中央財政轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)了中國地方公共服務(wù)發(fā)展嗎中央財政轉(zhuǎn)移支付與地方公共服務(wù)提供

中央財政轉(zhuǎn)移支付促進(jìn)了中國地方公共服務(wù)發(fā)展嗎中央財政轉(zhuǎn)移支付與地方公共服務(wù)提供

一“政府間財政轉(zhuǎn)移支付”傳統(tǒng)的金融分配理論認(rèn)為，金融分配可以促進(jìn)政府之間的金融競爭，使地方政府更多地關(guān)注該地區(qū)居民的偏好，改善當(dāng)?shù)毓卜?wù)的提供效率，促進(jìn)社會事務(wù)水平的提高（oates，1972；1973；1994；faguet，2004）。但是,由于外部性問題以及地區(qū)間財政能力差異巨大,財政分權(quán)也可能會導(dǎo)致地方公共服務(wù)提供效率低下以及地區(qū)間公共服務(wù)嚴(yán)重失衡等問題,從而對社會總福利造成負(fù)面影響(Casas,1997)。對于財政分權(quán)可能帶來的這些不利影響,Oates(1972、1999)主張通過建立科學(xué)、合理的政府間財政轉(zhuǎn)移支付制度加以克服。20世紀(jì)80年代至90年代初期,中國推行的財政承包制改革一方面確定了地方政府“剩余占有者”的地位,使額外增長的稅收大部分歸地方政府支配,從而極大地激勵了地方政府對發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)伸出“援助之手”(Montinolaetal.,1995;BlanchardandShleifer,2000;陳抗等,2002)的意愿;但另一方面,財政承包制改革也嚴(yán)重制約了基礎(chǔ)教育和醫(yī)療衛(wèi)生等地方公共服務(wù)的發(fā)展,加劇了財政資源分配不公和公共服務(wù)的地區(qū)間失衡(喬寶云,2002;喬寶云等,2005;王永欽等,2007;WestandWong,1995)。1994年的分稅制改革以扭轉(zhuǎn)中央財政在財政收入分配中的不利地位為出發(fā)點,從過去量上的過度財政分權(quán)轉(zhuǎn)向適度財政集權(quán),并初步建立起中國現(xiàn)行的中央財政轉(zhuǎn)移支付制度,1以期能夠?qū)崿F(xiàn)財政資源的合理配置,促進(jìn)地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化。至今已運行十幾年的中央財政轉(zhuǎn)移支付制度在促進(jìn)中國地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化中是否發(fā)揮了應(yīng)有作用?中央財政轉(zhuǎn)移支付的資金分配是否很好地兼顧了公平與效率準(zhǔn)則?顯然,這些問題的解答將有助于更好地評價中國中央財政轉(zhuǎn)移支付制度的績效,為進(jìn)一步完善轉(zhuǎn)移支付制度提供科學(xué)依據(jù)。為此,本文首先利用面板數(shù)據(jù)模型和核密度估計,考察1994年以來中央財政轉(zhuǎn)移支付在促進(jìn)中國地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化中的作用;然后從中央政府的一般目標(biāo)函數(shù)出發(fā),構(gòu)建中央財政轉(zhuǎn)移支付決定因素模型,進(jìn)而從公平與效率角度對中央財政轉(zhuǎn)移支付資金分配的決定因素進(jìn)行經(jīng)驗分析,以揭示中央財政轉(zhuǎn)移支付未能有效促進(jìn)中國地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化的原因。二中央資金的轉(zhuǎn)讓和轉(zhuǎn)讓在促進(jìn)地方公共服務(wù)的發(fā)展和平等化方面發(fā)揮著作用(一)中國省份公共服務(wù)的發(fā)展變化當(dāng)前中國在科學(xué)發(fā)展觀指導(dǎo)下建設(shè)和諧社會亟待解決一系列重大問題,如醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育、交通設(shè)施、社會保障、收入差距問題等,其中與中央財政轉(zhuǎn)移支付關(guān)系最為密切的是前三大問題。因此,本文主要考察這三類基本公共服務(wù)的發(fā)展變化,即公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)(HPS)、公共基礎(chǔ)教育服務(wù)(EPS)和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)(TPS),分別用每萬人擁有的醫(yī)療床位數(shù)、每萬名中小學(xué)生擁有的教師數(shù)和公路密度度量它們各自的水平。