立如下面板數(shù)據(jù)模型：Spendtype表示表5-6里顯示的公共部門的各類財政支出，以各類財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)預算收入（Rev），分別用中央對該地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付與地方本級財政收入的比值和人均一般預算收入表示，以此反映均衡性轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模比例和地方財政狀況。X表示控制變量，包括人口密度、經(jīng)濟發(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?，以此來衡量地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資、固定資產(chǎn)投資變量等，其中以全社會固定資產(chǎn)投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來表示固定資產(chǎn)投資變量。α為常數(shù)項，ε為隨機擾動項，i表示地區(qū)，t表示年份。此外，本節(jié)對所有變量均取對數(shù)，并對各面板數(shù)據(jù)模型進行單位根檢驗以及協(xié)整檢驗來避免偽回歸，檢驗結(jié)果顯示，各類財政支出模型都通過單位根檢驗，為一階單整。5.2.1.1數(shù)據(jù)描述本書模型中各變量的統(tǒng)計特征如表5-7所示。為了緩解異方差和無量綱化，我們對“人均GDP”及“人均耕地面積”這兩個變量取對數(shù)。表5-7變量的描述性統(tǒng)計變量名稱觀測值均值標準差最小值最大值被解釋變量（各類財政支出）人均行政管理類支出9630.02681510.02552170.00470.2853人均文教科衛(wèi)類支出9630.03454760.02330180.00880.2227人均經(jīng)濟服務(wù)類支出9630.02516390.03367290.00180.4451人均社會保障類支出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、人均預算收入Rev兩個變量的回歸系數(shù)應(yīng)該均為正數(shù)。而又因為均衡性轉(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)濟欠發(fā)達地區(qū)通常會得到更多的中央均衡性轉(zhuǎn)移支付補助，這表明均衡性轉(zhuǎn)移支付與人均預算收入對地區(qū)財政支出的影響存在著交互性關(guān)系（付文林，2012）。為此，我們在模型（5-17）的基礎(chǔ)上加入Tran和Rev兩個變量的交互乘積項，來考察可能呈現(xiàn)的此消彼長的關(guān)系，得到模型（5-18），依照上述分析，預測該交互項的回歸系數(shù)為負數(shù)?；谝陨蠑?shù)據(jù)，本節(jié)以模型（5-17）、（5-18）為基本依據(jù)，對是否考慮均衡性轉(zhuǎn)移支付與人均預算收入的交互項兩種情形分別進行回歸分析。實證過程中依次采用了混合最小二乘估計法（POLS）、固定效應(yīng)估計法（FE）和隨機效應(yīng)估計法（RE）來考察均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出的影響，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，普通標準誤下固定效應(yīng)的F統(tǒng)計量分別為5.24和2.84，二者均通過了1%的顯著性水平檢驗，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兩種情形下的Hausman檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，表明在固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)之間應(yīng)選擇固定效應(yīng)回歸。5.2.2估計結(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算收入這兩個核心解釋變量與各類財政支出明顯正相關(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)模的擴大會帶來各類地方財政支出水平的上升，并且影響程度較高，也就是說，均衡性轉(zhuǎn)移支付會造成地方財政支出的“粘蠅紙效應(yīng)”。分別對四類公共財政支出類別進行比較發(fā)現(xiàn)：首先是經(jīng)濟服務(wù)類支出的回歸系數(shù)比其他三類財政支出的系數(shù)要略高一些，這說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，而且會優(yōu)先用于經(jīng)濟建設(shè)支出，這與以往的研究結(jié)果一致（尹恒，2011；付文林，2012）。其次是社會保障類支出和文教科衛(wèi)類支出，其系數(shù)與經(jīng)濟服務(wù)類支出相差不大，這表明目前我國均衡性轉(zhuǎn)移支付雖然存在著軟預算約束問題，但因為均衡性轉(zhuǎn)移支付是以基本公共服務(wù)均等化為目標的，都重點向教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障等民生類支出領(lǐng)域傾斜。所以我們把均衡性轉(zhuǎn)移支付從我國財政轉(zhuǎn)移支付中剝離出來研究發(fā)現(xiàn)，在財力緊張狀況緩解后，地方會努力提高本地區(qū)的民生性基本公共服務(wù)水平，而不是一味地用于經(jīng)濟建設(shè)性支出、政府消費性支出等，這個與以往不同的發(fā)現(xiàn)表明，均衡性轉(zhuǎn)移支付會比其他形式的轉(zhuǎn)移支付（如專項轉(zhuǎn)移支付）更有利于地方公共服務(wù)水平的提高，有助于達到中央政府的政策目標，所以，我國進一步加大均衡性轉(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人均行政管理類支出人均文教科衛(wèi)類支出人均經(jīng)濟服務(wù)類支出人均社會保障類支出人均行政管理類支出人均文教科衛(wèi)類支出人均經(jīng)濟服務(wù)類支出人均社會保障類支出均衡性轉(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-1.0393

