●馬 宏

一、文獻(xiàn)綜述

如何實現(xiàn)社會公平，縮小城鄉(xiāng)收入差距是我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展過程中需要解決的問題。合理有效的福利性財政支出與居民生活直接相關(guān)，既能提高社會整體福利水平，也有助于縮小城鄉(xiāng)居民收入差距，實現(xiàn)社會公平?？荑F軍等（2002），金雙華（2006），蘇素、朱家慶（2009）和謝喬昕、孔劉柳（2011）等都認(rèn)為政府財政總支出主要包括福利性財政支出和非福利性財政支出。其中包括醫(yī)療、教育、社會保障和財政性補(bǔ)貼支出在內(nèi)的福利性財政支出在改善社會公平、提高社會福利和縮小城鄉(xiāng)居民收入差距方面發(fā)揮了積極的作用。

但是長期以來，由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，地區(qū)財力差距普遍存在，進(jìn)而影響到了地區(qū)福利性財政支出能力。再加上1994年分稅制改革實施以后，中央一方面上收財權(quán)，另一方面下放事權(quán)，結(jié)果導(dǎo)致中央政府財權(quán)增大，地方政府財權(quán)縮小的同時還得承擔(dān)大部分的支出責(zé)任。為了縮小地方政府間財力差距以及地方政府財政收入與支出不平衡的結(jié)構(gòu)性赤字，中央政府對地方政府實施了轉(zhuǎn)移支付政策，來彌補(bǔ)地方政府結(jié)構(gòu)性赤字，促進(jìn)地方政府福利性財政支出能力的均等化。

中央對地方政府間的財政轉(zhuǎn)移支付主要包含稅收返還、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付等三部分財政補(bǔ)助收入。目前中央財政轉(zhuǎn)移支付已經(jīng)成為地方政府財政收入的重要來源，各地區(qū)前者占后者的比重平均保持在40%-50%的水平。傅勇（2010）認(rèn)為轉(zhuǎn)移支付在平衡地區(qū)間財政差距，提高落后地區(qū)的公共品供給方面發(fā)揮著不可替代的作用。唐齊鳴、王彪（2012）認(rèn)為，對于中央財政轉(zhuǎn)移支付依賴程度較高的地方政府會將資金更多地投向剛性較強(qiáng)的科教文衛(wèi)及支農(nóng)等福利性支出。

雖然轉(zhuǎn)移支付的基本功能就是通過實現(xiàn)地區(qū)間財政能力均等化，進(jìn)而實現(xiàn)基本公共服務(wù)等福利性財政支出能力均等化（Oates，1999），但由于我國政府間財權(quán)和事權(quán)的劃分不夠清晰，地方政府對轉(zhuǎn)移支付資金的使用擁有一定的自由度，結(jié)果導(dǎo)致中央對地方的轉(zhuǎn)移支付資金并不一定會用于公共服務(wù)方面的福利性支出，從而難以發(fā)揮其應(yīng)有的“平衡器”作用。尹恒、朱虹（2011）和傅勇、張晏（2007）都認(rèn)為地方官員更傾向于把中央轉(zhuǎn)移支付資金投向基本建設(shè)支出而不是教育、醫(yī)療衛(wèi)生等福利性支出。陳思霞、田丹（2013）也驗證了中央轉(zhuǎn)移支付并沒有提高地方公共服務(wù)供給的效率。究其原因，安體富（2007）認(rèn)為是由于轉(zhuǎn)移支付資金的使用和操作制度不規(guī)范，缺乏監(jiān)督導(dǎo)致的。付文林、趙永輝（2016）從道德風(fēng)險的角度進(jìn)行分析，認(rèn)為中央轉(zhuǎn)移支付會抑制地方政府對于地方居民偏好的關(guān)心，而只注重自身的政績考核，導(dǎo)致政府支出偏好的扭曲和無效率。陸銘和陳釗（2004）則認(rèn)為是由于競爭和經(jīng)濟(jì)趕超的壓力，理性的地方政府傾向于將資金投入到更具短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和低公共服務(wù)支出成本優(yōu)勢的城市地區(qū)。傅勇（2008）認(rèn)為這是因為在現(xiàn)行地方官員的政績考核和晉升機(jī)制下，地方官員對于短期政治利益的追求導(dǎo)致的。