3為了更好地揭示出1994年分稅制改革以來中國省份公共服務(wù)的發(fā)展變化,我們考慮兩個時期,即1990～1994年(時期0)和2001～2005年(時期1),并利用核密度估計探究這兩個時期省份公共服務(wù)水平的分布演進(jìn)。圖1給出了這兩個時期中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平(HPS0和HPS1)、公共基礎(chǔ)教育服務(wù)水平(EPS0和EPS1)和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平(TPS0和TPS1)的核密度分布。依據(jù)圖1,對于1994年分稅制改革以來中國省份公共服務(wù)的發(fā)展變化可以得到如下三點認(rèn)識。第一,中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平分布的波峰在兩個時期均位于較低水平,2001～2005年波峰高度明顯上升,較高水平上的概率密度明顯下降。這表明,目前中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)總體水平較低,且與1994年分稅制改革以前相比,出現(xiàn)一定程度的下降,但省份差異有所減少。事實上,由表1可知,中國省份每萬人擁有的醫(yī)療床位數(shù)從1990～1994年的29.66下降到2001～2005年的28.1,相應(yīng)的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分別從0.19和0.06下降為0.173和0.053。第二,中國省份公共基礎(chǔ)教育服務(wù)水平在2001～2005年的分布波峰高度有所下降,但較高水平上的概率密度明顯增加,意味著中國省份公共基礎(chǔ)教育服務(wù)的整體水平出現(xiàn)較為明顯的提升。但省份差異有所增大(省份每萬名中小學(xué)生擁有的教師數(shù)從1990～1994年的531.26增加到2001～2005年的543.55,相應(yīng)的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分別從0.088和0.012增加到0.097和0.015,見表1)。第三,中國省份公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平在兩個時期雖然整體呈現(xiàn)較為明顯的“單峰”分布,但2001～2005年左下半部分較小的波峰有明顯增大的跡象。此外,波峰高度明顯下降,且整個分布明顯向右偏移。這表明,中國省份公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平出現(xiàn)較為明顯的提高,但省份差異呈現(xiàn)出增大趨勢(省份公路密度從1990～1994年的2366.92增加到2001～2005年的4006.56,相應(yīng)的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分別從0.314和0.176增加到0.339和0.198,見表1)。上述分析表明,1994年分稅制改革以來,中國省份公共服務(wù)呈現(xiàn)出不同的發(fā)展變化特點:公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平及其省份差異均出現(xiàn)較為明顯的下降,公共基礎(chǔ)教育和交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平及其省份差異均出現(xiàn)不同程度的上升,其中公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平的提升尤為突出。那么,旨在促進(jìn)地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化的中央財政轉(zhuǎn)移支付在這一過程中起到了什么作用?(二)中央財政轉(zhuǎn)移支付影響中國省份公共服務(wù)的均等化進(jìn)程本節(jié)從公共服務(wù)的生產(chǎn)函數(shù)出發(fā),構(gòu)建省份公共服務(wù)提供的經(jīng)驗分析模型,然后通過估算中央財政轉(zhuǎn)移支付的影響系數(shù),及其引致的中國省份公共服務(wù)水平的反事實分布,具體考察中央財政轉(zhuǎn)移支付在促進(jìn)中國省份公共服務(wù)發(fā)展和均等化進(jìn)程中的作用。1.cij和uijt的函數(shù)關(guān)系及其與中國的地區(qū)效應(yīng)假設(shè)第i個省份政府在提供j(j=1,2,…,J)類公共服務(wù)PSijt時采用的生產(chǎn)函數(shù)為:ΡSijt=ΡS((Gijt/cij),Uijt),i=1,2,?,30;t=1,2,?,Τ(1)其中,J為公共服務(wù)的類別總數(shù),本文只考慮公共醫(yī)療衛(wèi)生、公共基礎(chǔ)教育和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施等三類基本公共服務(wù),因此J=3;t為時間,T為樣本期。