（-0.88）1.1787

（0.65）0.3132

（0.08）2.9655

（1.41）人均一般預算收入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)果從以上兩個模型的回歸結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)均衡性轉(zhuǎn)移支付對“行政管理類支出”的促進作用最小，這是由于支出責任越傾向于地方政府，地方政府越傾向于節(jié)約行政開支（黃國平，2013），而本書選擇的是縣級數(shù)據(jù)，基本公共服務(wù)的支出責任主要在縣級政府，所以與地方政府自有財政收入相比，中央對地方的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金用于行政管理類支出的比例較小一些。這個實證結(jié)果與Oates（1985）認為的隨著轉(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。地方人均一般預算收入在回歸結(jié)果中顯著為正，并且經(jīng)濟服務(wù)類支出系數(shù)最大，這表明自有收入越高的地區(qū)，各類財政支出的人均量就越高，這在一定程度上體現(xiàn)了財政分權(quán)體制下地方財政能力所存在的差異；并且地方自有財政收入越多的地區(qū)，其人均基本建設(shè)支出會增加越多，這說明，地方政府存在富余的財力時，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。交叉項的回歸系數(shù)在行政管理支出模型中為所預期的負數(shù)，不過在所有的回歸模型中都不顯著。根據(jù)表5-8中從四個加入交互項的模型的回歸結(jié)果中可知：當經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金增加后，在科教文衛(wèi)、社會保障方面的支出會大幅度增加，其刺激作用大于經(jīng)濟服務(wù)類支出。從兩個模型的橫向比較來看，均衡性轉(zhuǎn)移支付制度下，在我國積極推進民生建設(shè)的過程中，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，在民生支出上提高的幅度更大，而那些經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更偏向于增加消費性財政支出。這說明當財力未達到一定水平之前，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金會按照公共服務(wù)均等化目標進行分配，當財力相對豐裕了，地方官員傾向于將額外的財力用于機構(gòu)運轉(zhuǎn)和人員經(jīng)費及自身偏好的項目。這與發(fā)達地區(qū)爭取全國經(jīng)濟社會相對地位的積極性有關(guān)，也側(cè)面說明了目前我國地方公共預算的監(jiān)督體制還很不健全，可能存在更嚴重的攀比現(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)濟一方面會帶來公共服務(wù)的供給成本的降低；另一方面人口密集會帶來更高的擁擠成本以及維護成本，這一點在經(jīng)濟服務(wù)類支出上表現(xiàn)得尤為明顯。職工人數(shù)占比這個指標除了對行政管理類支出影響不顯著外，其他都顯著為負向影響，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產(chǎn)生集聚經(jīng)濟效應(yīng)或者規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。職工平均工資對各類支出有顯著的正向作用，這是因為職工人均工資越高，必然會造成單位公共品供給成本增加越大，也就是說這些地方的人均財政支出水平的提高是由公共服務(wù)供給成本增加帶來的（付文林，2012）。回歸結(jié)果中發(fā)現(xiàn)地方人均GDP在兩個模型中都只對文教科衛(wèi)類支出影響顯著，其他方面的支出都不顯著，這說明經(jīng)濟發(fā)展水平不是影響地方財政支出結(jié)構(gòu)的關(guān)鍵變量，這與以往基于中國面板數(shù)據(jù)的研究結(jié)果不一致，但與Mauro（1998）對跨國研究的結(jié)果一致。這種影響可能是在均衡性轉(zhuǎn)移支付的政策目標下，地方政府有“普及九年義務(wù)教育”的硬性指標及基礎(chǔ)醫(yī)療服務(wù)水平考核達標的壓力，使得地方政府這類財政支出必不可少。而對其他支出的影響則具有相機抉擇性，當經(jīng)濟水平發(fā)展到一定階段，其財政能力可以滿足基本民生服務(wù)的公共支出需求時，地方政府會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)濟類和行政管理類支出。更為重要的是，本節(jié)認為，人均GDP對各類地方財政支出的影響可能是非線性的。在經(jīng)濟發(fā)展較為落后的地區(qū)，地方政府將會隨著人均GDP的提高而增加某類財政支出的比重，同時減少其他支出比重；而當經(jīng)濟發(fā)展水平超過某個臨界值后，隨著人均GDP的增加又會增加另一類財政支出的比重。值得注意的是，地方政府財政支出結(jié)構(gòu)除了與經(jīng)濟發(fā)展水平不同階段影響不同之外，還可能存在另一個現(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隨著經(jīng)濟水平的提高而自然地得到改變，還可能進一步激化。