均衡性轉移支付制度會帶來地方政府福利性公共服務支出偏向嗎？

丁瑋蓉 , 張 帆

(1.南昌大學經濟管理學院,江西 南昌 330031；2.浙江財經大學財政稅務學院，浙江 杭州 310018)

一、引言及文獻綜述

均衡性轉移支付[注]2009年，我國一般性轉移支付正式更名為均衡性轉移支付，原財力性轉移支付更名為一般性轉移支付。2002～2009年間的一般性轉移支付和2009年至今的均衡性轉移支付的性質和統(tǒng)計口徑都沒有發(fā)生太大改變，為避免混淆，本文在研究過程中使用2009年更名之后的“均衡性轉移支付”這個名稱。是以彌補貧困地區(qū)的財政資金缺口，實現(xiàn)地區(qū)間經濟均衡發(fā)展和基本公共服務均等化為制度目標的財政轉移支付形式。但由于地方政府對資金缺乏有效監(jiān)督和科學管理，在其分配和使用過程中可能出現(xiàn)擠占挪用、多頭分配等現(xiàn)象[1]，這使得均衡性轉移支付解決公共經濟外部性、實現(xiàn)公共服務均等化的政策初衷有可能受到影響，從這個意義來講，理清在不同經濟水平下均衡性轉移支付對地方政府財政支出行為的影響機制，對破除公共服務差距的困局、完善我國現(xiàn)行均衡性轉移支付制度具有十分重要的現(xiàn)實意義。

關于研究中央的轉移支付對地方政府支出影響基本都圍繞著“粘蠅紙效應”[2]及轉移支付對地方政府支出決策的影響展開的：Case等(1993)[3]用聯(lián)邦政府給各個州政府撥款、Deller和Maher(2005)基于威斯康星州的農村政府收支數(shù)據(jù)證實了轉移支付的粘蠅紙效應[4]。Logan(1995)認為無條件轉移支付會使撥款接受單位的支出大幅增加，而且粘蠅紙效應是雙向的[5]。Hines和Thaler(1995)認為轉移支付會完全轉變?yōu)檎念~外支出[6]；Sagbas和Saruc(2004)則用土耳其的省級數(shù)據(jù)證實了粘蠅紙效應的存在性，并在其研究結果中解釋了不同地區(qū)的粘蠅紙效應大小的不同[7]。Weingast(2006)認為地方政府會和中央政府產生博弈，并且很希望能夠從中央政府的轉移支付中獲取利益，這種利益有利于地方政府公共品供給[8]。Karnik和Lalvani(2008)基于印度Maharashtra的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，印度的轉移支付資金不會帶來地方政府行政管理支出的粘蠅紙效應[9]。Gamkhar和Oates(1996)通過研究發(fā)現(xiàn)粘蠅紙的效應具有對稱性，即中央轉移支付會帶來公共支出水平的增加，但如果中央轉移支付減少，則公共支出水平也會降低[10]。但Heyndels(2001)認為這種對稱性是不存在的，即使中央政府減少轉移支付規(guī)模，地方政府公共支出也不會隨之減少，因為他們可以通過提高自有稅收收入來滿足其公共支出需求[11]。

國內方面，郭慶旺、賈俊雪(2008)的研究顯示：中央財政轉移支付對公共交通基礎設施建設和提高公共醫(yī)療衛(wèi)生服務水平是有利的，但對公共基礎教育服務的影響則不顯著[12]。盧盛峰(2011)認為一般性轉移支付和政府支出行為存在明顯的替代關系，然而專項轉移支付和政府支出行為則表現(xiàn)為顯著的互補效應，且地方政府反應過度的問題并不存在[13]。尹恒、朱虹(2011)發(fā)現(xiàn)：地方政府財政收入得到改善之后，其公共支出將傾向于基本建設，而不是公共服務和人力資本投資[14]。付文林(2012)分析得出轉移支付確實存在粘蠅紙效應，并且欠發(fā)達地區(qū)的政府支出水平會受到中央的轉移支付影響產生攀比之風，但對地方基本公共服務類支出的影響并不明確[15]。