Gijt為第i個省份政府生產(chǎn)j類公共服務(wù)的公共投入,這里我們用相應(yīng)的省份人均財政支出如人均公共衛(wèi)生支出(相應(yīng)提供的是公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù))來度量。cij用來捕捉那些與時間無關(guān)的省份特定因素如地理環(huán)境等不同所造成的省份公共服務(wù)提供成本的差異。Uijt用來捕捉全社會對此類公共服務(wù)的需求,我們分別用人均產(chǎn)出yit和人口密度Ndit來捕捉經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口增長帶來的公共服務(wù)需求。4為了進(jìn)一步簡化,我們不妨假設(shè)公共服務(wù)生產(chǎn)函數(shù)為對數(shù)線性生產(chǎn)函數(shù),則(1)式變?yōu)?Ln(ΡSijt)=αjLn(Gijt)+βjLn(Uijt)-αjLn(cij)(2)其中,αj為Gijt的公共服務(wù)提供彈性,βj為Ln(Uijt)的影響系數(shù)。我們假設(shè)省份政府只能借助人均自有財政收入Tit和中央政府給予的人均財政轉(zhuǎn)移支付Trit為生產(chǎn)此類公共服務(wù)的公共支出Gijt融資,即Gijt=G(Tit,Trit)。同樣,不妨假設(shè)其為對數(shù)線性函數(shù):Ln(Gijt)=ηjLn(Τit)+ωjLn(Τrit)(3)其中,ηj和ωj為省份人均自有財政收入Tit和人均中央財政轉(zhuǎn)移支付Trit的公共支出彈性,度量了省份財力和中央財政轉(zhuǎn)移支付增加能夠在多大程度上增加省份政府用于生產(chǎn)此類公共服務(wù)的支出Gijt?？紤]到cij與時間無關(guān),因此我們引入地區(qū)效應(yīng)fij來捕捉cij的影響,同時引入時間效應(yīng)fjt以捕捉時間變化的影響。這樣,將(3)式代入(2)式可以得到面板數(shù)據(jù)模型:Ln(ΡSijt)=γjLn(Τrit)+λjLn(Xit)+fij+fjt+εijt(4)其中,γj和λj為回歸系數(shù),Xit為控制變量包括人均產(chǎn)出yit、人口密度Ndit和人均自有財政收入Tit,εijt為誤差項(為了簡化,我們在下文略去了下標(biāo)j)。2.中央財政轉(zhuǎn)移支付對中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展的影響依據(jù)回歸模型(4)式,我們分別考察1995～2005年中央財政轉(zhuǎn)移支付對中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生、公共基礎(chǔ)教育和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)的影響。在具體估算各模型時,我們利用Breusch-Pagan拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗和Hausman設(shè)定檢驗進(jìn)行模型設(shè)定檢驗,以決定使用哪種形式的面板數(shù)據(jù)模型。同時,鑒于樣本期時間跨度較大,我們也考慮可能存在的序列相關(guān)問題,并依據(jù)各模型Baltagi和Wu(1991)的LBI序列相關(guān)檢驗結(jié)果,進(jìn)行了AR(1)校正。此外,考慮到解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題,我們也給出了似不相關(guān)回歸(SUR)的估算結(jié)果。5表2給出各模型的具體檢驗和估算結(jié)果。由表2可以看出,在利用SUR回歸校正了解釋變量的內(nèi)生性問題后,各類公共服務(wù)回歸方程的估算結(jié)果出現(xiàn)了較為明顯的變化。事實上,依據(jù)Hausman檢驗結(jié)果,在各類公共服務(wù)回歸方程中,我們都無法拒絕中央轉(zhuǎn)移支付為內(nèi)生變量的假設(shè)。因此,從模型1b、2b和3b的估算結(jié)果可知,中央財政轉(zhuǎn)移支付對中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展具有顯著的負(fù)影響(系數(shù)為-0.051),對省份公共基礎(chǔ)教育服務(wù)發(fā)展具有正影響但不具有統(tǒng)計顯著性,對省份公共基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)發(fā)展則具有顯著的正影響(系數(shù)為0.143)。