為此，我們進一步對這個問題進行非線性估計。5.2.3均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出結(jié)構(gòu)影響的非線性估計在前文的實證及結(jié)果分析的基礎(chǔ)上，這部分運用Hansen（1999）提出的面板門檻模型（panelthresholdmodel），考察不同經(jīng)濟發(fā)展水平下均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出結(jié)構(gòu)的非線性影響。在實證分析中，采用對數(shù)據(jù)進行自動識別的方法，來確定門檻變量人均GDP的門檻值，表明經(jīng)濟發(fā)展水平處于門檻值的前后，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出的影響將存在顯著不同，然后再進一步進行分段分別估計。為此，本部分建立面板門檻模型（吳俊培，2015）如下所示。模型（5-20）中，Spendtype表示第i個省份第t年的人均某類財政支出；γ表示待估計的門檻值；指標Rev為第i個省份第t年人均一般預算收入，指標tran×Rev為交叉項，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為隨個體與時間而改變的隨機擾動項。5.2.3.1門檻效應(yīng)檢驗按照面板門檻模型的方法，首先對四類支出、兩種自變量的八個方程（模型）的門檻效應(yīng)進行檢驗，以確定回歸方程（模型）中的門檻值個數(shù)。模型（5-19）被解釋變量是地方政府行政管理類支出，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算收入交叉項；模型（5-21）被解釋變量是科教文衛(wèi)類支出，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；模型（5-23）被解釋變量為經(jīng)濟服務(wù)類支出，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；模型（5-25）被解釋變量是社會保障類支出，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；表5-9的結(jié)果顯示，八個模型[模型（5-21）～模型（5-26）略]單一門檻檢驗在1%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，而且雙重門檻效應(yīng)、三重門檻效應(yīng)檢驗都至少是在5%的顯著水平上拒絕原假設(shè)，即存在三重門檻效應(yīng)。表5-9門檻估計值被解釋變量自變量模型門檻值F值行政管理類支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門檻2.40949.242***雙重門檻3.07823.304**三重門檻1.5629.939*交叉項單一門檻3.07821.465***雙重門檻3.76212.591***三重門檻2.40913.159**科教文衛(wèi)類支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門檻0.73197.430***雙重門檻3.46327.596***三重門檻0.8326.548***交叉項單一門檻1.06840.780***雙重門檻3.46316.329**三重門檻1.1157.082**經(jīng)濟服務(wù)類支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門檻3.42853.370***雙重門檻2.06813.204**三重門檻1.43712.502**交叉項單一門檻3.387125.242***雙重門檻1.94144.938***三重門檻1.06821.754***社會保障類支出均衡性轉(zhuǎn)移支付占比單一門檻2.954145.823***雙重門檻0.85546.424***三重門檻0.63334.854***交叉項單一門檻1.74211.948**雙重門檻3.71283.047***三重門檻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門檻估計值為了較為清晰地看出門檻值的估計及置信區(qū)間的構(gòu)造過程，我們生成模型（5-19）、模型（5-20）在門檻效應(yīng)的直觀結(jié)果的似然比函數(shù)，如圖5-4所示，把人均GDP作為門檻變量的地方政府各類支出與均衡性轉(zhuǎn)移支付的門檻效應(yīng)均顯著存在，并且都存在顯著的三重門檻效應(yīng)，我們接下來在識別這些門檻值的基礎(chǔ)上進行計量參數(shù)估計。5.2.3.2門檻模型估計本部分在前文對門檻值測度的基礎(chǔ)上，將均衡性轉(zhuǎn)移支付占比和交叉項分別作為解釋變量，對均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方財政支出的影響機制進行進一步檢驗，即模型（5-19）、模型（5-20）。同時對上述方程進行回歸分析時先采用固定效應(yīng)模型（FE），但為了保證估計結(jié)果更有效、更可靠，我們要對參數(shù)估計的有效性進行對比分析，為此采用穩(wěn)健性標準誤下的固定效應(yīng)模型（FE_Robust）來做進一步的分析（吳俊培，2015）。