轉移支付制度對基本公共服務均等化的影響機制研究

陳娟，吳昊

（1.吉林大學東北亞研究院，吉林長春 130012；2.珠海市香洲區審計局，廣東珠海 519001）

轉移支付制度對基本公共服務均等化的影響機制研究

陳娟1,2，吳昊1

（1.吉林大學東北亞研究院，吉林長春 130012；2.珠海市香洲區審計局，廣東珠海 519001）

受地理位置、自然資源、經濟發展水平、政府財政能力、基本公共服務供給成本差異的影響，我國地區間的基本公共服務均等化水平存在較大差距。加強各地區公共服務供給，縮短各地區間公共服務均等化差距，均衡區域經濟發展，改善民生是當前各級政府的重要職責和施政目標。在短期內無法改善各地區經濟發展水平差異的情況下，通過財政轉移支付制度實現各地公共服務均等化是現實可行的辦法。

轉移支付；公共服務；經濟發展水平

引言

基本公共服務差異顯著等問題是當前我國經濟社會發展中亟待解決的重要問題之一，各級政府都將其擺在經濟社會戰略部署的關鍵位置。區域間基本公共服務均等化差異問題與財政體制密切相關，要研究如何減少其差異必須上升到尋求財政體制對區域間基本公共服務的作用機理層面，從財政體制的源頭尋找解決問題的辦法，通過財政體制改革尋求破題之道。各級政府通過財政轉移支付制度平滑不同地區間的財政能力，以促進各級政府提供基本公共服務的水平逐步趨向均等。但是轉移支付制度對基本公共服務的影響機制目前仍然不十分清晰。

學者們對影響基本公共服務均等化的因素進行了深入的研究和分析，總體來看在測度公共服務均等化時，學者們一般從公共服務“投入”、“產出”或“效果”等幾個方面來選擇公共服務均等化的測度指標。陳昌盛（2007）在研究公共服務均等化的影響因素時指出，公共服務范圍、供給方式、政府財政能力、公共服務供給的組織結構、成本、效率以及管理水平是影響公共服務均等化的重要因素。[1](p20-p24)張啟春（2009）從行政管理服務、公共衛生與基礎醫療服務、基礎教育服務、公共文化服務等八個方面對政府公共服務均等化水平進行了評估，認為政府轉移支付的目標應實現區域基本公共服務均等化。[2](p40-p45)李凡（2013）從社會保障、公共衛生、基礎教育等七個方面對政府公共服務均等化水平進行了評估，同時選取轉移支付、經濟發展水平、稅收收入、價格指數、資金收入和支出作為解釋變量來考察轉移支付是否能促進基本公共服務均等化水平的提高。[3](p79-p111)李凡和岳彩新（2014）從社會保障、公共衛生、基礎教育等七個方面對政府公共服務均等化水平進行了評估，并使用面板數據模型檢驗轉移支付對公共服務均等化的影響。[4](p89-92)賈曉俊和岳希明（2015）通過基尼系數分解的方法考察了我國轉移支付的地區間財力均等化效應，一般性轉移支付和專項轉移支付較多的流向財力較弱的地區，具有很好的財力均等化效應。[5](p44-p54)王晨和馬海濤（2016）選取轉移支付、國內生產總值、財政收入水平和人口數量等變量，構建面板數據模型對縣級政府財力均等化效應進行回歸分析，研究結果表明：轉移支付制度對于縮小江蘇省縣際間的財力差異發揮了積極的作用。[6](p13-P22)

以往的研究全面地考慮了影響基本公共服務均等化的各類經濟因素，也剖析了財政轉移支付制度對地區間財政能力影響效果，相關領域形成了較為豐碩的研究成果。但對我國推進基本公共服務的現狀掌握不足，有效的實證研究需要時間跨度的推演，也需要結合區域板塊實際情況進行具體剖析。目前我國只有少數幾個經濟相對發達的省域開展了較為系統的基本公共服務均等化的制度推進，部分城市雖然也進行了相應的嘗試和探索，但是時間相對較短，進行實證研究的基礎不充分。

