財政轉移支付的區(qū)域協(xié)調發(fā)展效應研究

王宵雅，張繼彤

（南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023）

財政轉移支付的區(qū)域協(xié)調發(fā)展效應研究

王宵雅，張繼彤

（南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023）

摘要：文章基于1999-2014年中國31個省級行政區(qū)域的面板數(shù)據(jù)，利用擴展的MRW框架闡釋財政轉移支付影響區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的內在機理，并采用空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）實證研究了財政轉移支付對區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的影響效應。研究發(fā)現(xiàn)，考察期內，以絕對差距指標和相對差距指標為基礎的實證模型結果均表明，財政轉移支付對區(qū)域經濟差距的影響效應都是顯著為正的，現(xiàn)階段我國實施的財政轉移支付政策，不僅沒有縮小區(qū)域經濟差距，反而擴大了差距。研究結論可為我國政府在促進區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展的政策權衡以及財政轉移支付制度的改革和完善等方面提供參考。

關鍵詞：財政轉移支付；區(qū)域協(xié)調發(fā)展；擴展MRW框架；空間計量

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.08.015

一、引　言

改革開放以來，為促進區(qū)域經濟社會協(xié)調發(fā)展，我國政府不斷加強財政轉移支付力度，對欠發(fā)達的地區(qū)政策傾斜程度也越來越大。調查發(fā)現(xiàn)，近20年來，我國省級以及縣級政府的轉移支付收入占財政收入的比重超過了50%，各地市級政府獲得的各類財政轉移支付平均占比也達到了40%以上。然而，就我國目前的實際情況來說，由于自然和歷史等多重因素的共同影響，各區(qū)域間在經濟社會發(fā)展方面仍存在著巨大的差距，那么，財政轉移支付是否真的有利于促進區(qū)域協(xié)調發(fā)展呢，其內在的影響機理又是如何？對于這些問題的思考和回答，對進一步認識和完善財政轉移支付制度，進而促進我國經濟社會又好又快發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

盡管學界關于財政轉移支付與區(qū)域經濟增長兩者之間關系的研究已經非常豐富，但是對于轉移支付是否能夠促進區(qū)域經濟收斂這一問題尚未達成一致，Barro and Sal-i-Martin（1991）較早地從理論和模型兩個方面就轉移支付對地區(qū)經濟收斂效應進行了分析［1］。在Barro的研究基礎上，Devarajan等（1996）的研究間接證明了政府間轉移支付對經濟增長的影響和意義［2］。也有部分學者的研究發(fā)現(xiàn)財政轉移支付對經濟增長的影響可能是負向或者有限的，其中，Garcia-Mila and McGuire（2002）采用OLS估計方法研究了1997-1981年和1989-1992年西班牙中央政府和歐盟對西班牙17個地區(qū)轉移撥款地經濟績效，結果發(fā)現(xiàn)轉移撥款對私人投資和改善落后地區(qū)地區(qū)的經濟狀況沒有顯著的刺激作用［3］。而Rodriguez-Pose and Fratesi（2004）亦選取歐盟152個地區(qū)為研究樣本，采用多種研究方法考察了歐盟結構基金對經濟增長的影響效應，結果表明歐盟結構基金對經濟增長的影響是有限的［4］。

就國內的研究情況來看，其研究重點主要集中于兩個方面：一是政府間轉移支付對地方財政努力于財政均等化的影響，二是政府間轉移支付對區(qū)域經濟增長于收斂變化所起的作用。其中，后者亦受到了絕大多數(shù)學者的關注，由于學者們在方法和數(shù)據(jù)樣本選取上的不同，導致研究結果也顯著差異，其主要包括三種結果：第一，郭杰（2003）、張恒龍等（2011）、劉鳳偉（2007）、李松森和盛銳（2014）以及鮑曙光（2016）等學者的研究認為轉移支付能夠顯著縮小區(qū)域經濟差距，對經濟發(fā)展的收斂起重要作用［5-9］；第二，也有部分學者的研究發(fā)現(xiàn)轉移支付不僅沒有縮小區(qū)域經濟差距，反而擴大了區(qū)域經濟差距（曾軍平，2002；剛猛等，2003；馬拴友等，2003；張明喜，2006；江新昶，2007等）［10-14］；第三，折中于以上兩種結論之間，劉溶滄和焦國華（2002）、費廣勝（2009）、鄒衛(wèi)星（2012）以及李丹和張俠（2015）等學者認為轉移支付對經濟增長的促進效應不顯著，因而其對區(qū)域經濟差距的影響也是不確定的［15-18］。

