財政自給、轉移支付與經濟增長間的門檻效應——基于省級面板數據的分析

曾明 華磊 彭小建

（1.南昌大學 公共管理學院，江西 南昌 330031；2.南昌大學 經濟與管理學院，江西南昌330031）

一、引言和文獻綜述

1994年的分稅制改革，確立了真正意義上的轉移支付制度（劉梅，2012）。作為財政分權制度的重要組成部分，政府間轉移支付被認為能夠直接調節區域間發展的不平衡，改善落后區域經濟發展環境，從而達到區域經濟均衡發展的目的（江世銀和楊偉霖，2003）。因此，深入剖析政府間轉移支付與區域經濟增長之間的關聯性，就成為審視政府間轉移支付制度效率的一個重要視角。

但目前學界對于中國政府間的轉移支付與區域經濟增長究竟存在何種關系還存在較大的爭議。Abramowitz（1985）的一般理論認為，政府間轉移支付有助于平衡地區間財力差距和實現地區間公共服務的均等化，可以提高落后地區吸收發達地區技術的能力，產生追趕效應，從而縮小地區經濟社會發展的差距。這一理論被許多經驗研究所證實。如，江新昶（2007）利用中國分省面板數據進行分析后發現，財力性轉移支付有助于縮小地區發展差距，能夠很好推動地區經濟增長。王德祥和張權（2010）認為轉移支付收入的增加會促進地區的經濟增長，且對中心城市的促進作用比非中心城市的促進作用明顯。張杰、龔新蜀和劉林（2011）也發現轉移支付對新疆經濟增長的貢獻比較大。然而也有實證分析得出了不同的結論。如，劉梅（2012）的研究表明盡管民族地區財政轉移支付與各項宏觀經濟指標在過去15年間都得到了快速增長，但兩者之間并不完全同步。范子英和張軍（2010）的研究甚至認為轉移支付比重每增加1個百分點，將使地方經濟的長期增長率降低0.03個百分點，存在著轉移支付無效率化。郭慶旺、賈俊雪及高立（2009）通過研究則發現1995年以來中國中央財政轉移支付規?？傮w上較為合理，有助于地區經濟增長但影響并不顯著；2002年所得稅分享制度改革以來，中央財政轉移支付規模增長過快，與中國的財政收支分權水平不相適應，對地區經濟增長產生抑制作用。

以往有關轉移支付與經濟增長的研究大多重實證，輕理論。并且局限于直接分析轉移支付與經濟增長的線性關聯，而忽視了轉移支付制度產生的根源——地區間的財力存在差距，直觀地表現為地方政府財政自給能力存在差距。這一因素會導致各地對中央下達的轉移支付資金存在多種不同的安排，直接影響其促進經濟增長的效率。并且隨著地方政府財政自給能力的變化，轉移支付與經濟增長的關系甚至可能發生結構性的改變（萬小勇，2011），故在缺乏對地方政府財政自給能力進行有效考量的情況下，直接研究轉移支付對經濟增長的影響的做法還存在進一步改進的空間，這可能是導致以往的實證研究結果各異的重要原因。然而目前鮮有文獻對財政自給、轉移支付和經濟增長三者關系進行研究，比較接近的有王立國和張洪偉（2013）以及汪沖（2011）對財政分權、轉移支付與地方政府經濟性投資效率或縣域經濟增長之間關系所做的研究，但他們都未能將財政自給明確為一個變量納入分析。還有部分研究單獨對地方財政自給能力與地方經濟增長的關系進行實證分析，如有學者發現在省級面板數據上，較高的公共品供給水平總是和較高的財政自主權聯系在一起（陳碩，2010），而省以下財政收入分權和財政自給率分權則對經濟增長具有負向影響能力（劉小勇，2008）。通過對以往文獻進行梳理，尚未發現有文獻對不同財政自給能力下轉移支付與地區經濟增長關系進行研究。即，隨著地方政府財政自給能力的變化，中央轉移支付與地區經濟增長會呈現出何種聯系？本文在前人研究的基礎上，從理論層面詮釋財政自給影響轉移支付與經濟增長的作用機理，提出理論假設，并基于面板門檻模型，設置財政自給水平為門檻變量，在實證層面驗證不同的財政自給水平下，轉移支付與經濟增長之間的關系。