進(jìn)一步,我們依據(jù)模型1b和3b的估算結(jié)果,在假設(shè)其他因素不變情況下,利用核密度估計給出中央財政轉(zhuǎn)移支付單獨引致的2001～2005年的公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平(HPS1P)和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平(TPS1P)的反事實分布(見圖1),以及相應(yīng)公共服務(wù)水平均值、基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)的預(yù)測值(見表1)。由表1可以看出,中央財政轉(zhuǎn)移支付顯著抑制了中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展,導(dǎo)致省份每萬人擁有的醫(yī)療床位數(shù)從1990～1994年的29.66下降到2001～2005年的20.21,但有助于縮小公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平的省份差異,促使省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分別從1990～1994年的0.19和0.06下降到2001～2005年的0.162和0.043。這一點從省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平的反事實分布可以得到進(jìn)一步驗證:與1990～1994年相比,分布圖出現(xiàn)了明顯的向左偏移且波峰高度明顯增加的變化(見圖1(a))。中央財政轉(zhuǎn)移支付一方面有助于中國省份公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)發(fā)展,促使省份公路密度從1990～1994年的2366.92增加到2001～2005年的3575.89;但另一方面也加大了公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平的省份差異,致使省份公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)的基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)分別從1990～1994年的0.314和0.176增加到2001～2005年的0.327和0.186。從省份公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平的反事實分布圖1(c)可以得到進(jìn)一步佐證:與1990～1994年相比,分布圖出現(xiàn)了明顯的向右偏移且波峰高度明顯下降的變化。此外,由表2可知,人口密度和人均產(chǎn)出在公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)水平回歸方程中的系數(shù)均為負(fù)值且具有很好的統(tǒng)計顯著性,在公共基礎(chǔ)教育服務(wù)水平回歸方程中的系數(shù)分別為負(fù)值和正值,其中人口密度的影響具有統(tǒng)計顯著性,在公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)水平回歸方程中的系數(shù)分別為正值和負(fù)值且都具有統(tǒng)計顯著性。這表明,中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展滯后,總體上沒有很好地滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口增長引致的需求;公共基礎(chǔ)教育服務(wù)發(fā)展雖然很好地顧及了經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要,但卻忽略了人口增長的影響;公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)發(fā)展則更多地考慮了人口增長因素,但沒有充分適應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。人均財政收入增加總體上有利于中國省份公共服務(wù)水平的提升,其中對公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)發(fā)展的促進(jìn)作用更為突出。綜上所述,1995～2005年,中央財政轉(zhuǎn)移支付未能有效地促進(jìn)中國省份公共服務(wù)發(fā)展和均等化:中央財政轉(zhuǎn)移支付有助于中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的均等化,但抑制了其發(fā)展;促進(jìn)了省份公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)發(fā)展,但也加劇了其省份差異從而不利于中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展;6對公共基礎(chǔ)教育服務(wù)則不具有顯著影響。