范子英(2010)基于1995～2004年的省級面板數(shù)據(jù)得出，中央轉移支付規(guī)模擴張使地方政府的資金投入成本降低，從而使其加大基礎設施投資，導致地方政府腐敗的可能[16]；范子英、張軍(2013)證實：專項轉移支付對于降低地方政府的公共品投入成本具有顯著作用，進而有利于提升地方公共品的供給水平[17]。賈俊雪(2012)等認為：中央轉移支付總體上較為顯著地影響了省級地方政府競爭性支出行為，其中專項轉移支付、財力性轉移支付和稅收返還的激勵效應的差異較為明顯[18]；李永友、沈玉平(2009)等人認為轉移支付并不總能很好地激勵地方政府的收支行為，不完善的轉移支付制度可能會對地方政府財政收支行為形成扭曲，并且地區(qū)差異會使相同的轉移支付制度對不同地區(qū)的政府收支行為產生顯著不同的影響[19]。

通過對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，關于均衡性轉移支付影響地方政府財政支出行為的結論不完全一致，這是由于：(1)未從均衡性轉移支付的制度目標出發(fā)，缺乏對均衡性轉移支付影響財政支出結構內在機制的探討；(2)多采用省域數(shù)據(jù)做實證分析，而基本公共服務供給事權大多數(shù)集中在縣級政府。因此，本文從均衡性轉移支付政策目標出發(fā)，通過考察均衡性轉移支付影響財政支出結構的內在機制和承擔我國基本公共服務供給事權縣級政府的財政支出偏好，探討現(xiàn)行均衡性轉移支付是否會帶來地方政府福利性公共服務支出偏向，從而對社會性公共品供給行為產生有效激勵。

二、模型設定與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

為分析中央均衡性轉移支付對地方財政支出結構的影響，建立如下基準模型:

Spendtypeit=α+β1Tranit+β2Revit+γXit+εit

(1)

Spendtype表示公共部門的各類財政支出，以各類財政支出的年人均值表示。主要解釋變量包括地方均衡性轉移支付占比(Tran)以及該地區(qū)預算收入(Rev)，以中央對該地區(qū)的均衡性轉移支付與地方本級財政收入的比值和人均一般預算收入表示，分別反映均衡性轉移支付的規(guī)模比例和地方財政狀況。Xit表示控制變量，包括人口密度(density)、經濟發(fā)展水平(人均GDP)、自然稟賦(人均耕地面積)、職工人數(shù)占比(年末職工人數(shù)占總人口)來衡量、地區(qū)城鎮(zhèn)職工平均工資、固定資產投資變量等，其中以全社會固定資產投資占地區(qū)生產總值的比重表示固定資產投資變量。地區(qū)特征以及年份固定效應等。α為常數(shù)項，ε為隨機擾動項，i表示地區(qū)，t表示年份。此外，本文對所有變量均取對數(shù)，并對各面板數(shù)據(jù)模型進行單位根檢驗以及協(xié)整檢驗來避免偽回歸，檢驗結果顯示，各種財政支出模型都通過單位根檢驗，為一階單整。

另外，根據(jù)前文的粘蠅紙效應的理論分析，在方程(1)中的均衡性轉移支付占比Tran、人均預算收入Rev兩個變量的回歸系數(shù)應該分別都為正數(shù)。而又因為均衡性轉移支付是以財力均等化為目標的轉移支付形式，經濟欠發(fā)達地區(qū)通常會得到更多的中央補助，因此，均衡性轉移支付與人均預算收入對地區(qū)財政支出的影響存在著交互性關系(付文林，2012)[15]。為此，我們在方程(1)的基礎上加入Tran和Rev兩個變量的交互乘積項，來考察可能呈現(xiàn)的此消彼長關系，得到方程(2)。

Spendtypeit=α+β1Tranit+β2Revit+β3Tranit×Revit+γXit+εit

(2)