以往研究對本文具有重要的啟發(fā)意義和參考價值，但也存在一些不足，其主要表現(xiàn)為：其一，以往研究在考察財政轉移支付對經濟發(fā)展影響的過程中，大多關注的是經濟在時間序列發(fā)展維度上的收斂性，反而缺乏對區(qū)際經濟發(fā)展差距的探討；其二，以往研究還忽視了我國各區(qū)域在發(fā)展差距上存在的空間關聯(lián)性。基于此，本文的邊際貢獻主要有：第一，在已有研究的基礎上，從資本投入角度出發(fā)，通過擴展的MRW框架考察財政轉移支付對區(qū)域經濟差距的影響及作用機制；第二，通過分別構建和測算絕對差距指標和相對差距指標來衡量區(qū)域經濟差距，綜合考察財政轉移支付對區(qū)域發(fā)展差距的影響效應，這也有利于提高本文研究的可信度和穩(wěn)健性；第三，通過采用納入了空間因素的空間計量方法對模型進行估計，從而控制區(qū)域發(fā)展差距在地理空間上的關聯(lián)效應。

本文后續(xù)研究安排如下：第二部分建立了一個拓展的MRW模型，以此為后續(xù)研究奠定理論基礎；第三部分是實證模型的構建、變量選取和數(shù)據(jù)的說明；第四部分是實證結果與分析；第五部分是結論及政策建議。

二、理論模型

本文在借鑒Mankiw等（1992）［19］，Knowles and Owen（1995）［20］以及Nonneman and Vanhoudt（1996）［21］的MRW模型基礎上，構建了一個同時包含物質資本和中央對地方縱向轉移支付的經濟增長模型，以此考察財政轉移支付對區(qū)域協(xié)調發(fā)展的影響機理。

根據(jù)嚴成樑（2011，2012）［22-23］的觀點，本文給出如下形式的總產出函數(shù)：

式（1）中，Y、K、G、A、L分別表示總產出水平、物質資本、中央對地方的財政轉移支付、外生技術水平和勞動力數(shù)量。假設初始的技術水平為A（0），技術進步的速度為g，從而A（t）=A（0）egt；初始的勞動數(shù)量為L（0），勞動力的增長率為n，從而L（t）=L（0）ent。

基于MRW模型，本文分別給出如下所示的物質資本和中央對地方財政轉移支付的動態(tài)積累方程：

上式中，SK和SG分別表示總產出中用于物質資本投資、財政轉移支付投資的比例；δK和δG分別表示物質資本和轉移支付對應的折舊率。根據(jù)Mankiw等（1992）［19］的設定，假設上述兩種資本的折舊率相等，即δK=δG=δ。再將k=K/（AL），g=G/（AL）分別表示人均有效勞動的物質資本和財政轉移支付，從而可以得到人均有效勞動的產出水平，公式如下：

根據(jù)上述定義，結合方程（2）和（3）可以得到人均有效勞動的物質資本、財政轉移支付的動態(tài)積累方程：

本文用k*和分別表示均衡狀態(tài)的人均有效勞動的物質資本和財政轉移支付。令?=0，=0，則可以得出：

根據(jù)方程（9），人均有效勞動的產出水平與總產出中用于資本投入的物質資本和財政轉移支付的比例正相關，與兩種資本投入的產出彈性正相關，而與人口增長率、外生技術進步速度以及資本折舊率呈負相關。

進一步地，將方程（9）兩端分別乘以A（t），可以得到人均產出水平的表達式，再對該表達式兩邊分別取自然對數(shù)，并且借鑒Mankiw等（1992）［19］的思路，假設lnA（0）=a+ε，可以得到關于均衡狀態(tài)人均產出水平的回歸方程，其可以表示為：

式（10）中，△=1-α-β。事實上，本文可以將上式整理成受限形式的回歸方程，用公式可以表示為：

由上式可以知道，人均產出水平取決于物質資本和財政轉移支付投入的比例以及人口增長率、外生技術進步速度和資本折舊率等因素。由于不同地區(qū)在上述方面存在著不同，最終得到的人均產出水平也是不同的。因此，可以將兩個地區(qū)的人均產出水平的差距表示出來，用公式可以表示為：

由上式可以看出，地區(qū)之間的人均產出水平的差距與兩個地區(qū)之間的資本投入比是相關的，中央對各地區(qū)的財政轉移支付造成兩個地區(qū)的比值越高，則越不利于縮小區(qū)域經濟差距。但是具體情況還需要具體分析，如果加大對欠發(fā)達地區(qū)的財政轉移支付投入力度，也許可以縮小東西部之間的經濟發(fā)展差距。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型的構建