二、理論詮釋與假設

（一）轉移支付與經濟增長的索洛模型分析

有關轉移支付與經濟增長的關系可以從索洛的增長模型推斷得出。根據索洛的增長模型，經濟社會在任何時點上都是通過投入一定數量的資本、勞動和知識來生產出一定數量的社會總產品，該模型的關鍵在于有效人均資本進化的索洛方程，即

圖1 索洛模型示意圖

而中央對地方的轉移支付起到了一個“外來沖擊”的作用，這個沖擊可以影響到實際投資量Ia，使得地方的資本存量增加，影響地方經濟的發展速度。如圖1所示：在沒有中央政府轉移支付的初始穩態下，索洛經濟處于平衡增長的路線上（k1，y1），但當產生了中央政府對地方政府的轉移支付后，地方政府實際用于投資的量Ia由Ia1增加到了Ia2，此時，Ia2＞Ib，Ia2線在Ib線的上方，根據索洛的增長模型，經濟會加速發展，直至回歸下一個經濟平衡增長點（k2，y2）。所以綜上分析，可知，轉移支付對經濟增長呈現正向促進作用。

（二）基于地方政府財政健康狀況和官員行為的進一步分析

由于索洛模型產生的初衷，并非為了專門研究轉移支付與經濟增長之間的聯系，所以，地方政府的財政自給能力并未被考慮其中，這可能是實證結果差異化的重要原因。在部分文獻中，地方政府財政自給能力被用于衡量財政分權水平（儲德銀和趙飛，2013；陳碩，2010），然而本文認為政府的財政自給能力并不能較好地反映財政分權，因為各省的財政自給能力各不相同，且存在著很大的差異，如根據計算，西藏自治區2012年財政自給率為7.23%，而廣東省則高達82.16%；事實上，1994年分稅制改革后，中央與地方的財政分權水平已經大致通過稅收制度確定下來，雖然每年均有微調，但是各省之間不會存在非常大的差距。因此本文認為財政自給能力實際上幾乎不涉及地方政府與中央政府的利益劃分，更多的是反映了地方政府自身的財政健康狀況和地方官員行為。

前文關于轉移支付與經濟增長的索洛模型分析，已經推導出轉移支付與經濟增長是呈現正向關聯的。那么在索洛模型的大前提下，地方財政自給能力作為地方政府自身財政健康狀況及地方官員行為的反映，只是作為一個“擾動因素”而存在，并不能徹底扭轉轉移支付與經濟增長的正向關聯。地方政府的財政自給能力如果非常低下，說明地方政府的財政健康狀況十分糟糕，甚至難以依靠自身財力維持政府的正常運轉，在這種情況下，來自中央的轉移支付就成了“救命稻草”，不論是何種性質的轉移支付，都可能成為被挪用的對象，專項資金不配套、少配套、截留挪用的事件屢見不鮮。Mcguire（1979）早就提出了專項轉移支付在地方政府內部挪用到其他項目的“可調換假說”；Islam（1998）等也證明美國、加拿大在市政服務、高速公路建設和社會服務領域的專項轉移支付中有不等的挪用比重（董再平，2013）。此時的地方政府很少將轉移支付的資金用于改善基礎設施、發展地區經濟，而更多地用于“吃飯財政”，因此在缺少實際資金投入的情況下，地方的經濟增長也受到限制，財政轉移支付對經濟增長的促進作用也就大打折扣。隨著地方政府財政自給能力的增強，在基本滿足地方財政“吃飯”的前提下，地方政府會將富余的資金用于地方經濟的投資，以滿足地方官員“晉升錦標賽”的需求（周黎安，2007）。在圖1中表現為從Ia1到Ia2之間的增長過程，在這個過程中，人均有效資本存量不斷增加，經濟呈現加速增長的態勢，財政轉移支付的經濟刺激作用開始凸顯，并且隨著地方財政自給水平的進一步提升而愈加顯著。最后當地方財政自給能力達到較高水平后，地方政府對于推動地區經濟增長出現了“惰性”，原因有二：一是地方政府財政自給能力較高的地區大都經濟發展程度較高，如經計算，2012年地方財政自給率達到80%以上的有北京、天津、上海、江蘇、浙江和廣東六個地區，這些地區經濟總量居前，經濟增長推動的難度相較其他地區會更大，在索洛模型中表現為持平投資水平Ib較高，“外來沖擊”必須要足夠大才能打破平衡實現加速增長。而事實上，中央對于這些地區的轉移支付相較其他地區也更為稀缺，所以導致財政轉移支付促進經濟增長的作用減弱。二是由于地區發展程度較高，經濟增長帶來的“政績亮點”已經不夠突出，而“民生”的重要性日益彰顯，成為了下一個“政績亮點”，因此地方行政官員會將更多的注意力放到民生支出上。而轉移支付資金大多也著重民生，加之這些地區財政自給程度很高，較少出現轉移支付資金挪作他用的情況，轉移支付資金能較為準確地瞄準民生目標，偏離經濟增長?？梢钥闯?，此時盡管轉移支付對經濟增長的促進效用減弱了，但公共服務的水平將得到顯著提升。