廣東省作為中國30多年經濟增長的主要發動機和改革開放的先鋒，盡管經濟發展成果顯著，但也同樣面臨著區域發展不平衡、貧富差距和基本公共服務水平差異拉大的挑戰。受自然稟賦資源和地理位置等因素的影響，廣東省內四大區域“珠三角地區、東西兩翼和北部山區”以及21個地市之間的經濟發展差距明顯，這與我國東部、中部和西部的區域差異以及大多數省份的構成現狀較為類似，具有區域內基本公共服務不均等的典型特征。同時，2009年廣東省政府頒布了《廣東省基本公共服務均等化規劃綱要（2009-2020年）》，是全國首個頒布的省級基本公共服務均等化規劃綱要，廣東省成為全國首個開始推行省級基本公共服務均等化進程的省，此后，廣東省各級政府都將本地區推進基本公共服務均等化作為政府重要工作來抓。對廣東省的實證研究可以為其他省份乃至全國進行基本公共服務均等化體系構建提供有益的經驗借鑒。

一、研究方法與影響因子選取

（一）研究方法。

本文在衡量廣東省公共服務均等化時，主要采用的是政府財政支出數據，即就是從公共服務的資源“投入”或者“供給”方面來選擇公共服務均等化的測度指標，實際上公共服務均等化可以看做遵循了“投入-產出-效果”的邏輯。綜合王磊（2006）[7](p21-p26)及趙怡虹和李峰（2009）[8](p15-P22)的研究以及本文實際研究情況，運用人均產出函數Cobb-Douglas函數可以在理論上推導政府財政制度與公共服務均等化的影響因素。設定Cobb-Douglas生產函數為：

其中：g代表人均公共服務擁有數量，k代表投入的人均資本，l代表投入的人均勞動力，α代表公共服務人均產出技術影響因素（不同地區間供給公共服務的技術水平一樣），0＜α＜1，0＜β＜1,α+β=1，i代表某一地市。

區域A和B在公共服務量上的差異程度（即非均等化程度）為：

假設不同區域在公共服務供給上投入相同的人均勞動力量，即A=B；上式可以變為：

當各區域間在公共服務上投入的人均資本量一樣時,即，A=B，=1區域間在公共服務水平上無差異，即區域間公共服務實現了均等化。假設廣東省各地市政府i的收入為Ri=Ti+li+Ei，T代表地市稅收收入，I代表省政府的轉移支付，E代表地市政府預算外收入。假設地市政府i收入的變動會影響其在公共服務上的資本投入量，且兩者的變動方向相同，即，則區域間公共服務均等化水平也會發生相應的變動，設最初的地市公共服務均等化水平為：

根據各地市政府收入水平差異的變動，即△RA＞△RB，區域間公共服務均等化水平可以轉化為：

從Cobb-Douglas生產函數的變形公式可以看出，區域i財政收入Ri組成部分：地方稅收（各地市稅收量會受到其經濟發展水平的影響）、轉移支付、預算外收入等方面的變動會影響到區域間公共服務均等化的變動。

理論推導與實際情況是否相符，需要通過實證來驗證，因而本文將以多元回歸的方式測量廣東省公共服務均等化與廣東省財政轉移支付狀況之間的關系。

（二）影響因子分析。

從上述公式以及綜合以往學者對公共服務均等化與轉移支付的研究成果，本文在對廣東省各地市公共服務均等化水平進行考察的過程中，主要從經濟發展水平、轉移支付、地方財政能力和財力均衡狀況等四個方面進行研究。