三轉(zhuǎn)移支付的資金配置不合理中央財政轉(zhuǎn)移支付未能有效促進(jìn)中國省份公共服務(wù)發(fā)展和均等化,究其原因很可能在于中央財政轉(zhuǎn)移支付的制度設(shè)計不盡合理,轉(zhuǎn)移支付的資金配置未能很好地兼顧公平和效率準(zhǔn)則。為此,本節(jié)從中央政府一般目標(biāo)函數(shù)出發(fā),構(gòu)建中央財政轉(zhuǎn)移支付決定因素的理論模型,然后以此為基礎(chǔ)進(jìn)行經(jīng)驗分析以識別中央政府在確定財政轉(zhuǎn)移支付資金分配時對公平與效率的權(quán)衡,從而考察中央財政轉(zhuǎn)移支付未能有效促進(jìn)中國省份公共服務(wù)發(fā)展和均等化的原因。7(一)中央財政轉(zhuǎn)移支付與公共支出的關(guān)系假設(shè)中央政府的目標(biāo)是在財政轉(zhuǎn)移支付規(guī)模一定的前提下,通過合理地配置資金來實現(xiàn)整個社會福利最大化,即:ΜaxΤritWts.t.∑iΝitΤrit=Rt(5)其中,Nit為第i個省份的總?cè)丝?Rt為中央財政轉(zhuǎn)移支付總量,這里我們假定其為外生給定。Wt為社會福利,我們采用CES社會福利函數(shù),即:Wt=[∑iΝitΨit(ΡSit)?]1/?,-∞＜?≤1(6)其中,參數(shù)?度量了中央政府對省份公共服務(wù)水平差異即不公平的厭惡程度:?取負(fù)值越大,表明中央政府對公平的關(guān)注程度越高;當(dāng)?=-∞時,則意味著中央政府只關(guān)注公平問題,而完全忽視了公共服務(wù)的效率問題;?=0時,CES社會福利函數(shù)簡化為科布-道格拉斯社會福利函數(shù)形式;?=1則意味著中央政府僅考慮公共服務(wù)提供效率,而無視公平。由此可以看出,對?的估算將有助于我們識別中央政府在分配財政轉(zhuǎn)移支付資金時對省份公共服務(wù)提供公平和效率的權(quán)衡。參數(shù)Ψit捕捉了其他影響因素,以表明中央政府的決策并非總是依據(jù)公平-效率準(zhǔn)則,例如中央政府出于特定的政治考慮,從而對某些省份給予特別的資金支持。由公共服務(wù)生產(chǎn)函數(shù)(1)式和Git=G(Tit,Trit),我們可求得中央財政轉(zhuǎn)移支付對省份公共服務(wù)提供的影響為:?ΡSit?Τrit=ΡSGGΤr1ci=(ΡSGGitΡSit)(GtrΤritGit)1ciΡSitΤrit=θGitEΤrit(1/ci)ΡSitΤrit(7)其中,PSG=?PS/?G,GTr=?G/?Tr,θGit為公共支出的公共服務(wù)提供彈性,EΤrit為中央財政轉(zhuǎn)移支付的公共支出彈性。如果我們采取前文的做法,即假定公共服務(wù)生產(chǎn)函數(shù)和Git=G(Tit,Trit)為對數(shù)線性形式(見公式(2)和(3)),則公共支出的公共服務(wù)提供彈性和中央財政轉(zhuǎn)移支付的公共支出彈性均為常數(shù),即θGit=α、EΤrit=ω。求解優(yōu)化問題(5)式,并將(7)式代入,可得一階最優(yōu)條件為:αωct(Τr*it/ΡSit)=λtW(?-1)t((ΡSit)1-?Ψit)??i(8)其中,Tr*it為最優(yōu)的中央財政轉(zhuǎn)移支付,λt為拉格朗日乘子,度量了中央財政轉(zhuǎn)移支付總量Rt的邊際成本。(8)式左邊為中央財政轉(zhuǎn)移支付的邊際收益,右邊為中央財政轉(zhuǎn)移支付的邊際成本,(8)式表明,最優(yōu)的中央財政轉(zhuǎn)移支付資金配置是中央財政轉(zhuǎn)移支付的邊際收益等于邊際成本。對(8)式兩邊取自然對數(shù),可得:Ln(Τr*it)=Bit+?Ln(ΡSit)+Ln(α)+Ln(ω)+Ln(Ψit)(9)其中,Bit=(1-?)Ln(Wt)-Ln(ci)-Ln(λt)。我們以(9)式為基礎(chǔ),進(jìn)行經(jīng)驗設(shè)定以給出具體的經(jīng)驗回歸模型。首先,公式(9)中的Bit,很難給出具體度量。考慮到Bit包含的各變量或者只與時間因素有關(guān),或者只與省份特定因素有關(guān),因此我們遵循Castells和Solé-Ollé(2005)的做法,引入時間效應(yīng)ft和地區(qū)效應(yīng)fi來捕捉Bit的影響。其次,盡管(7)式中并不包含公共服務(wù)需求Uit和省份自有財政收入Tit,但考慮到PSit與Uit和Tit有關(guān),因此?PSit/?Trit也可能與Uit和Tit有關(guān),所以我們在經(jīng)驗?zāi)Ｐ椭腥孕杩紤]Uit包括人均產(chǎn)出yit和人口密度Ndit以及人均省份自有財政收入Tit的影響。