基于以上數(shù)據(jù)，本文以計量模型(1)、(2)為基本依據(jù)，在考慮和不考慮均衡性轉移支付與人均預算收入的交互項兩種情形下進行回歸分析。由于均衡性轉移支付是按照地方政府的標準財政收支差額來進行分配的，因此選擇“均衡性轉移支付”的滯后一期作為工具變量來解決核心解釋變量的內生性問題。實證過程中依次采用了混合最小二乘估計法(POLS)、固定效應估計法(FE)和隨機效應估計法(RE)來考察均衡性轉移支付對地方財政支出的影響。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文基于2005～2009年全國321個縣級的數(shù)據(jù)(“均衡性轉移支付”的縣級數(shù)據(jù)我國只公布到2009年)，數(shù)據(jù)來源于《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》、《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》及《中國縣市社會經濟統(tǒng)計年鑒》。2007年我國經歷了政府收支科目分類改革，財政支出按照功能和經濟性質進行分類，為了便于對2005～2009年間我國地方政府財政支出結構進行研究，本文對2007年改革前后支出科目進行分析和整理，使之成為統(tǒng)計口徑大體一致的財政支出分類數(shù)據(jù)：將統(tǒng)計資料里我國公共支出類別劃分成以下四種財政支出類型：行政管理類支出、科教文衛(wèi)類支出、經濟服務類支出、社會保障類支出(韓冰，2014)[20]。

2007年以后的“一般公共服務、國防支出、公共安全、外交支出”對應2007年之前的“行政管理費及公檢司法支出”；2007年以后的“教育、科學技術、文化體育與傳媒、醫(yī)療衛(wèi)生支出”對應2007年之前的“教育支出、科學支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出”；2007年以后的“環(huán)境保護支出、城鄉(xiāng)社區(qū)事務支出、農林水事務支出、交通運輸支出、工商商業(yè)金融等事務支出”對應“基本建設支出、農業(yè)、林業(yè)支出、水利和氣象支出”；2007年以后的社會保障與就業(yè)支出對應2007年以前的社會保障補助支出。這樣保證了考察的年份區(qū)間內的統(tǒng)計口徑的一致。

(三)基準回歸估計結果與分析

從模型(1)和模型(2)回歸結果顯示，普通標準誤下固定效應的F統(tǒng)計量分別為5.24和2.84，二者均通過了1%的顯著性水平檢驗，表明采用固定效應回歸優(yōu)于混合效應；在包含和不包含交互項兩種情形下的Hausman檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，據(jù)此我們采用固定效應估計結果進行分析。

從表1的估計結果看，模型中的均衡性轉移支付及地方一般預算收入這兩個核心解釋變量與各類財政支出明顯正相關，并一直在1%的置信水平下顯著。這表明，在其他條件一定時，均衡性轉移支付規(guī)模的加大會帶來各類地方財政支出水平的上升，其影響程度較強，也就是說，均衡性轉移支付會造成地方財政支出的“粘蠅紙效應”。分別對四類公共財政支出類別進行比較發(fā)現(xiàn)：經濟服務類支出的回歸系數(shù)比其他三類財政支出的系數(shù)要略高一些，這說明地方政府在獲得中央的均衡性轉移支付資金后，對于公共服務的供給上并非圍繞著中央政府的政策目標，而且會優(yōu)先用于經濟建設支出，這與以往的研究結果一致(尹恒，2011；付文林，2012)[14][15]；其次是社會保障類支出和文教科衛(wèi)類支出，系數(shù)與經濟服務類支出相差不大，這表明目前我國均衡性轉移支付雖然存在著軟預算約束問題，但因為均衡性轉移支付是以基本公共服務均等化為目標的轉移支付形式，但在地方財力狀況好轉后，地方會努力改善本地區(qū)的民生性基本公共服務水平，而不是一味地在發(fā)展經濟建設性支出、政府消費性支出等。這個與以往研究不同的結論表明：均衡性轉移支付會比其他形式的轉移支付(如：專項轉移支付)均等化效果更好，更有利于達到中央政府的政策目標，所以說，我國進一步加大均衡性轉移支付比例是優(yōu)化轉移支付結構的主要方向。

表1 均衡性轉移支付與地方支出結構回歸結果(N=321)

注：*** 、** 、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；括號中為t值。下表同。

以上兩個模型的回歸結果中發(fā)現(xiàn)均衡性轉移支付對“行政管理類支出”的促進作用最小，這是由于支出責任越傾向于地方政府，地方政府越傾向于節(jié)約行政開支(黃國平，2013)[21]，而本文選擇的是縣級數(shù)據(jù)，基本公共服務的支出責任主要在縣級政府，所以與地方政府自有財政收入相比，中央對地方的均衡性轉移支付資金用于行政管理類支出的比例較小一些。這個實證結果與Oates(1985)[22]認為的隨著轉移支付資金規(guī)模的增大，地方政府支出規(guī)模也增大的觀點相反，而與李婉(2007)[23][24]的研究結論基本一致。