為了驗證以上理論假設，我們嘗試使用中國省際數(shù)據(jù)對人均財政轉移支付對區(qū)域人均GDP差距的影響進行實證分析。參考Anselin（1997）［24］的研究，本文將建立包括空間權重矩陣的空間面板計量模型，空間自回歸模型（Spatial Autoregressive Model，SAR）和空間誤差模型（Spatial Error Model，SEM），其中，前者主要描述了被解釋變量的空間依賴性對模型起關鍵作用的情形，而后者主要解釋了模型誤差項的空間依賴性特征。具體計量模型如下：

空間自回歸模型（SAR）：

空間誤差模型（SEM）：

式（13）和（14）中，YDit表示t時期省份i的人均GDP差距。ρ表示空間自相關回歸系數(shù)，其含義為：相鄰地區(qū)經濟發(fā)展差距對本地區(qū)經濟發(fā)展差距的影響，如果ρ顯著為正，說明相鄰地區(qū)的經濟發(fā)展差距對本地區(qū)經濟發(fā)展差距有正向影響；反之，則為負向影響。λ表示空間誤差系數(shù)，其含義是：存在于隨機擾動項中的樣本觀察值的空間依賴性，即誤差沖擊對本地區(qū)經濟發(fā)展差距的影響。ω即為本文所設置的空間權重矩陣，本文參考符淼（2008）和吳玉鳴與何建坤（2008）等學者的研究，基于經濟事物在地理上的空間鄰接關系，設置0-1型的二進制空間權重矩陣，這一方法的思路主要為：依據(jù)地區(qū)相鄰原則進行賦值，如果兩個地區(qū)相鄰，權重賦予1，否則賦予0［25-26］。核心解釋變量GTPit表示人均財政轉移支付，β1表示其估計系數(shù)。模型中的X是一組控制變量，參考以往研究，本文所選取的控制變量包括：產業(yè)結構因素、勞動力因素、對外開放程度、科技水平、市場化程度和教育水平；βk（k=1，2，3，…，6）為各控制變量的估計系數(shù)，μ為隨機誤差項，ε為隨機誤差項。

（二）變量選取與說明

本文主要考察的是財政轉移支付與區(qū)域經濟差距的關系，因此將區(qū)域經濟差距和財政轉移支付作為核心觀察變量。

1.被解釋變量

區(qū)域經濟差距（YD）。對于區(qū)域間差距的解釋，新古典經濟學理論分為區(qū)域人均收入的差距和區(qū)域間經濟增長的差距這兩層含義。前者是靜態(tài)的，后者是動態(tài)的。由于靜態(tài)的變化只有通過動態(tài)的發(fā)展來展現(xiàn)，而衡量地區(qū)間經濟差距的指標主要有離差值、基尼系數(shù)等方法。其中，前者是一種絕對指標，而后者則是一種相對指標，為提高本文實證研究結果的精確性和可信度，我們同時選取了這兩個指標進行比較分析。

本文首先選取的絕對指標為人均GDP離差，以此衡量區(qū)域經濟差距。離差是樣本數(shù)據(jù)與樣本平均值的差的絕對值，離差法衡量的是系統(tǒng)內部差距的重要工具。魯釗陽（2013）運用基尼系數(shù)、對數(shù)離差均值和泰爾指數(shù)分別對省際、東中西部和八大經濟區(qū)域的城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展水平進行了全面測度［27］，賀振、賀俊平（2011）也使用離差法計算出了農民純收入的地區(qū)差異［28］，參考這些研究，本文計算人均GDP離差的方法為：設i省份t年人均GDP對數(shù)為Yit，那么區(qū)域人均GDP對數(shù)離差可以表示為：

式（15）中，人均GDP的數(shù)據(jù)是通過GDP指數(shù)統(tǒng)一折算成1999年不變價。

而關于相對指標，本文選取的是人均GDP的基尼系數(shù)來進行衡量。在以往大量的研究文獻中，基尼系數(shù)都是作為收入差距的衡量指標來進行問題的分析，如胡功杰等（2013）利用基尼系數(shù)分解對安徽省居民收入的地區(qū)差異進行測算，同時對產生差距的原因進行了深入的分析［29］，除此之外，基尼系數(shù)還可以用來描述其他加總宏觀經濟變量的分布差異，正如本文需要描述的人均GDP差距。因此，使用基尼系數(shù)對地區(qū)人均GDP差異進行分析的文獻較為匱乏，而本文參考黃濤等（2006）的文章，用各省市的GDP數(shù)據(jù)和人均GDP數(shù)據(jù)來測算基尼系數(shù)［30］，公式如下：

其中，yi代表各省市的地區(qū)生產總值占全國的國內生產總值的比重，pi表示各省市的地區(qū)總人口占全國總人口的比重，是各省市按照人均GDP從小到大排序之后的累計的人口比重之和，即每個省的數(shù)據(jù)都是前幾個省的人口比重的累加值。