1.經濟發展水平。

經濟發展水平在一定程度上會影響政府的財政收入，進而會影響到政府的基本公共服務水平。某種程度上，經濟發展水平代表了政府稅收征收能力的大小，地方本級稅收是地方可支配財力的重要組成部分，因而區域經濟發展不平衡會導致地方政府在稅收或其他財源征收上的差異，進而導致地方政府可支配財力的差異性。在現行稅收體制下，地方政府在稅種以及稅率方面無話語權，擴大稅收收入的現實可行的途徑是極力促進地方經濟發展水平以擴大稅基來增加稅收收入。因而，一方面，經濟發達地區經濟活動頻繁，稅源廣泛，其財政稅收能力強，資金充裕，使得經濟發達地區能夠保障和加強政府在公共服務建設方面的支出；另一方面，對于經濟落后地區來說，地方政府因為經濟發展水平低下導致稅收匱乏，無法提供充足資金來提高公共服務和民生水平，有限的資金也大多會主要用于發展基建、改善投資環境等方面以期能發展地方經濟，從而可能會忽略在教育、衛生、文化等公共服務領域內的投入。因此，本文選取廣東省21個地市人均GDP作為地區經濟發展水平的指標。

2.轉移支付制度。

財政轉移支付制度實質上可以追溯到經濟學家Charles Tiebout提出的中央與地方分權理論，他認為中央政府向地方政府分權能夠增強公共服務的供給并改善效率。由此引申出來的財政分權理論引發了各國財政改革并在各國財政治理過程中得到實踐。由于不同地方地理位置、自然資源、人口狀況、經濟發展水平、經濟結構、財政體制乃至公共服務供給成本和效率不同，導致同級地方政府在財政收入和公共服務均等化能力上有所差異，而轉移支付制度實質上是財政資金在各級政府之間的一種資金再分配，可以說是財政分權制度的一種有益補充，是政府平衡地區間財力的最佳手段，在均衡區域間公共服務水準方面有著重要作用。本文將財政轉移支付制度作為影響廣東省各地均等化的重要因素進行研究，并根據實際情況從轉移支付總體規模以及人均稅收返還、人均一般轉移支付、人均專項轉移支付三個具體支付方式進行縱橫兩個方面的考察，即廣東省與各地市轉移支付對區域間公共服務均等化水平的影響，轉移支付在各地區的差異性會直接影響各地市的基本公共服務水平。

3.地方財政能力。

對于地方政府來說，稅收能力是衡量地方財力的最主要和最直接的經濟指標，政府最主要的財政收入來源于稅收，地方政府征稅能力可以很好地反映地方財政能力，地方財政能力越強，表明政府征稅能力越強，其提供公共服務的意愿越大和水平越高，反之，地方財政能力越弱，表明政府征稅能力越弱，其提供公共服務的意愿越小和水平越低。但同時也要意識到，適當的稅收方才能促進社會經濟和企業自身的健康良性發展，過重的稅收負擔會造成企業經營成本，損害企業競爭力，造成企業經營不善乃至倒閉，最終會損害國民經濟的健康發展以及地方政府的財政收入。本文在對廣東省各地市財政能力進行衡量時，選擇人均稅收收入，該指標可以更為準確地反映區域間財政能力的差異。

4.財力均衡狀況。

財力均衡狀況反映了區域間財政收入與支出水平的差距，政府通過財政支出的方式來提供各種公共服務，各地區財力均衡狀況可以很好地反映政府提供公共服務的能力。本文選用人均預算收入指標，它可以反映廣東省各區域間自有財力的差異性，人均預算支出指標則可以反映各地市政府在接受廣東省轉移支付補助之后形成各地區人均可支配財力狀況，它能夠對地方政府提供公共服務水平的能力進行很好的體現。人均預算收入和人均預算支出之差可以基本看出地方政府財政收入和支出是否平衡。如果支出超過收入，則意味著地方政府產生了財政赤字，而上級政府對地方政府的補助收入也正是地方政府彌補財政赤字的重要途徑。