最后,我們考慮影響因素Ψit。通常認(rèn)為Ψit包括經(jīng)濟(jì)因素、人口因素和政治因素,但既然前面已經(jīng)較為全面地考慮了經(jīng)濟(jì)因素和人口因素,因此我們這里只考慮政治因素。8遵循王紹光(Wang,2005)的思路,我們主要關(guān)注兩個方面:一是中央政府的政治考慮。由于中國民族眾多且少數(shù)民族地區(qū)往往又地處祖國的邊疆地帶,維護(hù)少數(shù)民族地區(qū)的社會穩(wěn)定對于維護(hù)中國民族團(tuán)結(jié)、確保領(lǐng)土安全至關(guān)重要,也是中央政府首要的政治任務(wù)。因此,基于這一政治考慮,中央政府往往會在財政轉(zhuǎn)移支付力度上對少數(shù)民族地區(qū)給予特別支持,2000年起,中央財政專門設(shè)立了民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付以支持少數(shù)民族地區(qū)的社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展。為此,我們引入省份少數(shù)民族人口比重(Minoit)來捕捉中央政府這一政治考慮的影響。二是地方政府的政治影響力。由于中央財政轉(zhuǎn)移支付對省份經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展具有重要作用,因此省份政府總是希望通過各種渠道來影響中央政府的決策,以獲取更大的財政轉(zhuǎn)移支付份額。為此,我們一方面引入省份產(chǎn)出(Yit)以捕捉省份政府由于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)實力強(qiáng)從而可能擁有的較大政治影響力;另一方面引入每百萬省份人口擁有的全國人大代表數(shù)(Rpsit)以捕捉省份政府通過全國人民代表大會對中央轉(zhuǎn)移支付資金分配的影響力。這樣,我們可以得到如下形式的經(jīng)驗回歸方程:Ln(Τrit)=?Ln(ΡSit)+γXit+ft+fi+εit(10)其中,εit為擾動項,Xit包括上文給出的公共服務(wù)需求及地方財力因素,即人均產(chǎn)出(yit)、人口密度(Ndit)和人均地方自有財政收入(Tit),以及政治因素包括省份少數(shù)民族人口比重(Minoit)、省份產(chǎn)出(Yit)和每百萬省份人口擁有的全國人大代表數(shù)(Rpsit)。(二)中央財政轉(zhuǎn)移支付產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)狀況我們利用(10)式分別考察中央政府在確定財政轉(zhuǎn)移支付資金分配時,對中國省份公共醫(yī)療衛(wèi)生、公共基礎(chǔ)教育和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)提供公平和效率的權(quán)衡。具體估算時,為了更好地揭示政治因素的影響,我們分別考慮了經(jīng)濟(jì)模型以及政治經(jīng)濟(jì)模型,利用Breusch-Pagan拉格朗日乘數(shù)(LM)檢驗和Hausman檢驗,以決定使用哪種形式的面板數(shù)據(jù)模型。同時,我們也考慮可能存在的序列相關(guān)問題,并依據(jù)各模型的Baltagi和Wu(1991)的LBI序列相關(guān)檢驗結(jié)果,進(jìn)行了AR(1)校正。此外,為了校正可能存在的解釋變量內(nèi)生性問題帶來的估算偏差,我們也給出了政治經(jīng)濟(jì)模型的SUR回歸結(jié)果。9表3給出了各模型的相應(yīng)估算結(jié)果。由表3可以看出,政治經(jīng)濟(jì)模型的估算結(jié)果與單純經(jīng)濟(jì)模型相比存在著較為明顯的差異,意味著中國中央財政轉(zhuǎn)移支付資金分配總體上受政治因素的影響較強(qiáng)。進(jìn)一步,在利用SUR回歸校正了解釋變量內(nèi)生性帶來的估算偏差后,模型估算結(jié)果發(fā)生了明顯改變。事實上,依據(jù)Hausman檢驗結(jié)果,在中央財政轉(zhuǎn)移支付決定因素回歸方程中,我們同樣無法拒絕公共醫(yī)療衛(wèi)生、基礎(chǔ)教育和交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)為內(nèi)生變量的假設(shè)。因此,依據(jù)模型5e的估算結(jié)果可知,中央政府在分配財政轉(zhuǎn)移支付資金時面臨地方公共服務(wù)提供公平和效率的權(quán)衡,表現(xiàn)在公共醫(yī)療衛(wèi)生、公共基礎(chǔ)教育和公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)對中央財政轉(zhuǎn)移支付的影響都具有統(tǒng)計顯著性,相應(yīng)的回歸系數(shù)?