2.核心解釋變量

財政轉移支付（GTP）：作為核心解釋變量，是模型主要考察的變量。本文采用中央對地方的財政轉移支付（包含稅收返還）來衡量，為了消除人口規(guī)模的影響，我們根據(jù)人口總量取人均轉移支付額，此外，為了克服計量建模中異方差的影響，對人均財政轉移支付取了對數(shù)。

3.控制變量

為了盡量減少由于變量遺漏所造成的估計結果偏差，借鑒有關區(qū)域經濟差距的研究文獻，大都將產業(yè)結構、制度、勞動力、教育、科技、對外開放程度等作為最主要的影響因素。有鑒于此，本文選擇如下指標作為實證分析的控制變量。

（1）產業(yè)結構因素（IS）。由于第二產業(yè)創(chuàng)造了大量的產值，在產業(yè)結構中占據(jù)了重要的地位。借鑒袁鵬和程施（2011）主張采用三大產業(yè)產值占GDP的比重來衡量產業(yè)結構［31］，本文則選取了第二產業(yè)產值/地區(qū)國內生產總值來衡量。

（2）勞動力因素（Lab）。由于我國是人口基數(shù)龐大且勞動力具有較大的比較優(yōu)勢，勞動力要素的流動對于加速經濟的發(fā)展并縮小區(qū)域間經濟的發(fā)展差距具有舉足輕重的作用，因此，借鑒唐沿源（2013）的文章，將就業(yè)人數(shù)占地區(qū)總人數(shù)之比來衡量一個地區(qū)的勞動力規(guī)模［32］。

（3）對外開放程度（Open）。對外開放程度與一國經濟的發(fā)展存在很大的聯(lián)系，本文借鑒李翀（1998）的文章，將進出口占地區(qū)生產總值的比率來衡量對外開放程度［33］。

（4）科技水平（Tec）。采用R&D經費占地區(qū)生產總值的比例來衡量。根據(jù)諾尼曼和凡諾特（Nonneman and Vanhoudt，1996）的想法，用該指標表示R&D投資的比例來反映一個地區(qū)的科技水平，能很好地表現(xiàn)出地區(qū)之間的科技水平的差距［21］。因此，本文借鑒白俊紅（2011）核算R&D經費存量的方法，即：

其中，Eit為第i省t期的實際R&D經費支出，它取決于R&D支出價格指數(shù)，而R&D支出價格指數(shù)= 0.55×消費價格指數(shù)+0.45×固定資產投資價格指數(shù)，得到R&D支出價格指數(shù)后，我們用其將R&D支出名義值換算成1999年不變價；而δ為折舊率，取值為15%；Teci0為第i省的基期R&D經費存量，由基期實際R&D經費支出/（考察期內R&D經費支出的平均增長率+折舊率）計算可得［34］。

（5）制度因素（Mar）。市場化程度的衡量指標有很多，本文借鑒倪鵬飛（2014）所采用的稅收收入占地方財政收入的比例來作為測量指標［35］。因為稅收占財政收入的比例越高，越能說明該地區(qū)的行政收費、政府資產規(guī)模和收益低，則市場化程度越高。

（6）教育水平（Edu）。采用人均受教育年限來衡量。教育的差距及其變動對中國區(qū)域收入差距的影響被許多研究者所證明，如賀燦飛等（2004）［36］和萬廣華等（2005）［37］。本文采用人均受教育年限Eduit=TntRi，nt的計算方法。其中Ri，nt為第i省第n種學歷在第t年的人口數(shù)，其中n=1，2，3，4分別代表不同的受教育程度（n=1為小學，n=2為初中，n=3為高中，n= 4為大專及以上）；Tnt為第t年第n種學歷人口的平均受教育年限，T1=6，T2=9，T3=12，T4=16；Eduit為第i省第t年人口總受教育年限。本文數(shù)據(jù)是6歲及6歲以上人口受教育程度的結構數(shù)據(jù)，其中普查年份的人均受教育年限根據(jù)普查資料得出。表1給出了本研究的模型中所涉及變量的描述性統(tǒng)計的結果。

表1　描述性統(tǒng)計

（三）關于數(shù)據(jù)的說明

鑒于原始數(shù)據(jù)的可得性，本文選用1999-2014年31個省份的數(shù)據(jù)作為本文的考察樣本。數(shù)據(jù)來源于各期的《中國財政年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》和相應的《地方統(tǒng)計年鑒》以及EPS數(shù)據(jù)庫的整理計算得到。

四、實證結果分析

（一）人均GDP離差與基尼系數(shù)分析

基于前文對于人均GDP離差和基尼系數(shù)測算方法的闡述，本文核算了考察期內我國各區(qū)域人均GDP的離差和基尼系數(shù)，并分別采用圖1和圖2對其趨勢進行了描述。