二、變量及數據的選取

在變量的選擇方面，以廣東省21個地市基本公共服務指數作為被解釋變量；以人均轉移支付收入為自變量，以人均GDP、人均稅收收入、人均預算收入和支出作為控制變量。其中通過人均GDP變量指標來衡量各地市的經濟水平相較于GDP變量更合理、準確；人均稅收收入變量能較為客觀地反應該地區的經濟發展實力，人均預算收入和人均稅收收入兩個變量都可以反映各地市財政能力，由于人均預算收入是人均稅收收入和非稅收入的綜合體現，未避免部分地市依靠收費、罰款等方式促進非稅收入增收拉動預算收入增長影響自由財力的準確性，因此，本文用人均稅收收入和人均預算收入兩個變量共同衡量市級政府提供基本公共服務的自有財力。人均預算支出變量反映政府的支出意愿。

（一）模型構建。

本研究采用面板數據模型進行回歸分析，公共服務均等化模型構建如下：

模型一：

其中，BPS為廣東省21個地市基本公共服務均等化指數，pertr為人均轉移支付變量，人均轉移支付收入的金額是根據2001年至2015年《廣東財政年鑒》中各地市收到的省轉移支付總額作為分子，2001年至2015年《廣東統計年鑒》中各地市總人口為分母計算得出；pergdp為人均GDP，人均GDP是根據2001年至2015年《廣東統計年鑒》中各地市生產總值總額作為分子，2001年至2015年《廣東統計年鑒》中各地市總人口為分母計算得出；pertax為人均稅收收入，人均稅收收入根據2001年至2015年《廣東財政年鑒》中各地市稅收收入總額作為分子，2001年至2015年《廣東統計年鑒》中各地市總人口為分母計算得出；[4]perre為人均預算收入，人均預算收入數據來源于《廣東財政年鑒》,再根據總人口求人均值；perex為人均預算支出，人均預算支出數據來源于《廣東財政年鑒》,再根據總人口求人均值。代表回歸系數；為個體效應，反映個體之間的差異；i=1,2,3…21，即21個地市，εi,t為隨機誤差項，t=1,2,3…15，即2000年至2014年。

（二）描述性統計。

描述性統計分析是一種基本的數據處理方法，主要用于對選取的變量數據進行整理和歸納，以此描述樣本數據的平均值，標準差、最小值和最大值等指標。在此基礎上，根據各數據所表現出來的特征，結合當前各變量所反映的信息，分析數據中的規律和意義的一種最基本的統計方法。本研究在進行回歸分析前，首先采用描述性統計對樣本數據進行分析，以獲悉各變量數據的分布情況。

表1 樣本的描述性統計

由表1可知：廣東省各地公共服務水平差異性比較大，公共服務均等化指數（BPS）平均值為0.021，而最大值為0.276，最小值為0.002，最大值與最小值兩者之間差距明顯，數據結果基本說明廣東省各地公共服務均等化水平有較大差距。人均轉移支付（Pertr）最大值為8.528，最小值為2.766也說明廣東省各地人均轉移支付收入地域差異較為明顯。人均GDP（Pergdp）的描述性統計凸顯了廣東各地區經濟發展水平的差異性，人均稅收（Pertax）表明廣東省各地基礎財力的巨大差異，而人均預算收入（Perre）以及人均預算支出（Perex）的描述性統計中的最大值與最小值的較大差異同樣表明樣本的個體差異。

（三）面板回歸分析。

面板數據模型有三種形式：固定效應模型、混合橫截面模型和隨機效應模型。對三種面板數據模型進行選取的判別標準如下：（1）對混合橫截面模型和固定效應模型的選取使用F檢驗進行判別，當F檢驗的P值小于5%時，說明固定效應模型優于混合橫截面模型。（2）對混合橫截面模型和隨機效應模型的選取使用LM檢驗進行判別，當LM檢驗的P值小于5%時，說明隨機效應模型優于混合橫截面模型。（3）對固定效應模型和隨機效應模型的選取使用Hausman檢驗進行判別，當Hausman檢驗的P值小于5%時，說明固定效應模型優于隨機效應模型。

1.固定效應模型與混合橫截面模型的選取。

公共服務均等化（BPS）模型是采用固定效應（FE）模型還是混合橫截面（Pooling）模型進行回歸分析，需要使用F檢驗對其進行判別，表2是對BPS模型采用FE模型和Pooling模型的判別結果。