（三）理論假設

基于上述理論分析，本文認為財政自給、轉移支付與經濟增長之間可能存在以下關系，并由此提出兩個理論假設。

假設1中央財政對地方的轉移支付與地方經濟增長呈現正相關，但兩者之間存在著多門檻效應，會隨著地方財政自給能力的變化而發生改變。

假設2當地方政府財政自給能力低下時，中央對地方的轉移支付對于地方經濟增長的促進作用較弱；隨著地方財政自給能力的提升，其促進作用逐漸增強；但當地方財政自給能力達到相當水平之后，其促進作用又會減弱。整體上看，轉移支付的經濟促進效應隨著地方財政自給能力的提升呈現出先增強后減弱的態勢。

三、模型構建、變量定義與描述統計

（一）面板門檻模型簡介

本文采用Hansen（1999）的面板門檻模型進行實證分析，其實質是捕捉某一變量可能發生跳躍的臨界點。即通過選擇某一觀測值作為門檻變量，按照最優門檻值將回歸模型區分為兩個或兩個以上的區間，各個區間用不同的回歸方程表示，繼而比較各個方程回歸系數的異同，從中找出變量間的聯系與規律（儲德銀和趙飛，2013）。

鑒于本文的實證研究主要是分析地方政府財政自給能力這一門檻變量在轉移支付與經濟增長關系中的作用，故考慮如下形式的基本面板門檻模型

其中，Y為被解釋變量，X為解釋變量，I（·）代表指示性函數，qit為門檻變量，γ為門檻值，下標i代表省份，下標t代表年份，μi為個體固定效應，它是不隨時間變化但是影響地區經濟增長的虛擬變量；εit為隨機誤差項，假設其服從均值為零且方差有限的正態分布。

為了消除個體固定效應μi的影響，需要對式（2）進行組內平均，再讓式（2）減去各組內平均得到

對應于任意門檻值γ，可以通過求殘差平方和得到各參數的估計值

而最優門檻值應該使S1（γ）在所有殘差平方和中最小，即

滿足式（5）的觀測值便是門檻值，當門檻值確定之后，其他參數值也就能夠相應確定。

（二）門檻檢驗

接下來要檢驗門檻效應是否顯著，即對應于門檻值的樣本數據中是否真的存在機制轉換（經濟結構的變動），對于不存在門檻值的零假設為

當確定某一變量存在“門檻效應”后，還需要進一步確定其門檻值的置信區間，此時，零假設為

同時構造似然比統計量

（三）轉移支付與經濟增長的面板門檻模型構建

根據前文的分析，本文采用地方政府財政自給能力（Self）作為門檻變量，研究不同財政自給率下，轉移支付（Transfer）與地區經濟增長（GDPG）之間的聯系。由于在進行實證分析時，如果經濟計量模型遺漏了重要的解釋變量，那么估計結果將會大打折扣（儲德銀和趙飛，2013）。所以在前人研究的基礎上，引入固定資產投資水平（Invest）、對外貿易水平（Trade）、勞動力資源豐富度（Labor）以及人力資本積累（Education）四個外生控制變量，最終建立如下的面板門檻模型。