圖1　1999-2014年人均GDP離差趨勢

圖2　1999-2014年人均GDP基尼系數(shù)趨勢

由圖1和圖2可知，就全國范圍來說，考察期內人均GDP離差在總體上呈現(xiàn)出上升的趨勢，但在2009年左右出現(xiàn)小幅回落，而人均GDP基尼系數(shù)在考察期內雖略有增長，但在整體上仍保持水平態(tài)勢，這說明我國人均GDP的發(fā)展差距不斷擴大。就東、中、西三大區(qū)域來說，考察期內東部地區(qū)人均GDP離差高于全國水平，并總體上呈現(xiàn)出波動上升的趨勢，而中部和西部地區(qū)的人均GDP離差雖然亦逐年上升，但其總體水平均低于全國均值。與全國均值類似，東、中、西部的人均GDP基尼系數(shù)在考察期內大體上均呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的態(tài)勢，其中，東部地區(qū)的人均GDP基尼系數(shù)低于全國均值水平，中部和西部地區(qū)的人均GDP基尼系數(shù)高于全國均值水平。

（二）空間計量模型估計結果分析

在進行實證檢驗之前，需要先對數(shù)據(jù)進平穩(wěn)性檢驗，以盡量減少偽回歸。為了對變量的平穩(wěn)性進行考察，本文采用單位根檢驗的方法，由表2可知，ADF檢驗結果表明，本文回歸模型中所使用的數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)的，不需要繼續(xù)進行進一步的處理。本文后續(xù)實證研究中將直接采用這些指標，并對絕對差距指標和相對差距指標分別進行分析和比較。

表2　單位根檢驗

由于本文所設定的計量模型都納入了空間因素，如果仍然采用普通最小二乘法進行估計，將會導致空間自回歸模型結果的有偏和不一致性，空間誤差模型結果的無偏但無效性。因此，本文參考Elhorst （2003）［38］的研究，通過MATLAB7.1軟件，采用空間面板數(shù)據(jù)極大似然法對式（13）和式（14）進行估計，并運用極大似然函數(shù)值Log-likelihood來判斷模型的適宜度。

1.基于絕對差距指標的估計結果分析

由于固定效應模型對地區(qū)和時間兩類非觀測效應的不同控制，我們將其區(qū)分為無固定效應、地區(qū)固定時間不固定效應、時間固定地區(qū)不固定和時間地區(qū)均固定四種類型。分別采用模型（1）和（5）、模型（2）和（6）、模型（3）和（7）、模型（4）和（8）對人均財政轉移支付對人均GDP離差進行了報告（結果如表3所示）。

由表3可知，無論在無固定效應、地區(qū)固定時間不固定效應、時間固定地區(qū)不固定和時間地區(qū)均固定中，空間自回歸模型（SAR）中的空間自回歸項ρ和空間誤差模型（SEM）中的空間誤差系數(shù)λ均顯著為正，即本文所設定模型的區(qū)域經濟差距存在顯著的空間自相關性，并且誤差項中也存在顯著的空間關聯(lián)效應。這說明相鄰的區(qū)域之間在經濟的發(fā)展過程中存在著一定的相似性。不僅如此，從以上8個模型中可以看出，模型（6）具有較高的Log-likelihood和Rbar-squared值，這說明地區(qū)固定的空間誤差模型具有較好的適宜性和擬合效果，這也驗證了當前中國存在較明顯的地區(qū)間分層現(xiàn)象，即地區(qū)效應明顯。因此，參考Elhorst（2003）［38］的研究，本文將采用模型（6）的估計結果進行分析。

表3　基于絕對差距指標的空間計量模型估計結果

核心解釋變量中，人均財政轉移支付對人均GDP差距的影響效應為0.074，并在5%的水平上通過了顯著性檢驗，這表明人均財政支付顯著地擴大了人均GDP的差距，中央對地方的財政轉移支付不僅沒有縮小區(qū)域間的經濟發(fā)展差距，反而擴大了差距，這與馬拴友等（2003）［12］、張明喜（2006）［13］、江新昶（2007）［14］、曾軍平（2002）［10］等學者的觀點一致。出現(xiàn)這種情況的原因可能在于：首先，轉移支付在地區(qū)間的分布具有“馬太效應”；其次，經濟規(guī)模存在的投資門檻問題加劇了轉移支付的擴散作用，轉移支付數(shù)量低的地區(qū)在投資決策中反而處于劣勢地位；最后，轉移支付的發(fā)放形式存在較大的問題，很少考慮地區(qū)間的具體情況，這就造成了轉移支付的低效率甚至是無效率。