通過對上述文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)中央對地方政府的轉(zhuǎn)移支付能否有效實現(xiàn)增強(qiáng)地方政府財政能力，引導(dǎo)和激勵地方政府提升福利性財政支出，縮小居民收入差距的初衷，主要取決于地方政府對于轉(zhuǎn)移支付資金的使用方向。而地方政府如何使用轉(zhuǎn)移支付資金又主要受制于制度環(huán)境和反映地方政府財政狀況的財政自給能力。一般來說，當(dāng)?shù)胤截斦越o能力較弱時，地方政府難以依靠自身財政力量來解決經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的所需資金問題，因此更容易攫取中央轉(zhuǎn)移支付資金，改變其原來福利性支出的使用目的，將其投入到更能帶動經(jīng)濟(jì)增長的基本建設(shè)中去。而隨著地方政府財政自給能力的提升，地方政府通過自身力量滿足地方經(jīng)濟(jì)增長所需的資金增加，則對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的占用就會下降，因此用于福利性支出的轉(zhuǎn)移支付資金增加。從這個意義來講，厘清不同財政自給能力如何影響中央轉(zhuǎn)移支付與地方政府福利性財政支出之間的關(guān)系，對于完善我國轉(zhuǎn)移支付制度和保障政府福利性支出具有十分重要的現(xiàn)實意義。

但現(xiàn)有文獻(xiàn)大多直接研究轉(zhuǎn)移支付與地方政府福利性財政支出之間的關(guān)系，沒有考慮不同財政自給能力背景對兩者關(guān)系的影響?；蛘咧皇菍⒇斦越o能力作為線性模型中的一部分，沒有考慮到財政自給能力、轉(zhuǎn)移支付和政府福利性支出之間可能存在門檻效應(yīng)，即轉(zhuǎn)移支付與政府福利性支出的關(guān)系會隨著地方財政自給能力的變化而改變。當(dāng)?shù)胤截斦越o能力較弱時，轉(zhuǎn)移支付與政府福利性支出的相關(guān)性較低，隨著地方財政自給能力的提升，跨越門檻值以后，轉(zhuǎn)移支付與政府福利性支出的相關(guān)性會提高。本文將基于上述研究，建立起非線性的面板門檻模型，將地方政府財政自給能力設(shè)為門檻變量，考察不同財政自給能力背景下中央轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)間福利性支出項目之間的關(guān)系。

二、實證分析

（一）模型構(gòu)建

本文采用Hansen（1999）建立的固定效應(yīng)面板門檻回歸模型進(jìn)行實證分析，來考察當(dāng)財政自給能力作為門檻變量時，中央轉(zhuǎn)移支付對地方政府福利性財政支出的門檻效應(yīng)。同時本文還引入了地方財政支出水平（FE），經(jīng)濟(jì)增長指數(shù)（lnGDP）和人口增長指數(shù)（lnP）三個控制變量。最終建立的面板門檻模型如下：

其中，被解釋變量WE為政府福利性財政支出，解釋變量主要有中央轉(zhuǎn)移支付（Transfer）、地方財政支出水平（FE）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)（lnGDP）和人口增長指數(shù)（lnP），其中中央轉(zhuǎn)移支付（Transfer）的系數(shù)會隨著區(qū)制（regime）變化，其他解釋變量的系數(shù)不隨區(qū)制（regime）變化，地方財政自給能力（Self）則是門檻變量。i表示個體，t表示時間。μi是個體截距項。εit是隨機(jī)擾動項。γ是待估計的門檻值。

先對方程（1）進(jìn)行組內(nèi)平均，然后再用方程（1）減去各組內(nèi)平均，得到模型的離差形式，如模型（2）所示，從而消除個體固定效應(yīng)μi的影響。