分別為-0.632、0.636和0.286。這意味著,中央政府更為關(guān)注地方公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)提供的公平問題,對地方政府發(fā)展本地區(qū)公共衛(wèi)生服務(wù)的財政激勵不足,從而制約了地方公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)的發(fā)展;對公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)則更多地是以效率為導(dǎo)向,在一定程度上忽視了公平原則,因而致使公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)的省份差異增大。但需要注意的是,由公共基礎(chǔ)教育服務(wù)的影響系數(shù)可知,中央政府對公共基礎(chǔ)教育服務(wù)同樣是以效率為導(dǎo)向且較公共交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)而言表現(xiàn)得更為突出。但中央轉(zhuǎn)移支付并沒有很好地促進(jìn)地方公共基礎(chǔ)教育服務(wù)的發(fā)展(見表2的估算結(jié)果)。其可能原因在于地方政府為了促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長以在激烈的地區(qū)競爭中獲取優(yōu)勢,更愿意發(fā)展有助于改善投資環(huán)境的交通基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù),而忽略基礎(chǔ)教育發(fā)展(喬寶云等,2005),致使中央轉(zhuǎn)移支付未能有效促進(jìn)地方基礎(chǔ)教育投入的增加,限制了中央財政轉(zhuǎn)移支付激勵機(jī)制的有效發(fā)揮。由此可見,如何強(qiáng)化相關(guān)制度建設(shè)以規(guī)范地方政府行為,關(guān)系到中央財政轉(zhuǎn)移支付在促進(jìn)地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化中能否有效發(fā)揮作用的一個關(guān)鍵所在。此外,從公共服務(wù)需求和財力因素的影響可以看出,中國中央財政轉(zhuǎn)移支付資金分配總體上沒有很好地顧及到各地區(qū)的公共服務(wù)需求以及財力狀況,明顯忽略了人口因素引致的地方公共服務(wù)需求,對財力狀況較好的省份反而給予了更大的財力支持,體現(xiàn)于人口密度的影響系數(shù)為負(fù)值,人均財政收入的回歸系數(shù)為正值,且都具有很好的統(tǒng)計顯著性。就政治因素而言,省份少數(shù)民族人口比重對中央財政轉(zhuǎn)移支付具有正向影響但不具有統(tǒng)計顯著性,表明中國中央政府出于維護(hù)民族團(tuán)結(jié)、確保領(lǐng)土安全的政治考慮,對少數(shù)民族地區(qū)確實給予了一定資金支持但力度較為有限。10每百萬省份人口擁有的全國人大代表數(shù)對中央財政轉(zhuǎn)移支付具有顯著的正向影響,表明中央財政轉(zhuǎn)移支付的資金分配受地方政府的政治影響較強(qiáng),這也在一定程度上影響了中央轉(zhuǎn)移支付資金分配的公平性和科學(xué)性。省份產(chǎn)出對中央財政轉(zhuǎn)移支付具有顯著的負(fù)影響,即中央政府對那些經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小的省份給予了一定程度上的資金支持。這與王紹光(Wang,2005)考察1994年分稅制改革之前中央財政轉(zhuǎn)移支付影響因素時,得到的地方政府經(jīng)濟(jì)實力對中央財政轉(zhuǎn)移支付具有顯著正影響的結(jié)論不同。究其原因,可能在于1994年分稅制改革理順了中央與地方財政關(guān)系,使得中央政府在經(jīng)濟(jì)上處于主導(dǎo)地位,地方政府基于經(jīng)濟(jì)實力的政治影響力越來越弱,那些經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小的省份反而由于一些特殊因素,可能擁有更大的政治影響力。11四中央財政轉(zhuǎn)移支付本文首先考察了中央財政轉(zhuǎn)移支付在促進(jìn)中國地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化中的作用,然后通過考察中央財政轉(zhuǎn)移支付的決定因素識別出中央政府在確定財政轉(zhuǎn)移支付資金分配時對公平與效率的權(quán)衡,從而揭示出中央財政轉(zhuǎn)移支付未能有效地促進(jìn)中國地方公共服務(wù)發(fā)展和均等化的原因。我們的研究得到如下幾點結(jié)論。1.1994年分稅制改革以來,中國地方公