地方人均一般預算收入在回歸結果中均顯著為正，并且經濟服務類支出系數(shù)最大，這表明自有收入越高的地區(qū)，各類財政支出的人均量都越高，這一定程度上體現(xiàn)了財政分權體制下地方財政能力所存在的差異；并且地方自有財政收入越多的地區(qū)，人均基本建設支出會隨之大幅增加，這說明，地方政府存在富余財力時，傾向于將其用于短期生產性投資，這可能是受政治博弈和任期周期的影響。

交叉項的回歸系數(shù)在行政管理支出模型中為所預期的負數(shù)，不過在所有的回歸模型中都不顯著。根據(jù)表1中從四個加入交互項模型的回歸結果中可知：當經濟欠發(fā)達地區(qū)的均衡性轉移支付資金增加后，在科教文衛(wèi)支出、社會保障支出方面的支出會大幅度增大，刺激作用大于在經濟服務性支出方面。對兩個模型橫向比較來看，均衡性轉移支付制度下，在我國積極推進民生建設的過程中，經濟欠發(fā)達地區(qū)，在民生行支出上提高的幅度更大，而那些經濟發(fā)達地區(qū)更偏向于增加消費性財政支出。這說明當財力未達到一定水平前，均衡性轉移支付資金會按照公共服務均等化目標進行分配，當財力相對充裕了，地方官員為爭取全國經濟社會的相對地位，傾向于將額外的財力用于機構運轉和人員經費及自身偏好的項目，這進一步說明了目前我國地方公共預算的監(jiān)督體制還很不健全，可能存在著嚴重的攀比現(xiàn)象。

表2 工具變量回歸結果(N=321)

工具變量回歸結果(如表2)可以得出上述相似結論。Wald外生性檢驗都拒絕了原假設，表明均衡性轉移支付的滯后一期是內生的，工具變量估計量才是一致的。本文還對模型進行了弱工具變量檢驗，拒絕了原假設，表明不存在弱工具變量問題。

進一步地，本文認為：人均GDP對各類地方財政支出的影響可能是非線性的，在經濟發(fā)展較為落后的地區(qū)，地方政府將會隨著人均GDP的提高而增加某類財政支出的比重，從而減少其他支出比重；而當經濟發(fā)展水平超過某個臨界值后，人均GDP的增加又會增加另一類財政支出比重。值得注意的是，地方政府財政支出結構除了與經濟發(fā)展水平不同階段影響不同之外，還可能存在另一個現(xiàn)象：地方政府在支出結構上的非民生性支出偏好不僅不會隨著經濟水平的提高而自然地得到改變，還可能進一步激化。為此，我們對這個問題進行非線性估計。

三、均衡性轉移支付對地方財政支出結構影響的非線性估計

在前文的實證及結果分析的基礎上，這部分運用Hansen(1999)提出的面板門檻模型(panel threshold model)，考察不同經濟發(fā)展水平下均衡性轉移支付對地方財政支出結構的非線性影響。在實證分析中，采用對數(shù)據(jù)進行自動識別的方法，來確定門檻變量人均GDP的門檻值，表明經濟發(fā)展水平處于門檻值的前后，均衡性轉移支付對地方財政支出的影響將存在顯著不同，然后再進一步進行分段估計。為此，本部分構建面板門檻模型如下：

Spendtypeit=α1tranitI(Ln_pergdp<γ1)+α2tranitI(γ1Ln_pergdp<γ2)+...

(3)

Spendtypeit=α1tranit×RevitI(Ln_pergdp<γ1)+α2tranit×RevitI(γ1≤Ln_pergdp<γ2)

(4)

式(4)中，Spendtypeit表示第i個省份第t年的人均某類財政支出；γn表示待估計的門檻值；指標Revit為第i個省份第t年人均一般預算收入，指標tran×Rev為交叉項，I為示性函數(shù)，Xit是上文所述的控制變量，主要包括有：人口密度、固定投資總額占比、職工人數(shù)占比、在崗職工平均工資等；εit為隨個體與時間而改變的隨機擾動項。