表2 固定效應模型回歸結果

據表2可知，F檢驗原假設為混合橫截面（Pooling）模型優于固定效應（FE）模型，而此時F檢驗的P值小于5%，拒絕了原假設，說明固定效應模型優于混合橫截面模型，即公共服務均等化（BPS）模型應選取固定效應（FE）模型進行回歸分析。

2.混合橫截面模型與隨機效應模型的選取。

公共服務均等化（BPS）模型是采用隨機效應（RE）模型還是混合橫截面（Pooling）模型進行回歸分析，首先使用隨機效應（RE）模型對BPS進行回歸分析（如表3所示），然后使用LM檢驗對其進行判別，對BPS模型采用RE模型和Pooling模型的判別結果（如表4所示）。

表3 隨機效應模型回歸結果

表4 LM檢驗結果

據表4可知，LM檢驗原假設為混合橫截面（Pooling）模型優于隨機效應（RE）模型，而此時LM檢驗的P值小于5%，拒絕了原假設，說明隨機效應模型優于混合橫截面模型，即公共服務均等化（BPS）模型應選取隨機效應（RE）模型進行回歸分析。

3.固定效應模型與隨機效應模型的選取。

公共服務均等化（BPS）模型是采用固定效應（FE）模型還是隨機效應（RE）模型進行回歸分析，需要使用Hausman檢驗對其進行判別，表5是對BPS模型采用RE模型和FE模型的判別結果。

表5 Hausman檢驗結果

由表5檢驗結果可知，豪斯曼（Hausman）檢驗的伴隨概率為0，小于顯著性水平5%，即固定效應模型優于隨機效應模型，個體效應和解釋變量是相關的，從而選擇固定效應模型對公共服務均等化（BPS）模型進行回歸分析，回歸結果如表6所示：

表6 BPS模型回歸結果

由表6可知，R2為0.472，模型擬合度較好，模型基本成立，說明因變量公共服務均等化指數（BPS）的變動中，有47.20%的數據可以被各個變量所解釋。

表中回歸結果表明，自變量人均轉移支付（pertr）與因變量公共服務均等化指數（BPS）在1%的顯著水準下呈正相關，相關系數為0.010，說明每個單位的人均轉移支付（pertr）的變動會引起0.01個單位的公共服務均等化指數的變動，廣東省財政轉移支付制度的存在一定程度上會促進廣東省各地公共服務均等化的提升。自變量人均國內生產總值（GDP）與公共服務均等化指數（BPS）在1%的顯著水準下呈正相關，相關系數為0.026，說明地區經濟的發展是提升地區公共服務均等化水平的重要力量，并且在本模型中，國民經濟的發展水平對公共服務均等化的推動作用要大于財政轉移支付制度。自變量人均稅收（pertax）與因變量公共服務均等化指數（BPS）的相關系數為-0.021，且兩者在1%的水平下顯著相關，說明過高的稅收會加劇地區公共服務水平的不均衡，實證結果與理論以及其他學者的研究不一致，如趙怡虹、李峰（2009）的在測量影響公共服務均等化因素的實證中指出地方稅收能力是影響公共服務均等化的重要因素，并且地方稅收能力與地方稅收正相關，本文得出的結論與之相反，可能的原因是如果地方企業稅負過重，會導致大批低成本中小企業無力承擔經營成本，引起企業倒閉或者企業逃離該地區，從而造成地方經濟動蕩下滑，影響地方經濟發展和財政收入。自變量人均預算收入（perre）以及人均預算支出（perex）的實證結果表明兩者與公共服務均等化指數（BPS）無顯著相關關系。