其他控制變量中，產業(yè)結構因素對人均GDP差距的影響效應為-0.959，并在5%的水平上通過了顯著性檢驗，這表明產業(yè)結構水平每提升一個單位，區(qū)域經濟差距將顯著地縮小95.9%。而對外開放程度和科技水平對人均GDP差距的影響效應雖然都較小，但都顯著地擴大了區(qū)域間的經濟差距。勞動力因素、市場化程度以及受教育程度都沒有通過顯著性檢驗，說明這三個因素對區(qū)域協(xié)調發(fā)展的影響是不顯著的，這可能是因為，本文所研究的勞動力因素指標和人均受教育年限指標均是基于總人口數(shù)的相對值，而從我國的實際來看，人口分布與經濟發(fā)展水平不存在直接的關系；而市場化程度越高的地區(qū)，其市場氛圍越活躍，要素資源可以迅速流動，這可能會促進區(qū)域的協(xié)調發(fā)展，但要素資源的流動也可能會在條件較好的地區(qū)產生集聚現(xiàn)象，從而造成那些條件較差地區(qū)的資源流失，這亦會擴大區(qū)域發(fā)展差距，這正反兩方面的效應造成市場化程度對區(qū)域發(fā)展差距的影響是不顯著的。

2.基于相對差距指標的估計結果分析

雖然這里區(qū)域經濟差距的衡量指標換成了基尼系數(shù)，但是模型依然參考基于絕對差距指標的估計模型，并分別采用模型（9）和（13）、模型（10）和（14）、模型（11）和（15）、模型（12）和（16）對人均財政轉移支付對人均GDP的基尼系數(shù)進行了報告，結果如表4所示。

表4　基于相對差距指標的空間計量模型估計結果

續(xù)表4

由表4可知，空間自回歸項ρ和空間誤差系數(shù)λ均顯著為正，這與表3的結果是一致的，從而更加驗證了本文所設定模型的合理性。除此之外，從以上8個模型中可以看出，模型（14）依然具有較高的log-likelihood和Rbar-squared值，這說明地區(qū)固定的空間誤差模型最能準確反映當前中國經濟發(fā)展的現(xiàn)實情況。因此，本部分將采用模型（14）的估計結果進行分析。

關于核心解釋變量，模型（14）中人均財政轉移支付對區(qū)域人均GDP基尼系數(shù)的影響效應是正的，并在5%的水平上通過了顯著性檢驗，這說明我國的人均財政轉移支付不僅沒有達到縮小區(qū)域經濟差距的目的，反而拉大了地區(qū)間的經濟發(fā)展差距，這與前文基于絕對差距指標的模型估計結果基本一致。其他控制變量中，產業(yè)結構因素對區(qū)域經濟差距的影響效應仍為負值，并且通過了1%的顯著性檢驗，這說明產業(yè)結構的調整升級的確有利于縮小區(qū)域間的經濟發(fā)展差距。而市場化程度以及受教育程度仍然沒有通過顯著性檢驗，在這一點上模型（6）和模型（14）是一致的，但值得注意的是，模型（14）中的勞動力因素對區(qū)域人均GDP基尼系數(shù)的影響效應通過了1%的顯著性檢驗，且其影響系數(shù)為-0.178，這說明勞動力水平每提升一個單位，區(qū)域經濟差距將顯著地縮小17.8%。其與前文基于絕對差距指標的估計結果正好相反，這可能是因為：從人均GDP基尼系數(shù)的計算公式可以看出，g與pi是呈負相關關系的。不僅如此，對外開放程度和科技水平對人均GDP基尼系數(shù)的影響效應均顯著為負，且影響系數(shù)較小，其與前文的估計結論也存在較大的差異，這可能是因為人均GDP基尼系數(shù)是基于各地區(qū)GDP占全國GDP的比重進行核算的，且這一比重越大，基尼系數(shù)越小，就我國來說，其對外開放程度和科技水平較高的省區(qū)，其GDP占全國GDP的比重也較高，因而產生了對外開放程度和科技水平對人均GDP基尼系數(shù)的反向關系。

五、結論及建議

本文基于1999-2014年中國大陸31個省份的面板數(shù)據(jù)，在采用擴展的MRW框架澄清財政轉移支付對區(qū)域經濟差距影響機理的基礎上，分別以絕對差距指標和相對差距指標作為衡量區(qū)域發(fā)展差距的變量，通過建立空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）實證研究了財政轉移支付對區(qū)域經濟差距的影響。本文的相關研究結論旨在為促進我國區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展提供政策指導。