接下來采用兩步法進(jìn)行估計。首先，給定門檻值γ，對模型（2）進(jìn)行一致估計，得出參數(shù)估計值和殘差平方和 SSR（γ），選擇使得殘差平方和 SSR（γ）最小的最優(yōu)門檻值γ^。最優(yōu)門檻值確定以后，相應(yīng)參數(shù)值也可以確定。之后就進(jìn)行門檻效應(yīng)顯著性的檢驗。具體方法是先構(gòu)建原假設(shè)：H0∶α1=α2， 通過比較 F 統(tǒng)計量和P值確定其顯著性。如果存在門檻效應(yīng)，則利用似然比統(tǒng)計量確定其門檻值的置信區(qū)間。

（二）變量衡量和數(shù)據(jù)來源

1、政府福利性財政支出（WE）。 金雙華（2006）和蘇素（2010）等都認(rèn)為福利性財政支出主要包括文衛(wèi)科教費、撫恤和社會福利救濟(jì)費和財政對農(nóng)業(yè)的補(bǔ)貼性支出等方面。因此對于政府福利性財政支出的指標(biāo)，本文主要借鑒蘇素的方法用各省財政支出中的教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和財政支農(nóng)等福利性支出之和占財政支出的比例來衡量。

2、中央轉(zhuǎn)移支付水平（Transfer）。本文借鑒曾明等（2014）和何強(qiáng)等（2015）的方法用轉(zhuǎn)移支付率即各省所獲得的中央財政轉(zhuǎn)移支付額與其GDP的比值來衡量政府財政轉(zhuǎn)移支付。該比值越大，中央轉(zhuǎn)移支付水平越高。

3、地方政府財政自給能力（Self）。本文主要用地方政府同期財政收入與財政支出的比值來衡量。該比值越大，則地方政府財政自給能力越強(qiáng)。

4、地方財政支出水平（FE）。本文用地方政府財政支出占GDP的比重來衡量地方財政支出水平。

5、經(jīng)濟(jì)增長指數(shù) （lnGDP）。本文用人均實際GDP的對數(shù)來衡量經(jīng)濟(jì)增長速度。

6、人口增長指數(shù)（lnP）。本文用實際總?cè)丝诘膶?shù)來衡量人口增長速度。

政府福利性財政支出和中央轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于2000-2016年的《中國財政年鑒》中各省財政預(yù)決算表中的相關(guān)類目。地方政府財政收入和支出、人均實際GDP和人口數(shù)都直接來源于2000-2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》。本文最終得到完整的1999-2015年間中國31個主要省市的面板數(shù)據(jù)。

（三）實證結(jié)果分析

1、變量描述性統(tǒng)計。表1是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1可以看出，地方政府平均的福利性支出占財政支出的比重是0.0938，最大值為1.475，最小值為0.018，地區(qū)差別較大。中央轉(zhuǎn)移支付的均值為0.125，標(biāo)準(zhǔn)差為0.16，最高為1.297，最低為0.015。地方政府的財政自給能力的均值為0.5091，標(biāo)準(zhǔn)差為0.20，這說明我國地方政府的財政自給能力普遍較弱，對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的依賴程度較深。并且各地區(qū)財政自給能力的差異較大，最高值為0.95，最低值僅有0.05。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

2、門檻檢驗。本文利用stata13.0對模型進(jìn)行門檻檢驗，通過確定門檻的個數(shù)來確定模型的形式，進(jìn)而得到門檻估計值。具體結(jié)果見表2。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，單門檻的F統(tǒng)計量和P值分別為34.92和0.03，這說明模型存在著單門檻效應(yīng)，在5%顯著性水平下顯著。而雙重門檻的F統(tǒng)計量和P值是不顯著的。因此，本文認(rèn)為，在地方政府財政自給能力作為門檻變量的前提下，中央轉(zhuǎn)移支付對地方福利性財政支出存在單門檻效應(yīng)，相應(yīng)的門檻值為0.6875。