（四）變量定義

被解釋變量：地區經濟增長（GDPG），采用31個省級行政區①由于香港特別行政區、澳門特別行政區以及臺灣省自身具有一些特殊性，會干擾整體的分析結果，加之數據獲取難度較大，故暫不納入分析。各年實際GDP增長率來表示，時間跨度從1994年分稅制改革開始一直到2012年，長達19年。有相關研究將地區生產總值直接作為經濟增長變量進行分析（王德祥和張權，2010；張杰、龔新蜀、劉林，2011），本文認為是不合適的，因為地區生產總值實際上只是簡單描述了經濟總量的逐年擴張的趨勢，難以直觀反映出經濟總量增長的具體情況。如圖2和圖3所示，從1994到2012年，各省的地區生產總值擴張的趨勢是非常明確的，即持續向上發展，而各省GDP實際增長速率卻是呈現出強烈的波動性，顯然，使用GDP增長速率作為被解釋變量更能有效反映出經濟增長的變動情況，更符合實證分析的需要。

核心解釋變量：地方政府財政自給能力（Self）與轉移支付水平（Transfer）。本文采用通用做法，即地方政府一般預算收入與一般預算支出的比值來衡量地方政府財政自給率。使用中央政府對地方政府的轉移支付金額與當年地方政府財政總支出的比值來測量中央對地方的轉移支付水平，記做Transfer1。為了檢驗實證結果的可靠性，本文同時使用另一種方法測量轉移支付水平，即中央對地方轉移支付金額與當年地區生產總值的比值，記做Transfer2，并作為模型二進行參照對比分析。

外生控制變量：固定資產投資水平（Invest）、對外貿易水平（Trade）、勞動力資源豐富度（Labor）以及人力資本積累（Education）。固定資產投資采用各省固定資產投資總額與當年該省地區生產總值的比值。對外貿易水平，采用各省進出口總額與當年該省地區生產總值的比值。勞動力資源豐富度采用各省社會從業人員數量占當年該省人口總數的比重，反映的是勞動力數量。人力資源積累則采用各省中學以上在校生人數占當年該省人口總數的比重，反映出勞動力素質的積累。

圖2 1994-2012年31個省地區生產總值示意圖

圖3 1994-2012年31個省GDP增長率示意圖

表1 變量統計特征

（五）數據來源與變量統計特征

樣本數據涵蓋了除香港特別行政區、澳門特別行政區、臺灣省之外的31個省、自治區、直轄市①重慶1994-1997年為計劃單列市，1997年恢復為直轄市，在此期間的相關數據資料都較為齊全，且與四川省統計數據相互獨立。盡管1997年前后所轄縣區有所不同，但因1997年后新加入的縣區經濟總量較小，不會對四川或者重慶的數據穩定性造成顯著影響，故將重慶1994-1997年也作為省級行政區納入考察，直接使用相關統計數據。，時間跨度為1994-2012年，所有基礎數據來自于各省經濟社會統計年鑒（1995-2013），統計公報（2012）、省級財政預決算表（2012）以及《中國財政年鑒》（1995-2012）。其中，需要特別強調的是，中央對各省的轉移支付數據來源于各省歷年財政預決算表中“中央補助收入”類目。經基礎數據計算得出的所有分析數據均為比值形式，避免了數據的對數處理，增強了實證檢驗結果的穩定性。各變量數值的特征見表1，可以看出，由于各省的經濟社會發展程度不一，數據之間具有較大差異，但為了確保實證結果在中國大陸范圍內的普適性和可推廣性，依然將31個省級行政區全部納入分析。在這里必須說明的是西藏自治區從2009年起，財政支出開始超過地區生產總值，而財政支出中90%以上來自于中央轉移支付，導致Transfer2即轉移支付與地區生產總值的比值超過1（按百分數計超過100）。

近年來,隨著電子技術飛速發展,圖像信息的采集和傳輸技術已經日趨成熟,圖像的采集處理被廣泛應用于軍事、航空、醫學等各個領域[1]。尤其在工業生產中,對于各部分圖像信息實現低壓高速、實時穩定地處理工作也變得尤為重要。