本文的研究發(fā)現(xiàn)，考察期內，無論是以絕對差距指標為基礎衡量的區(qū)域經濟差距，還是以相對指標為基礎衡量的區(qū)域經濟差距，在地區(qū)固定的空間誤差模型中，財政轉移支付對區(qū)域經濟差距的影響效應都是顯著為正，這說明我國現(xiàn)階段實施的財政轉移支付政策，不僅沒有縮小區(qū)域經濟差距，反而擴大了差距?？梢?，我國現(xiàn)如今的財政轉移支付制度可能存在一定的缺陷，如給予欠發(fā)達地區(qū)的轉移支付可能有損于其長期的潛在增長能力，轉移支付的增加間接導致了地方政府支出規(guī)模和人員規(guī)模的膨脹，轉移支付還可能會誘導官員腐敗等。

因此，從政策層面來講，一方面，繼續(xù)加大各級政府的財政轉移支付的縱向分配力度，優(yōu)化轉移支付的支出結構，逐步取消稅收返還，進一步提高一般性轉移支付的規(guī)模和比重，因地制宜地設置專項轉移支付的分配結構；另一方面，鼓勵制度創(chuàng)新，適時建立橫向轉移支付制度，作為縱向轉移支付輔助性的應急機制。此外，完善轉移支付的相關法律法規(guī)，通過法規(guī)的形式明確財政轉移支付的目標、原則、分配方法和處罰規(guī)則等內容，加強對資金的監(jiān)管從而保障資金的有效運行，提高轉移支付資金的使用效率，最終發(fā)揮其應有的作用。

參考文獻：

［1］Barro R J，Sala-i-Martin R.Economic Growth［M］.New York：McGraw-Hill，1995.

［2］Devarajan S，Swaroop V，Zou H.The composition of public expenditure and economic growth［J］.Journal of Monetary Economics，1996，37（2）：313-344.

［3］Garcia-Mila T，Goodspeed T J，McGuire T.Fiscal Decentralization Policies and Sub-National Government Debt in Evolving Federations［R］.UPF Economics and Business Working paper，2002.

［4］Rodriguez-Pose A，F(xiàn)ratesi U.Between development and social policies：the impact of European structural funds in Objective 1 region［J］.Regional Studies，2004，38（1）：97-113.

［5］郭杰.積極財政政策、適度的政府財政支出與內生經濟增長［J］.福建論壇：經濟社會版，2003（6）：26-28.

［6］張恒龍，秦鵬亮.政府間轉移支付與省際經濟收斂［J］.上海經濟研究，2011（8）：90-98.

［7］劉鳳偉.財政轉移支付對地區(qū)經濟發(fā)展差距的影響——以甘肅為例［J］.財貿研究，2007（4）：50-57.

［8］李松森，盛銳.完善財政轉移支付制度的思考［J］.經濟縱橫，2014（3）：88-95.

［9］鮑曙光.我國財政轉移支付財力均等化效應研究［J］.中央財經大學學報，2016（3）：3-11.

［10］曾軍平.政府間轉移支付制度的財政平衡效應研究［J］.經濟研究，2000（6）：27-32.

［11］剛猛，張得讓.我國政府購買支出對宏觀經濟增長貢獻動態(tài)實證分析［J］.財政研究，2003（11）：39-41.

［12］馬拴友，于紅霞.轉移支付與地區(qū)經濟收斂［J］.經濟研究，2003（3）：26-33.

［13］張明喜.轉移支付與我國地區(qū)收入差距的收斂分析［J］.財經論叢，2006（9）：24-28.

［14］江新昶.轉移支付、地區(qū)發(fā)展差距與經濟增長——基于面板數(shù)據(jù)的實證檢驗［J］.財貿經濟，2007（6）：50-56.

［15］劉溶滄，焦國華.地區(qū)間財政能力差異與轉移支付制度創(chuàng)新［J］.財貿經濟，2002（6）：5-12.

［16］費廣勝.財政轉移支付對縣域經濟的影響——基于安徽省截面數(shù)據(jù)的實證分析［J］.甘肅行政學院學報，2009 （4）：77-83.

［17］鄒衛(wèi)星.基于財富效用和財政收支結構的經濟增長研究［J］.中央財經大學學報，2012（6）：1-7.

［18］李丹，張俠.財政轉移支付對國定扶貧縣財政支出行為影響的實證研究——基于592個國定扶貧縣的考察［J］.經濟理論與經濟管理，2015（3）：74-84.

［19］Mankiw N，Romer D，Weil D，A Contribution to the Empirical of Economic Growth［J］.Quarterly Journal of Economics，1992，107（2）：407-437.

［20］Knowles S，Owen P.Health Capital and Cross-Country Variation in Income Per Capita in the Mankiw-Romer-Weil Model［J］.Economics Letters，1995，48（1）：99-106.

［21］Nonnemen W，Vanhoudt P.A Further Augmentation of the Solow Model and the Empirics of Economics Growth for OECD Countries［J］.Quarterly Journal of Economics，1996，111（3）：943-953.