表2 門檻效應(yīng)檢驗

3、面板門檻回歸模型的估計結(jié)果分析。基于估計出來的門檻值，本文對模型進(jìn)行了非線性面板單門檻模型的參數(shù)估計，同時也進(jìn)行了線性個體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計，具體估計結(jié)果如表3所示。

表3 非線性單門檻模型及線性個體固定效應(yīng)模型及回歸結(jié)果

由表3可知，在控制其他變量的情況下：

第一，在非線性單門檻效應(yīng)模型中，中央轉(zhuǎn)移支付對地方福利性財政支出具有顯著的門檻效應(yīng)。即當(dāng)?shù)胤截斦越o能力跨越了0.6875的門檻值后，中央轉(zhuǎn)移支付對地方福利性財政支出的影響系數(shù)顯著為正，系數(shù)為3.5239，顯著性水平為1%。而當(dāng)?shù)胤截斦越o能力低于0.6875時，中央轉(zhuǎn)移支付對地方福利性財政支出的影響系數(shù)僅為0.2743，并且是不顯著的。這說明當(dāng)?shù)胤截斦越o能力較弱時，地方政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展壓力較大，有可能對于中央轉(zhuǎn)移支付資金進(jìn)行了挪用，從而導(dǎo)致中央轉(zhuǎn)移支付資金與福利性財政支出的關(guān)系不顯著。但隨著地方財政自給能力的提升，地方政府有能力依靠自己的力量發(fā)展經(jīng)濟(jì)，相應(yīng)地對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用力度就減小，因此中央轉(zhuǎn)移支付資金被有效地用于福利性財政支出，兩者的關(guān)系也變得更加顯著。

第二，在線性個體固定效應(yīng)模型中，中央轉(zhuǎn)移支付對政府福利性財政支出的影響系數(shù)在1%的顯著性水平下為正，系數(shù)為0.3109。這說明中央轉(zhuǎn)移支付能夠促進(jìn)政府福利性財政支出的增加。但是對比非線性單門檻模型中中央轉(zhuǎn)移支付對政府福利性財政支出的影響系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)財政自給能力超過了0.6875的門檻值以后，后者的影響系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于前者的影響系數(shù)。這說明單純從線性的角度考察中央轉(zhuǎn)移支付和政府福利性財政支出的關(guān)系是不夠嚴(yán)謹(jǐn)?shù)摹?/p>

第三，控制變量中，經(jīng)濟(jì)增長在兩個模型中對于政府福利性財政支出的影響系數(shù)都在5%的顯著性水平下為正，并且系數(shù)比較接近，分別為0.0413和0.0425。這說明經(jīng)濟(jì)增長對于政府福利性財政支出的提高具有顯著的正效應(yīng)。但人口增長的影響系數(shù)在兩個模型中都不顯著，說明人口與政府福利性財政支出的關(guān)系不顯著。地方政府的財政支出水平的影響系數(shù)只在線性個體固定效應(yīng)模型中顯著為正。

三、分類福利性支出的門檻效應(yīng)檢驗

接下來分別考察中央轉(zhuǎn)移支付對政府福利性財政支出的四個部分，即教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和財政支農(nóng)等福利性支出的影響，并比較分析不同影響的差異。本文分別用教育 （WEedu）、醫(yī)療衛(wèi)生（WEmed）、社保（WEss）和財政支農(nóng)（WEagr）福利性支出占財政支出的比例來衡量。

（一）分類福利性支出數(shù)據(jù)描述

分類別來看，教育在財政支出中的比重最高，為0.0319，其次是社保和財政支農(nóng)支出，分別為0.026和0.024，比重最低的是醫(yī)療衛(wèi)生支出。這說明地方政府比較重視教育的投入，但是普遍忽視醫(yī)療衛(wèi)生的投入。

