轉移支付與基本公共服務供給

摘要：財政分權體制使得我國各級財政的財權與事權不匹配，公共服務供給不足，因而擬通過采用轉移支付制度以促進地區(qū)基本公共服務供給數(shù)量和質量提升。選取我國2008—2016年31個省的面板數(shù)據(jù)，通過混合OLS回歸模型的實證研究，發(fā)現(xiàn)轉移支付對基本公共服務的促進作用并不顯著，但是對中西部各省的促進作用要好于東北和東部沿海地區(qū)。

關鍵詞：轉移支付 基本公共服務供給 財政支出

中圖分類號：F812.45? 文獻標識碼：A? 文章編號：1009-5349（2020）06-0059-02

我國目前存在著各級財政的財權與事權不匹配的問題，再加之各個地區(qū)的人口、資源稟賦存在差異，經濟發(fā)展實力不同，導致有的地方提供公共服務不足。施行轉移支付制度是為了縮小區(qū)域經濟發(fā)展差距，但是轉移支付制度對公共服務供給的促進作用仍然值得商榷。

一部分學者認為轉移支付制度是有利于促進基本公共服務供給，縮小地區(qū)經濟差距的。曾紅穎（2012）估算了標準支出和標準收入，發(fā)現(xiàn)目前的轉移支付有助于實現(xiàn)均等化。馬拴友和于紅霞（2003）發(fā)現(xiàn)轉移支付對地區(qū)經濟收斂有一定效果。李齊云和劉小勇（2009）使用基尼系數(shù)，發(fā)現(xiàn)轉移支付縮小了各地區(qū)財力差距。

國外學者在研究中發(fā)現(xiàn)轉移支付可能存在預算軟約束、宏觀經濟不穩(wěn)定、腐敗、政治租金攫取等諸多負面后果。（Careaga and Weingast，2003）國內學者也有一部分對轉移支付的作用提出質疑?，F(xiàn)有的轉移支付制度對財政均等化的作用并不顯著，會降低財政努力。（陳憲、張恒龍，2007）宋小寧等（2012）發(fā)現(xiàn)一般性轉移支付對基本公共服務的促進作用較小。以往的研究存在以下的問題：一是所選取的數(shù)據(jù)太少且年份太過久遠，可能與當前的現(xiàn)實情況并不符合。二是對轉移支付對基本公共服務供給的探討較少，而且沒有細化公共服務的各個類型。以下使用醫(yī)療、教育、社會保障三種基本的公共服務支出總和作為指標，具體探究轉移支付對基本公共服務的作用。

一、數(shù)據(jù)及變量選取

采用的數(shù)據(jù)全部來自國家統(tǒng)計局及各省市統(tǒng)計局，參考了2008—2016年全國31個省、自治區(qū)、直轄市的統(tǒng)計年鑒（不含臺灣省及香港、澳門自治區(qū)），主要來自統(tǒng)計年鑒中的財政（包括各項財政收入和支出）、國民經濟核算和人口部分。

選取的被解釋變量為人均基本公共服務支出（BS）?？梢钥疾燹D移支付對個人享有的基本公共服務產生的影響，即綜合考慮了轉移支付對基本公共服務供給數(shù)量和質量的影響。

基本公共服務指那些為了保障公民生存和發(fā)展權利所提供的公共服務。（陳昌盛，2007）因此，將教育、醫(yī)療、社會保障作為基本公共服務內容，將三項財政支出總和作為基本公共服務支出的指標。其中教育支出是指政府教育事務支出，包括教育行政管理、大學教育、各級政府的九年義務教育、學前教育等各項支出。醫(yī)療支出是指政府在醫(yī)療衛(wèi)生方面的支出。它既包括對各級醫(yī)院的財政補助，也包括醫(yī)療保障支出，疾病防治支出等，是促進居民健康，解決看病難問題的重點。社會保障支出包括就業(yè)補助和社會保險基金救助。它不僅包括養(yǎng)老、失業(yè)、基本生活保障支出，也包括就業(yè)撫恤、再就業(yè)培訓等。這里使用的人均基本公共服務=基本公共服務支出總額/總人口。由于基本公共服務的享受者和受益者是那些流動性小的，生活和工作范圍在城市的城市常住人口，因而采用各省統(tǒng)計年鑒中的城市常住人口作為總人口的衡量指標。解釋變量有以下三個：

一是轉移支付支出（TRA）包括中央對地方的全部轉移支付，即一般性轉移支付，專項轉移支付和稅收返還的總和。

二是地區(qū)生產總值（GDP）是指各省、自治區(qū)、直轄市在一個年度內所生產的商品和勞務的總和。一個省的年度產出越高，經濟實力越強，基本公共服務和基礎設施也更加完善。這也是影響地區(qū)基本公共服務供給的重要因素。