三、人均稅收返還、人均一般轉移支付、人均專項轉移支付三種方式促進公共服務均等化的實證分析

（一）變量及數據的選取。

在變量的選擇方面，以基本公共服務指數作為被解釋變量；選取分項的轉移支付為自變量，包括人均稅收返還、人均轉移支付和人均專項轉移支付為自變量，以人均GDP、人均稅收收入、人均預算收入、人均預算支出作為控制變量[3](p79-p111)。與模型一“公共服務均等化模型實證分析”相比，將轉移支付變量由總的轉移支付更換為人均稅收返還、人均一般轉移支付、人均專項轉移支付三個具體的轉移支付方式，用以分別衡量這三種轉移支付方式對基本公共服務的影響。

（二）模型構建。

本研究采用面板數據模型進行回歸分析，公共服務均等化模型二構建如下：

模型二：

其中，BPS為廣東省各地市基本公共服務指數，pertaxr為人均稅收返還；perftp為人均一般性轉移支付；perstp為人均專項轉移支付；稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付數據均來源于2001-2015年《廣東省地市財政統計資料》中21個市的相關項目，再以總人口為分母計算人均數。pergdp為人均GDP；pertax為人均稅收收入；perre為人均預算收入；perex為人均預算支出。代表回歸系數；為個體效應，反映個體之間的差異；i=1,2,3…21，即21個地市，為隨機誤差項，t=1,2,3…15，即2000-2014年。

（三）描述性統計。

本研究在進行回歸分析前，首先采用描述性統計對樣本數據進行分析，以獲悉各變量數據的分布情況。

表7 樣本的描述性統計

由表7可知，在模型二中，公共服務均等化指數（BPS）的描述性統計與模型一一致；由表7中可以看出，各個變量最大值與最小值相差比較大，樣本存在有顯著差異的個體。

（四）面板回歸分析。

1.混合橫截面模型與固定效應模型的選取。

公共服務均等化（BPS）模型是采用固定效應（FE）模型還是混合橫截面（Pooling）模型進行回歸分析，需要使用F檢驗對其進行判別，表8是對BPS模型采用FE模型和Pooling模型的判別結果。

表8 固定效應模型回歸結果

據表8可知，F檢驗原假設為混合橫截面（Pooling）模型優于固定效應（FE）模型，而此時F檢驗的P值小于5%，拒絕了原假設，說明固定效應模型優于混合橫截面模型，即公共服務均等化（BPS）模型應選取固定效應（FE）模型進行回歸分析。

2.混合橫截面模型與隨機效應模型的選取。

公共服務均等化（BPS）模型是采用隨機效應（RE）模型還是混合橫截面（Pooling）模型進行回歸分析，首先使用隨機效應（RE）模型對BPS進行回歸分析（如表9所示），然后使用LM檢驗對其進行判別，對BPS模型采用RE模型和Pooling模型的判別結果（如表10所示）。

表9 隨機效應模型回歸結果

表10 LM檢驗結果

據表10可知，LM檢驗原假設為混合橫截面（Pooling）模型優于隨機效應（RE）模型，而此時LM檢驗的P值小于5%，拒絕了原假設，說明隨機效應模型優于混合橫截面模型，即公共服務均等化（BPS）模型應選取隨機效應（RE）模型進行回歸分析。

3.固定效應模型與隨機效應模型的選取。

公共服務均等化（BPS）模型是采用固定效應（FE）模型還是隨機效應（RE）模型進行回歸分析，需要使用Hausman檢驗對其進行判別，表11是對BPS模型采用RE模型和FE模型的判別結果。

由表11檢驗結果可知，豪斯曼（Hausman）檢驗的伴隨概率為0，小于顯著性水平5%，即固定效應模型優于隨機效應模型，個體效應和解釋變量是相關的，從而選擇固定效應模型對公共服務均等化（BPS）模型進行回歸分析，回歸結果如表12所示。