如表5-10和表5-11所示，模型均以地區(qū)人均GDP為門檻變量，由于地方政府四類支出的單一門檻效應(yīng)檢驗都在1%的顯著性水平上顯著，因此初步判定存在門檻效應(yīng)；在確定存在單一門檻的基礎(chǔ)上繼續(xù)搜索雙重門檻值，得到其雙重門檻效應(yīng)、三重門檻效應(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關(guān)注三重門檻模型的回歸結(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算收入的交叉項的影響效應(yīng)，交叉項這個指標是衡量在均衡性轉(zhuǎn)移支付的均等化目標下，地方政府自有財政能力與均衡性轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的“此消彼長”的關(guān)系，用于考察我國均衡性轉(zhuǎn)移支付資金是否傾向撥付給貧困地區(qū)。在三重門檻效應(yīng)檢驗中，（A）組結(jié)果顯示均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府的四類財政支出至少在5%的顯著水平上呈現(xiàn)正向的影響，這與我們的預期一致。在門檻值將地方經(jīng)濟發(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)，對四類財政支出的影響顯著不同：在行政管理類支出中，當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟水平小于第三個門檻值3.078萬元之前，均衡性轉(zhuǎn)移支付對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)類支出的回歸結(jié)果顯示，在任何經(jīng)濟發(fā)展水平下，均衡性轉(zhuǎn)移支付的增加對科教文衛(wèi)類支出的影響都是正向并且非常顯著。而對經(jīng)濟建設(shè)類支出而言，其影響是最具有波動性的：人均GDP小于第二個門檻值2.068萬元，均衡性轉(zhuǎn)移支付對其產(chǎn)生正向的影響并在1%的顯著性水平上顯著，而當經(jīng)濟狀況處于第二個門檻值2.068萬元和第三個門檻值3.428萬元之間時，其影響變成負向的，并且在5%的顯著性水平上顯著，但當其超越第三個門檻值3.428萬元之后，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金的增加又會帶來經(jīng)濟建設(shè)類支出水平的增加。在社會保障類支出中，人均GDP小于第一個門檻值0.633萬元，其系數(shù)為負，但并不顯著，但當超越這個門檻值后，均衡性轉(zhuǎn)移支付對社會保障類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，總體來說，均衡性轉(zhuǎn)移支付對地方政府財政支出有顯著的“粘蠅紙效應(yīng)”，也就是說，地方政府通過均衡性轉(zhuǎn)移支付其財力狀況得到改善之后，除了會加大教育、醫(yī)療和社會保障進行民生性投資，還加大了政府性消費及經(jīng)濟性建設(shè)支出。其次，不論是在哪種經(jīng)濟發(fā)展水平之下，均衡性轉(zhuǎn)移支付資金規(guī)模對科教文衛(wèi)類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政比重越高，地方政府用于科教文衛(wèi)類的公共支出就越多，這說明均衡性轉(zhuǎn)移支付在保障教育衛(wèi)生類公共服務(wù)方面起到了重要作用。再次，中央均衡性轉(zhuǎn)移支付資金到達地方政府之后，一定程度上會被經(jīng)濟建設(shè)類支出和行政管理類支出擠占，而且這種現(xiàn)象在貧困地區(qū)更為明顯。最后，對社會保障類支出而言，當?shù)貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較低時地方政府通過均衡性轉(zhuǎn)移支付其財政壓力得到一定程度緩解后，用于社會保障的民生性支出反而有所降低，直到經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后，才會重視民生性支出，并且經(jīng)濟的發(fā)展水平越高，社會保障類支出規(guī)模也會越大。這表明，均衡性轉(zhuǎn)移支付制度對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地方政府各類支出與均衡性轉(zhuǎn)移支付占比的門檻效應(yīng)表5-10門檻模型FE估計結(jié)果支出類型模型自變量PGDP≤γ1PGDP＞γ1PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2PGDP＞γ2PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2γ2＜PGDP≤γ3PGDP＞γ3人均一般預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值行政管理類支出單一門檻模型（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)類支出單一門檻模型（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***