［22］嚴成樑.資本投入對我國經濟增長的影響——基于拓展的MRW框架的分析［J］.數(shù)量經濟技術研究，2011（6）：3-20.

［23］嚴成樑，崔小勇.資本投入、經濟增長與地區(qū)差距［J］.經濟科學，2012（2）：21-33.

［24］Anselin L，Varga A，Acs Z.Local geography spillovers between university research and high technology innovation ［J］.Journal of Urban Economics，1997，42（3）：422-448.

［25］符淼.省域專利面板數(shù)據(jù)的空間計量分析［J］.研究與發(fā)展管理，2008（3）：106-112.

［26］吳玉鳴，何建坤.研發(fā)溢出、區(qū)域創(chuàng)新集群的空間計量經濟分析［J］.管理科學學報，2008（4）：59-67.

［27］魯釗陽.中國區(qū)域城鄉(xiāng)金融非均衡發(fā)展水平的度量及變動趨勢——基于區(qū)域層面城鄉(xiāng)金融發(fā)展的視角［J］.經濟問題探索，2013（4）：86-94.

［28］賀振，賀俊平.農民純收入地域差異時空特征分析——以河南省為例［J］.經濟問題，2011（10）：92-94.

［29］胡功杰，閃輝，陳香.基于基尼系數(shù)的安徽省居民收入地區(qū)差異研究［J］.經濟研究導刊，2013（1）：12-14.

［30］黃濤，胡宜國，胡宜朝.地區(qū)人均GDP分布的基尼系數(shù)分析［J］.管理世界，2006（5）：45-51.

［31］袁鵬，程施.中國工業(yè)環(huán)境效率的庫茲涅茨曲線檢驗［J］.中國工業(yè)經濟，2011（2）：79-88.

［32］唐沿源.中央稅收、經濟增長與地區(qū)經濟收斂——基于動態(tài)空間面板模型的實證分析［J］.浙江社會科學，2012 （9）：20-31.

［33］李翀.我國對外開放程度的度量與比較［J］.經濟研究，1998（1）：26-29.

［34］白俊紅.人力資本、R&D與生產率增長——基于中國省級數(shù)據(jù)得實證分析［J］.山西財經大學學報，2011（12）：18-25.

［35］倪鵬飛，劉偉，黃斯赫.證券市場、資本空間配置與區(qū)域經濟協(xié)調發(fā)展——基于空間經濟學的研究視角［J］.經濟研究，2014（5）：121-132.

［36］賀燦飛，梁進社.中國區(qū)域經濟差異的時空變化：市場化、全球化與城市化［J］.管理世界，2004（8）：8-17.

［37］萬廣華，陸銘，陸釗.全球化與地區(qū)間收入差距：來自中國的證據(jù)［J］.中國社會科學，2005（3）：17-26.

［38］Elhorst J P.Specification and estimation of spatial panel data models［J］.International Regional Science Review，2003，26（3）：244-268.

［責任編輯：張兵］

張繼彤（1972-），男，江蘇灌云人，教授，管理學博士，研究方向：產業(yè)組織理論，財政學。

中圖分類號：F061.5；F81

文獻標志碼：A

文章編號：1007-5097（2016）08-0094-08

收稿日期：2015-12-29

基金項目：國家社會科學基金項目（11CJL025）；江蘇高校哲學社會科學基金一般項目（2012SJB790036）；南京師范大學商學院研究生創(chuàng)新人才培養(yǎng)計劃（15CX_004G）；江蘇省創(chuàng)新經濟研究基地資助項目

作者簡介：王宵雅（1991-），女，江蘇丹陽人，碩士研究生，研究方向：區(qū)域經濟學；

A Study on Regional Coordinated Development Effect of Fiscal Transfer Payment

WANG Xiao-ya，ZHANG Ji-tong
（School of Business，Nanjing Normal University，Nanjing 210023，China）

Abstract：This paper，based on the panel data of 31 provincial-level administrative areas in China from 1999 to 2014，expounds the mechanism of the impact of fiscal transfer payment on regional economic gap by using the MRW framework，and employs the spatial auto regression model（SAR）and the spatial error model（SEM）to empirically analyze the impact of fiscal transfer payment on regional economic gap.The study finds that during the study period，the empirical model whether is based on absolute index or relative index，the effect of fiscal transfer payment on regional economic gap is significantly positive in the spatial error model of the region.This indicates that the fiscal transfer payment policy does not narrow the regional economic gap，but the gap is widened.This paper provides a reference for the government to promote the coordinated development of regional economic policy and the reform and improvement of the fiscal transfer payment system.

Keywords：fiscal transfer payment；regional coordinated development；extended MRW framework；spatial econometric