由表12可知自變量人均稅收返還（pertaxr）與因變量公共服務均等化指數（BPS）存在在5%的置信水平下存在正向相關關系，相關系數為0.006，兩者之間的相關性較弱，1個單位的人均稅收返還（pertaxr）的變動僅能引起0.006個單位的公共服務均等化指數（BPS）的變動，說明稅收返還的轉移支付方式對提升公共服務均等化的效果極為有限。自變量人均一般性轉移支付（perftp）與自變量公共服務均等化指數（BPS）存在正相關關系，相關系數為0.002，但這種相關性不顯著，說明現階段一般性轉移支付方式對公共服務均等化沒有影響，這一結果與理論想悖論，通常來說，相比稅收返還以及專項轉移支付，一般性轉移支付屬于財力性轉移支付，更能縮小地區間財力差異，起到解決地方政府財務困境，提升公共服務均等化的作用，但本文實證結果與理論不符，也有其他學者的研究與本文的研究結果持同一論斷，王磊（2006）認為稅收返還轉移支付以及一般轉移支付對縮小地區間公共服務均等化水平有著負向作用；趙怡虹、李峰（2009）的研究也表明轉移支付擴大了區域公共服務均等化。自變量專項轉移支付（perftp）因變量公共服務均等化指數（BPS）在10%的置信水平下呈負相關關系，相關系數為0.005，說明專項轉移支付不但未能促進地區公共服務均等化水平，反而會降低地區公共服務均等化水平，每一個單位的專項轉移支付的增加，都會降低0.005個單位的公共服務均等化指數。自變量人均GDP（pergdp）與因變量公共服務均等化指數（BPS）在1%的置信水平下呈正相關關系，相關系數為0.028，這一結果與模型一的實證結果方向一致，說明地方經濟發展水平對提升地方公共服務均等化水平起著重要作用，每一個單位的人均GDP的提升，都能提高0.028個單位的公共服務均等化水平。而自變量人均稅收（pertax）與公共服務均等化指數（BPS）呈負向相關關系，與模型一實證結果方向一致，但在模型二中，這種相關關系不顯著。與模型一實證結果一致，模型二實證結果證明人均預算收入（perre）、人均預算支出（perex）與因變量公共服務均等化指數（BPS）沒有顯著的相關關系。

表12 BPS模型回歸結果

四、結論與建議

（一）模型一和模型二的實證結果表明，地方經濟發展水平依然是各地方公共服務均等化水平的重要推動力量，經濟水平發展良好的地區能夠獲得更多的稅收或其他財源來增加自身財政能力，進而有充足資金投入到公共服務均等化水平的建設上來，經濟發達地區政府能夠依靠充沛財力，有意愿也有能力提升本地公共服務水平，改善民生生活。同時也從側面說明目前廣東省各區域間經濟發展不平衡的矛盾是導致各地區公共服務不均等的主要緣由，因而均衡區域公共服務水平的關鍵因素仍然在于縮小各地之間的經濟發展差距。

在一定時期內，地方經濟發展實力較難取得跨越式發展，客觀上講，地方政府“看菜吃飯”的現象長期存在，但從基本公共服務的實施主體是各級地方政府這個角度看，省政府要想推動地方政府的主觀努力，除了要制定科學、合理的基本公共服務均等化的實施方案外，最重要的是要明確事權、財權劃分，在事權分配上體現出基本公共服務的受益范圍，實現權、責、利相統一。省級政府應通過有效授權，確保基本公共服務受益范圍與政府管轄區域保持一致，通過政策扶持等方式激勵地方政府盡力做好轄區范圍內的基本公共服務提供和保障，避免出現因事權不明確造成地方政府不作為，或因政績訴求等局部利益而減少本應在基本公共服務領域投入的財政資金，甚至削弱政府在推進公共服務均等化工作中的努力程度。