(一)門檻效應檢驗

根據(jù)面板門檻模型的的方法，首先對四類支出、兩種自變量的八個方程的門檻效應進行檢驗，以確定回歸方程中的門檻值個數(shù)。方程(3)(5)(7)(9)的被解釋變量分別為：地方政府行政管理類支出、科教文衛(wèi)支出、經濟服務類支出以及社會保障類支出，解釋變量為均衡性轉移支付占比；方程(4)(6)(8)(10)的解釋變量換為均衡性轉移支付占比與人均一般預算收入交叉項，表2的結果顯示，八個方程(方程(5)-(10)形式略)在單一門檻檢驗在1%的顯著水平上拒絕原假設，而且雙重門檻、三重門檻效應檢驗都至少是在5%的顯著水平上拒絕原假設，即存在三重門檻效應。我們接下來在識別這些門檻值的基礎上進行計量參數(shù)估計，具體如表3所示。

表3 門檻估計值

注：自舉(Bootstrap)抽樣次數(shù)設定n=500。

(二) 門檻模型估計

本部分在前文對門檻值測度的基礎上，采用均衡性轉移支付占比和交叉項分別作為解釋變量，對均衡性轉移支付對地方財政支出的影響機制進行進一步檢驗，即方程(3)(4)。同時對上述方程進行回歸分析時先采用固定效應模型(FE)，但為了保證估計結果更可靠，我們對參數(shù)估計有效性進行對比分析，為此采用穩(wěn)健性標準誤下的固定效應模型(FE_Robust)來做進一步分析(吳俊培，2015)[25]。

表4 三重門檻模型估計結果FE_rubost

如表4所示，模型均以地區(qū)人均GDP為門檻變量，由于地方政府四類支出的單一門檻效應檢驗都在1%的顯著水平顯著，因此初步判定存在門檻效應；在確定存在單一門檻的基礎上繼續(xù)搜索雙重門檻值，得到其雙重門檻、三重門檻仍至少在5%置信區(qū)間內拒絕原假設，因此本部分我們重點關注三重門檻模型的回歸結果分析(如對單門檻及雙重門檻模型結果有興趣，可向作者索取)，其中(A)組為均衡性轉移支付占比的直接影響效應，(B)組為均衡性轉移支付占比與地方一般預算收入的交叉項的影響效應，交叉項這個指標是考察在均衡性轉移支付的均等化目標下，衡量地方政府自有財政能力與均衡性轉移支付規(guī)模的“此消彼長”的關系，用于考察我國均衡性轉移支付資金是否傾向于貧困地區(qū)。在三重門檻中，(A)組結果顯示均衡性轉移支付對地方政府的四類支出保持至少在5%的顯著水平上呈現(xiàn)正向的影響，這與我們的預期一致。在不同的門檻值將地方經濟發(fā)展水平劃分的區(qū)間中，我們發(fā)現(xiàn)，對四類財政支出的影響顯著不同：在行政管理類支出中，當?shù)胤浇洕叫∮诘谌齻€門檻值3.078萬元之前，均衡性轉移支付資金占比對地方政府的支出都產生正向的影響，并且一直在5%以上的置信水平下顯著；而科教文衛(wèi)類支出的回歸結果顯示，在任何經濟發(fā)展水平下，均衡性轉移支付的增加對科教文衛(wèi)支出的影響都是正向并非常顯著的。而對經濟建設類支出而言，其影響是最具有波動性的：在人均GDP小于第二個門檻值前2.068萬元，均衡性轉移支付對其在1%的顯著水平下正向的影響，而當經濟狀況處于第二個門檻值2.068和第三個門檻值3.428之間時，其影響變成負向的了，并且在5%的顯著水平下顯著，但當其超越第三個門檻值3.428之后，均衡性轉移支付資金的增加又會帶來經濟建設類的支出水平的增加。在社會保障支出中，人均GDP小于第一個門檻值0.633萬元，其系數(shù)為負數(shù)，但并不顯著，但當超越這個門檻值后，均衡性轉移支付對社會保障支出的影響呈明顯的正效應，并在1%的置信水平下顯著。綜上可知，總體來說，均衡性轉移支付對地方政府支出有顯著的粘蠅紙效應，也就是說地方政府通過均衡性轉移支付使得財力得到提升之后，除了會加大教育、醫(yī)療和社會保障進行民生性投資之外，還加大了政府性消費及經濟性建設支出。其次，不論在哪種經濟水平之下，均衡性轉移支付資金規(guī)模對科教文衛(wèi)支出都有正向刺激效應，均衡性轉移支付資金占地方財政比例越高，地方政府用于科教文衛(wèi)類的公共支出就越多，這說明均衡性轉移支付保障教育衛(wèi)生類的公共服務起到明顯的作用。再次，中央的均衡性轉移支付資金到達地方政府之后，一定程度上會經濟建設和行政管理類支出擠占，而且這種現(xiàn)象對于貧困地區(qū)來說更為明顯。最后，對于社會保障類支出而言，地方政府通過均衡性轉移支付使得財力得到提升之后，用于社會保障的民生性支出反而有所降低，直到經濟發(fā)展到一定水平后，才會對其重視，并且隨著經濟的發(fā)展水平越高，社會保障類支出規(guī)模也會越大，這表明，均衡性轉移支付制度對地方政府積極提升公共服務水平起到了一定的正向效應。