表4 分類福利性支出的描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）門檻檢驗

分別將教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社保和財政支農(nóng)等福利性支出占財政支出的比例作為被解釋變量，對模型進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗。具體檢驗結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，被解釋變量為財政支農(nóng)支出的模型和教育支出的模型中，單門檻效應(yīng)檢驗的F值和P值顯示是存在單門檻效應(yīng)的，顯著性水平為5%。但雙門檻檢驗是不顯著的。而被解釋變量為醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出的模型中，單門檻效應(yīng)和雙門檻效應(yīng)的檢驗都是不顯著的。因此筆者認(rèn)為中央轉(zhuǎn)移支付對于財政支農(nóng)支出和教育支出的影響具有非線性的單門檻效應(yīng)，但對于醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出的影響是沒有門檻效應(yīng)的。

表5 被解釋變量為分類福利性支出的門檻效應(yīng)檢驗

（三）面板門檻回歸模型的估計結(jié)果分析

基于上述門檻檢驗結(jié)果，本文對被解釋變量為財政支農(nóng)支出和教育支出的模型進(jìn)行了非線性面板單門檻模型的參數(shù)估計和線性個體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計，具體估計結(jié)果如表6和表7所示。對被解釋變量為醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出的模型進(jìn)行線性個體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計，具體估計結(jié)果如表8所示。

表6 被解釋變量為財政支農(nóng)支出的模型回歸結(jié)果

表7 被解釋變量為教育的模型回歸結(jié)果

表8 被解釋變量為醫(yī)療和社保的線性個體固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

由實證結(jié)果可知：

第一，當(dāng)?shù)胤截斦越o能力作為門檻變量時，中央轉(zhuǎn)移支付對財政支農(nóng)支出和教育支出具有顯著的單門檻效應(yīng)。即當(dāng)?shù)胤截斦越o能力跨越了0.6875的門檻值后，中央轉(zhuǎn)移支付對地方財政支農(nóng)支出的影響系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為正的3.2316，明顯高于個體固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果0.1765。而當(dāng)?shù)胤截斦越o能力低于0.6875時，中央轉(zhuǎn)移支付對地方財政支農(nóng)支出的影響系數(shù)是不顯著的。當(dāng)?shù)胤截斦越o能力低于0.7236時，中央轉(zhuǎn)移支付對地方教育支出的影響系數(shù)在5%的顯著性水平下為正的0.0569，而當(dāng)?shù)胤截斦越o能力跨越了0.7236的門檻值后，中央轉(zhuǎn)移支付對地方財政支農(nóng)支出的影響系數(shù)大幅度提高到0.4014，顯著性水平也提高到1%。這說明當(dāng)?shù)胤截斦越o能力較弱時，地方政府有可能會將本應(yīng)作為教育和財政支農(nóng)等福利性支出的中央轉(zhuǎn)移支付資金挪作他用，一旦地方財政自給能力提高到了相應(yīng)的門檻值，地方政府就會大大減少對中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用，將其主要投入到教育和財政支農(nóng)等福利性支出中。

第二，被解釋變量為醫(yī)療衛(wèi)生支出和社保支出模型的線性個體固定效應(yīng)模型的參數(shù)估計結(jié)果顯示，中央轉(zhuǎn)移支付對于社保支出具有顯著的正效應(yīng)，影響系數(shù)為正的0.0770，顯著性水平為5%。但中央轉(zhuǎn)移支付對于醫(yī)療支出的影響效應(yīng)并不顯著。可見，地方政府對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用并不會影響政府對于社保支出和醫(yī)療衛(wèi)生支出的投入，這可能是因為社保支出關(guān)系到民生安全問題，因此政府不敢隨便挪用用于社保支出的中央轉(zhuǎn)移支付資金，而醫(yī)療衛(wèi)生支出由于政府普遍比較忽視，占比較低，因此地方政府可以通過自身的財政收入來負(fù)擔(dān)其支出，對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的依賴性較小，因此與其關(guān)聯(lián)性不顯著。