（二）現行的財政轉移支付對廣東省公共服務均等化起到一定的推動作用，但這種推動作用并不十分有效，模型一的實證結果證明了這一點，即擴大轉移支付總量能夠提升廣東省各區域公共服務均等化水平，但提升的效果非常有限，說明現階段轉移支付制度的資金使用效率并不十分有效，甚至理論所期望的一般性轉移支付并未對廣東省公共服務均等化起到促進作用，筆者認為這正是因為廣東省轉移支付結構存在不合理性，才導致轉移支付制度未能達到提升廣東省公共服務均等化的理論期望。以稅收返還為主的轉移支付可能會造成“富者越富、窮著越窮”的現象，即便稅收返還的總量在增加，貧困地區獲得了更多資金，但經濟發達地區則會相應獲得資金相對而言更加龐大，稅收返還某種程度上會加劇不同區域的財力差異。而專項轉移支付則由于上級政府嚴格指定資金用途，并且有時要求地方政府提供配套資金而具有一定局限性。在要求提供配套資金的項目中，貧困地區往往可能由于財力匱乏，缺乏配套資金而錯失上級政府的專項資金撥款，在這一點上，經濟發達地區占據優勢地位；同時上級政府安排的專項轉移支付也可能存在價值偏好問題，對經濟發展有推動作用的項目如基礎設施建設項目情有獨鐘，重點投資，而對一些基本公共服務項目如貧困山區扶貧、公共衛生、公共文化建設項目的專項撥款則較少，此外對于貧困山區的專項轉移支付，也很有可能由于貧困山區基礎條件較差，資金使用效率不高，提供公共服務的單位成本較高而導致非但專項轉移不能促進該地區公共服務均等化，反而有可能拖累當地財政，進而造成與其他地區的財力差距。實證結果顯示專項轉移支付對公共服務均等化起到負向作用，說明專項轉移支付方式不再適應當前形勢，專項轉移總量已經超過極限或者專項轉移支付管理效率變得極為低下，因而這種轉移支付方式急待改善。作為能同時解決縱向以及橫向財政不平衡的一般性轉移支付方式是學者公認的能夠從理論上緩解區域間公共服務不均等的支付方式，但本文的實證結果與此相反，廣東省一般性轉移支付對公共服務均等化沒有影響，這與長期以來一般性轉移支付金額占廣東省轉移支付總額比重過低有關，并且長期在以經濟建設為中心的社會環境下，處于政績考慮，下級政府也可能利用此轉移支付進行稅收減免以招商引資，或投入到基建如高速公路的建設等等，因而就廣東省而言，一般性轉移支付并未起到改善民生生活，提升公共服務均等化的保障和推動作用。總體來說，廣東省轉移支付制度對本省公共服務均等化有著一定正向作用，但制度本身有著結構不合理等問題。

通過以上分析可以看出，現階段廣東省的轉移支付制度本身亟待進一步改進和完善，加快重新構建轉移支付改革的思路研究，確立合理的轉移支付模式，設計合理的轉移支付體系，是省以下政府促進地區間基本公共服務均等化的當務之急。第一，在不斷調整完善省市縣財政體制的前提下，逐步提高一般性轉移支付的比重，確立公平和效率兼顧并逐步強化公平的轉移支付原則；第二，在清晰、合理的事權劃分基礎上，逐步減少稅收返還規模，壓減專項轉移支付規模，取消市縣專項轉移支付配套的有關規定，通過清晰的事權界定在專項轉移支付的分配上探索貫徹省委省政府的宏觀調控意圖[9](p57)；第三，探索建立橫向轉移支付制度，用政策性鼓勵或政策支持等措施激勵財政能力較強的地區加大對較弱的地區的橫向轉移支付力度，并在各方面新制度的探索較成熟的時期，通過立法等方式增強各級政府依法行政能力，全面推進基本公共服務均等化[10](p17-p30)。

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[9]張啟春，胡繼亮，等.區域基本公共服務均等化研究：政府財政平衡機制與政策研究[M].北京：科學出版社，2016.

[10]賈曉俊，岳希明.我國均衡性轉移支付資金分配機制研究[J].經濟研究，2012，（01）.

責任編輯 郁之行

F061.5

A

1003-8477（2017）07-0084-09

陳娟（1980—），女，吉林大學博士研究生；吳昊（1969—），男，吉林大學博士生導師，教授。

2016年度教育部人文社科重點研究基地重大項目“新一輪東北振興與東北亞區域合作研究”（16JJD790013）。