四、估計結果及分析

（一）門檻檢驗

本文使用中央對地方轉移支付與地方政府財政總支出的比值，以及中央對地方轉移支付與地區生產總值的比值兩種方法對中央政府轉移支付水平進行測量，互為參照，分別記做Transfer1和Transfer2，并分別對應著模型一和模型二進行面板門檻分析。以地方政府財政自給能力Self作為門檻變量，利用STATA12.0進行實證分析，用自舉抽樣法計算F值和P值，抽樣次數為1000次，得到門檻效應檢驗結果以及在多門檻面板回歸模型中的門檻估計值見表2。從表2中不難發現：模型一與模型二都存在三門檻效應，且在5%的顯著性水平下顯著，故本文將選用三門檻模型進行分析。

第一，固定資產投資水平（Invest）、對外貿易水平（Trade）、勞動力資源豐富度（Labor）以及人力資本積累（Education）始終對于地區經濟增長都有著顯著的影響。但是這些因素影響地區經濟增長的效用是不一樣的，其中，固定資產投資水平、對外貿易水平以及人力資本積累都能有效促進地區經濟增長，這一結論進一步驗證了以往的相關研究成果（宋麗智，2011；王坤和張書云，2004；楊建芳、龔六堂、張慶華，2006）。值得注意的是，回歸結果中，勞動力資源豐富度始終與經濟增長顯著負相關，而反觀人力資本積累則始終與經濟增長顯著正相關，且其回歸系數始終最大。相比較可以看出，在人口紅利逐漸消失和發展方式轉變背景下，提高勞動力素質以強化對經濟的直接影響是保障我國未來經濟增長最有效的措施（陳波和吳麗麗，2011）。

表2 門檻效應檢驗與門檻估計值

（二）面板門檻回歸模型估計結果分析

基于估計出來的門檻值，對面板三門檻模型進行參數估計，表3分別列出了模型一和模型二的關于轉移支付對經濟增長的三門檻回歸估計結果和線性個體固定效應回歸結果。由表3可知。

表3 轉移支付對經濟增長影響的面板門檻回歸模型估計結果

第二，從線性個體固定效應回歸結果來看轉移支付的效應，兩個模型分析得出的結論存在差異。模型一中轉移支付水平與經濟增長呈現正相關，且在1%的顯著性水平下顯著，而在模型二中轉移支付對經濟增長的影響為負，但是不顯著。其原因在于兩者對于轉移支付水平的測度方法存在差異，從統計數據來看，隨著中央對地方轉移支付力度的逐年加大，中央轉移支付占地方財政總支出的比例呈現逐年上升的態勢，即Transfer1是逐年上升的，然而地區經濟增長速度可能超過轉移支付增加的速度，使得轉移支付與地區生產總值的比值Transfer2可能出現逐漸下降的趨勢，最終導致兩者的回歸結果出現差異。從整體來看，不顯著的負作用只是代表存在很低程度的“阻力”，減弱了轉移支付對于經濟增長的顯著正向影響，但其促進經濟增長的作用依然有效存在。加之前面已經證實轉移支付與經濟增長之間存在三門檻效應，因此較好的驗證了本文提出的理論假設1。

第三，從非線性三門檻回歸結果來看轉移支付的效應，模型一中，在不同的財政自給水平下，轉移支付始終與經濟增長呈現正相關，且都在1%的顯著性水平下顯著，但是回歸系數存在著不同。在財政自給水平從0%上升到66.928 9%，分別跨越兩個門檻30.850 1%、58.401 2%的過程中，轉移支付對經濟增長的正效應是逐步提升的，分別為0.047、0.063 6和0.092 7。當財政自給水平低于30.850 1%時，轉移支付對經濟增長的正向影響程度最低。當財政自給水平超越58.401 2%，低于66.928 9%時，正向影響程度最高，之后隨著財政自給水平進一步提升，突破66.928 9%，轉移支付的正效應卻下降至0.052 8。由此推測，在地方財政自給水平低于30.850 1%和高于66.928 9%時，轉移支付對經濟增長的正向作用存在某種程度的“阻力”，而模型二恰好地證實了這一點。模型二中，對應著模型一，財政自給水平低于31.178 1%和高于66.928 9%兩種情況下，轉移支付與經濟增長都呈現不顯著的負相關，這與線性個體固定效應回歸結果類似，這個不顯著的負效應減弱了轉移支付對于經濟增長的顯著正向影響。在前文的理論闡述中，把這個“阻力”歸結為地方政府自身的財政健康狀況和地方官員行為共同作用的結果，即當地方政府財政自給水平非常低下時，地方政府首先考慮將轉移支付的資金用于地方財政“吃飯”，導致經濟增長乏力；當地方政府財政自給水平達到很高水平時，經濟增長帶來的“晉升-政績效應”已經不夠明顯，民生成為下一個“晉升-政績亮點”，地方官員會將更多的注意力投向民生事業，于是轉移支付資金瞄準民生，偏離了經濟增長。此外，模型二與模型一相似，在地方財政自給水平從0%逐步提升到66.928 9%的過程中，跨越了兩個門檻，轉移支付對經濟增長的正效應逐步提升、逐步顯著，并在61.353 1%至66.928 9%的階段達到最高，為0.350 8，之后隨著財政自給水平的進一步提升，正效應減弱轉變成了不顯著的負效應。從整體上看，兩個模型都證實轉移支付的經濟促進效應隨著地方財政自給水平的提升呈現先增強后減弱的態勢，且“分水嶺”都為69.928 9%。兩個模型結論相似，可以互為佐證，說明實證結果具有很強的穩定性和可靠性，很好地驗證了本文提出的理論假設2。