（8.13）-0.0330***

（-2.86）-0.0559***

（-2.68）0.718202.3雙重門檻模型（A）0.0036***

（3.35）0.0084***

（6.45）0.110***

（8.67）0.555***

（29.8）1.146***

（2.70）-0.0198

（-0.57）0.0067***

（4.06）0.0093***

（7.23）-0.0323***

（-2.96）-0.0463**

（-2.32）0.745205.6（B）5.106***

（2.78）-0.907

（-1.46）1.918***

（4.08）0.526***

（24.20）1.347***

（3.05）-0.0350

（-0.96）0.0075***

（4.36）0.0107***

（8.05）-0.0324***

（-2.83）-0.0521**

（-2.52）0.723183.7表5-10門檻模型FE估計結(jié)果表5-10門檻模型FE估計結(jié)果-續(xù)表1支出類型模型自變量PGDP≤γ1PGDP＞γ1PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2PGDP＞γ2PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2γ2＜PGDP≤γ3PGDP＞γ3人均一般預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)類支出三重門檻模型（A）0.0033***

（3.12）0.0063***

（3.98）0.0098***

（6.82）0.112***

（8.80）0.556***

（29.96）1.160***

（2.74）-0.0215

（-0.62）0.0066***

（4.03）0.0088***

（6.85）-0.0340***

（-3.12）-0.0453**

（-2.28）0.747186.8（B）4.755***

（2.59）-7.165**

（-2.39）-0.860

（-1.39）-0.0346

（-0.96）0.0076***

（4.45）0.0107***

（8.07）-0.0326***

（-2.86）-0.0520**

（-2.52）0.725166.7經(jīng)濟服務(wù)類支出單一門檻模型（A）0.0060***

（3.62）-0.0120

（-1.07）0.811***

（26.84）0.451

（0.65）0.0247

（0.42）0.0074***

（2.75）0.0090***

（4.34）-0.0446**

（-2.50）-0.0367

（-1.13）0.647145.4（B）3.185*

（1.88）0.557

（0.76）0.788***

（22.92）0.466

（0.67）0.0228

（0.40）0.0061**

（2.26）0.0093***

（4.39）-0.0436**

（-2.41）-0.0346

（-1.06）0.641141.5雙重門檻模型（A）0.0059***

（3.71）-0.0268**

（-2.42）0.105***

（4.97）0.786***

（26.63）0.551

（0.82）0.0002

（0.00）0.0063**

（2.42）0.0093***

（4.62）-0.0446**

（-2.58）-0.0377

（-1.20）0.669142.2（B）1.174

（0.84）-6.534***

（-6.88）1.540**

（2.23）0.773***

（24.26）0.635

（0.99）-0.0302

（-0.57）0.0068***

（2.72）0.0103***

（5.29）-0.0501***

（-3.01）-0.0332

（-1.10）0.696160.7三重門檻模型（A）0.0051***

（3.17）0.0173***

（4.06）-0.0225**

（-2.02）0.110***

（5.22）0.787***