三是一般預算收入（IN）是財政參與社會產品分配所取得的收入。它不僅包括地方政府收取的企業(yè)、個人的各項稅收收入，也包括政府的國有資產經營收益、行政事業(yè)收費、罰沒收入等非稅收入。這三個解釋變量在理論上都與基本公共服務的提供有關，因而選用這三個變量進行實證研究。

二、實證檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

通過對人均基本公共服務、轉移支付支出、地區(qū)生產總值，一般預算收入進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)序列都是不平穩(wěn)的。而對序列進行對數(shù)變換后，各個序列的ADF檢驗P值均小于0.05。在95%的置信水平上，拒絕原假設，調整后的序列是平穩(wěn)的，可以直接進行回歸。

2.混合回歸

對調整后的數(shù)據(jù)序列直接進行混合OLS回歸，得出結果如下：

3.Hausman檢驗

對調整之后的數(shù)據(jù)序列進行Hausman檢驗，P值為0.00。在95%的置信水平上，可以拒絕原假設，模型并不存在隨機效應。然后分別使用變系數(shù)、變截距、不變參數(shù)模型對數(shù)據(jù)進行回歸，得出三種模式下的殘差S1=0.0595，S2=0.5865，S3=23.68955。按照構造的F統(tǒng)計量計算得出：F2=307.31，F(xiàn)1=9.142，在95%的置信水平上，通過查表發(fā)現(xiàn)F值的邊界，發(fā)現(xiàn)其小于F2且小于F1。因此，可以拒絕原假設H1：b1=b2=……=bn和H2：a1=a2=……=an且b1=b2=……=bn，模型形式為變參數(shù)模型。

通過以上分析，我們建立的模型為：

lnBSi=ai+bilnGDPi+cilnINi+dilnTRAi+ui …………（3）

三、結論及政策性建議

由表1可知：LogTRA的系數(shù)為0.168724，且P值為0。在95%的置信水平上可以拒絕原假設，即系數(shù)顯著不為0。轉移支付資金每增長1%，人均基本公共服務支出將增加0.16%。轉移支付資金可以促進人均基本公共服務數(shù)量和質量的提升。但系數(shù)較小，轉移支付資金沒有達到預期回報，轉移支付對基本公共服務的促進作用并不明顯，在很大程度上存在效率浪費。

進一步采用了固定效應的變參數(shù)模型進行回歸，得到回歸結果，按經濟發(fā)展程度劃分各省份，可以發(fā)現(xiàn)：在廣東、上海、北京等經濟實力較強的省份，轉移支付對基本公共服務的促進作用較弱。而在經濟落后，財政資金缺乏的很多中西部省份，轉移支付可以較好的促進基本公共服務供給。按東、中、西部來劃分，我們發(fā)現(xiàn)東北和東部沿海地區(qū)轉移支付對基本公共服務促進作用較小，而對于中西部的一些經濟落后地區(qū)，如山西、陜西、青海、寧夏、西藏等地區(qū)，轉移支付系數(shù)相對較高，對基本公共服務供給的促進作用較大。

根據(jù)以上的實證研究結果，針對轉移支付制度的改進提出以下幾點政策性建議：一是進一步合理劃分各級財政的財權和事權，拓寬地方融資渠道，激發(fā)地方發(fā)展經濟的積極性。二是加強對轉移支付的管理，完善相關的法律法規(guī)，加強對轉移支付資金的管理。三是改善轉移支付結構，進一步降低稅收返還的比重，降低對東部地區(qū)的轉移支付投入，提高轉移支付資金的使用效率。四是調整轉移支付的地區(qū)分配結構，將轉移支付更多投向中西部地區(qū)。

參考文獻：

[1]賈飛.我國政府間轉移支付面臨的問題及對策研究[D].北京：財政部財政科學研究所，2014.

[2]曾紅穎.我國基本公共服務均等化標準體系及轉移支付效果評價[J].經濟研究，2012（6）.

[3]馬栓友，于紅霞.轉移支付與地區(qū)經濟收斂[J].經濟研究，2003（3）.

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[9]陳昌盛.中國政府公共服務：體制變遷與制度綜合評價[M].北京：中國社會科學出版社，2007.

責任編輯：楊國棟

[作者簡介]艾月，西北大學經濟管理學院在讀碩士研究生，研究方向：金融/宏觀經濟管理與可持續(xù)發(fā)展。