（三）擴展分析

高財政自給能力的省份所獲得的轉移支付能夠較好地瞄準民生工程，提供高水平的公共服務。中上財政自給能力省份雖然不能提供如高財政自給能力省份那樣高水平的公共服務，但其轉移支付促進經濟增長的效用是最強的。而中下和低財政自給能力的省份所獲得的轉移支付大多被“吃飯財政”所消耗，導致經濟發展水平和所提供的公共服務水平都較低，既不能像中上財政自給能力的省份那樣有效促進經濟的發展，也不能如高財政自給能力的省份那樣提供高水平的公共服務，處于一個非?！皩擂巍钡木车?，本文將0%到58.401 2%的財政自給水平區間稱為“尷尬區間”。從表4和圖4中，可以明顯看出：1994年至2012年這19年中，高財政自給能力的省份數基本沒有太大變化，每年都維持在8個左右，而中上財政自給能力的省份數變化最劇烈，從最多時的10個驟降至0個，這些原本財政能力處于中上行列的省份出現了“降級”，轉移到了財政能力中下及低下的“尷尬區間”內，從2000年開始，處于“尷尬區間”的省份占據了絕對多數。因此從整體上看，1994-2012年這19年間，我國財政轉移支付制度促進公共服務均等化的效率是在下降的，其對于地區經濟增長的促進效用也呈現下降趨勢。顯然，要擺脫這一處境，僅僅依靠中央政府的轉移支付是不夠的，更關鍵的在于提升地方政府的財政自給能力，讓地方政府真正從“尷尬區間”中解脫出來。

表4 各年份不同區間內省份數

圖4 各區間內省份數及轉移支付經濟促進效用變化趨勢圖

五、結論

本文首先基于索洛模型從理論層面闡釋了轉移支付與經濟增長的正相關聯，并從地方財政健康和官員行為理論的角度進一步分析地方政府財政自給能力影響轉移支付促進經濟增長的作用機理，接著以地方政府財政自給能力作為門檻變量，利用中國31個省級行政區的面板數據，構建門檻模型從財政自給的視角實證考察了1994-2012年中央轉移支付與地區經濟增長的關系，得出以下結論。

（1）中央政府對地方政府的轉移支付能夠有效促進地區經濟增長，但存在三門檻效應，其促進地區經濟增長的效用隨著地方政府財政自給能力的提升呈現先增強后減弱的態勢。當地方財政水平低于30.850 1%時，轉移支付對經濟增長的促進作用最弱，隨著財政自給水平的提升，轉移支付的經濟促進作用逐漸增強，并在接近66.928 9%的一個區間內達到峰值，之后隨著地方財政自給水平突破66.928 9%，轉移支付的經濟促進作用出現減弱。

（2）通過對我國31個省級行政區的財政自給能力進行分區，發現當前我國絕大多數省份處于中下及低財政自給能力的“尷尬區間”，既不能有效促進經濟增長，又不能提供高水平的公共服務。從整體上看，1994-2012年這19年間，我國財政轉移支付制度促進公共服務均等化的效率是在下降的，其對于地區經濟增長的促進效用也呈現下降趨勢。要從根本上扭轉這一局面，關鍵在于提升地方政府的財政自給能力。

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