（26.78）0.570

（0.86）0.0029

（0.05）0.0062**

（2.38）0.0087***

（4.34）-0.0439**

（-2.55）-0.0381

（-1.22）0.673130.2（B）10.03***

（3.72）-0.453

（-0.31）-6.859***

（-7.27）1.361**

（1.99）0.776***

（24.60）0.475

（0.74）-0.0316

（-0.60）0.0065***

（2.61）0.0101***

（5.27）-0.0491***

（-2.97）-0.0277

（-0.93）0.702149.2社會保障類支出單一門檻模型（A）0.0053***

（5.59）0.0506***

（10.85）0.273***

（15.80）0.981**

（2.50）0.0408

（1.19）0.0018

（1.16）0.0068***

（5.73）-0.0351***

（-3.46）-0.0477**

（-2.58）0.54394.24（B）5.550***

（6.16）3.038***

（6.94）0.220***

（10.81）0.962**

（2.34）-0.0734**

（-2.17）0.0024

（1.49）0.0073***

（5.93）-0.0315***

（-2.96）-0.0366*

（-1.90）0.50179.43表5-10門檻模型FE估計結(jié)果-續(xù)表1表5-10門檻模型FE估計結(jié)果-續(xù)表2支出類型模型自變量PGDP≤γ1PGDP＞γ1PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2PGDP＞γ2PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2γ2＜PGDP≤γ3PGDP＞γ3人均一般預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值社會保障類支出雙重門檻（A）0.0039***

（4.19）0.0112***

（7.94）0.0539***

（11.73）0.276***

（16.35）0.964**

（2.51）0.0321

（0.96）0.0018

（1.21）0.0058***

（4.94）-0.0306***

（-3.07）-0.0477***

（-2.65）0.56491.15模型（B）4.822***

（5.31）1.320**

（2.18）3.314***

（7.57）0.215***

（10.72）0.995**

（2.44）-0.0871***

（-2.59）0.0026

（1.62）0.0077***

（6.29）-0.0331***

（-3.14）-0.0359*

（-1.88）0.51374.17三重門檻（A）-0.0012

（-0.82）0.0040***

（4.30）0.0112***

（8.11）0.0535***

（11.84）0.275***

（16.60）0.869**

（2.30）0.0154

（0.46）0.0015

（0.99）0.0052***

（4.52）-0.0273***

（-2.78）-0.0418**

（-2.35）0.58087.16模型（B）10.20***

（5.98）3.757***

（3.98）1.128*

（1.88）3.214***

（7.40）0.217***

（10.92）0.901**

（2.23）-0.0880***

（-2.65）0.0024

（1.53）0.0075***

（6.23）-0.0327***

（-3.13）-0.0326*

（-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）括號中為t值。表5-10門檻模型FE估計結(jié)果-續(xù)表2表5-11門檻模型估計結(jié)果FE＿rubost支出類型模型自變量PGDP≤γ1PGDP＞γ1PGDP≤γ1γ1＜PGDP≤γ2