四、穩(wěn)健性檢驗

按照財政自給能力的差異將所有樣本分為382個低財政自給能力地區(qū)樣本（Self＜0.6875）和145個高財政自給能力地區(qū)樣本（Self≥0.6875），建立中央轉(zhuǎn)移支付對政府福利性財政支出的線性影響方程，用stata13.0對方程進(jìn)行面板方程的固定效應(yīng)檢驗，檢驗結(jié)果如表9所示。

表9 不同財政自給能力樣本的個體固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

可見，低財政自給能力地區(qū)樣本中，中央轉(zhuǎn)移支付對政府福利性財政支出的影響系數(shù)顯著為0.33，而高財政自給能力地區(qū)樣本中，中央轉(zhuǎn)移支付對政府福利性財政支出的影響系數(shù)顯著為5.7137，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低財政自給能力地區(qū)樣本的系數(shù)。這說明當(dāng)?shù)胤截斦越o能力提高以后，中央轉(zhuǎn)移支付對于政府福利性財政支出的影響系數(shù)明顯加大了。這也從側(cè)面證明了前面門檻效應(yīng)分析的結(jié)論。因此，要提高中央轉(zhuǎn)移支付對地方福利性財政支出的影響效應(yīng)，提高地方政府的財政自給能力是重要的因素。但目前所有樣本中，大部分樣本都屬于低財政自給能力地區(qū)，這說明地方政府的財政自給能力總體水平比較低下，會大大影響中央轉(zhuǎn)移支付的效率。

五、結(jié)論和建議

本文的實證分析結(jié)果表明：

第一，地方財政自給能力對于完善中央轉(zhuǎn)移支付制度，提高地方政府福利性支出，尤其是教育和財政支農(nóng)支出具有重要意義。當(dāng)?shù)胤截斦越o能力較弱時，地方政府對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用情況會更嚴(yán)重，從而影響到地方政府教育和財政支農(nóng)等福利性支出。但隨著地方財政自給能力的提升，地方政府對于中央轉(zhuǎn)移支付資金的挪用力度就會減小，因此中央轉(zhuǎn)移支付資金被有效地用于教育和財政支農(nóng)等福利性財政支出?？梢娭挥刑嵘胤截斦越o能力，培養(yǎng)地方政府自身的財政支出能力，才能真正讓中央轉(zhuǎn)移支付發(fā)揮出提升教育和農(nóng)業(yè)水平的積極作用。因此中央政府對于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，更重要的是如何采取有效的措施幫助其發(fā)展經(jīng)濟(jì)，增強(qiáng)其自身財政收入的“造血功能”，而不能只是單一地進(jìn)行轉(zhuǎn)移支付的“輸血補(bǔ)助”。另外中央政府在通過加大轉(zhuǎn)移支付力度，使得社保、教育和農(nóng)業(yè)獲得更多的福利性財政投入，提升地方政府的公共服務(wù)水平的同時，也要加強(qiáng)對地方財政自給能力較弱地區(qū)的中央轉(zhuǎn)移支付資金的使用監(jiān)督，保證中央轉(zhuǎn)移支付資金的正確使用。

第二，中央轉(zhuǎn)移支付對于社保支出具有顯著的正效應(yīng)，地方政府不敢隨便挪用用于社保支出的中央轉(zhuǎn)移支付資金，因此要加大中央政府對于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)的中央轉(zhuǎn)移支付力度，并明確規(guī)定其用于社保方面的使用用途。

第三，中央轉(zhuǎn)移支付與醫(yī)療支出的關(guān)系不顯著，主要依賴于地方財政自身收入的投入，并且占比較小。醫(yī)療服務(wù)水平的提高是關(guān)系到居民福利的重要因素之一，因此政府應(yīng)該更加重視醫(yī)療支出，采取積極的措施提高自身財政收入和醫(yī)療支出占比。中央政府也應(yīng)該加大對不發(fā)達(dá)地區(qū)醫(yī)療支出的轉(zhuǎn)移支付力度?！?/p>