我們再從三重門檻中的(B)列回歸結果中來分析：在均衡性轉移支付的均等化目標下，由于地方政府自有財政能力與均衡性轉移支付規(guī)?！按讼碎L”的關系，來考察我國均衡性轉移支付資金對地方政府支出行為的影響。可以發(fā)現(xiàn)：在行政管理類支出的結果中，當?shù)胤浇洕匠^第一個門檻值2.409，但小于第二個門檻值3.078時，交叉項對其為正向影響，并在1%的置信水平下顯著，而當?shù)胤浇洕匠^第二個門檻值3.078后，交叉項對地方政府的支出的影響轉為負向，并且也非常的顯著，但在其它經濟發(fā)展水平下，影響都不顯著。但在科教文衛(wèi)類支出中，可以看到，在人均GDP小于1.068萬元貧困地區(qū)，交叉項對其為正向顯著的影響，但在人均GDP介于1.068與1.115萬元之間，影響變成負向，而超過這個門檻值之后，又變成正向影響。在經濟建設類支出中，當經濟水平介于1.941萬元與3.387萬元之間，其為負向影響，并且在5%置信水平下通過了顯著性檢驗，但經濟水平超過之后，經濟建設類支出會隨著地方總財力的增加而增加。最后，在任何經濟發(fā)展水平下，交叉項對社會保障支出在1%的置信區(qū)間內有顯著的正向影響。綜上可以看出，首先，與(A)組回歸結果相比，交叉項在行政管理類支出、科教文衛(wèi)支出及經濟服務類支出的模型中的回歸系數(shù)為負，這與上文的預期一致，這一方面說明我國均衡性轉移支付確實傾向于補助相對貧困地區(qū)，地方的自有收入增加了，那相應得到的均衡性轉移支付資金就會減少，這樣“此消彼長”的狀況對經濟處于一般水平的地區(qū)來說，交叉項對各類支出形成反向刺激，這是因為，當?shù)胤秸玫降木庑赞D移支付資金相對減少，自有財力又不十分充足的情況下，由于粘蠅紙效應，它會更珍惜來自于本地稅收的收入，這樣一來，就會減少各類財政支出的規(guī)模；另一個方面也說明落后地區(qū)的地方自有財力不足，過度依賴轉移支付補助，這表明我國分稅制財政體制下，地方政府的財力、事權不匹配嚴重影響了公共服務的供給效率。其次，當?shù)胤浇洕l(fā)展水平達到很高水平，交叉項對各類支出的影響都為正向的，并都通過了顯著性檢驗，這說明，要提高地方的公共服務水平，關鍵還在于地方政府自身財力，而不能依賴中央的均衡性轉移支付，因此，在保證地方政府的公共服務均等化的同時，構建具有激勵機制的轉移支付顯得尤為重要。最后，對比而言，在經濟服務類支出模型中可發(fā)現(xiàn)，地方政府通過均衡性轉移支付使得財力得到提升之后，對經濟服務類支出刺激最大，地方政府更有積極性增加經濟建設性支出，這是因為在財政分權體制下，地方官員間的晉升錦標賽促使他們更有激勵投身到經濟建設當中去(周黎安，2007)[26]；當經濟水平在兩個門檻值之間時，增加的均衡性轉移支付資金對這類支出有負向影響，當經濟到了發(fā)達水平，均衡性轉移支付資金會再次刺激經濟服務的支出；另外，均衡性轉移支付資金會一直刺激社會保障支出，這說明政府對民生福祉的支持會進入快速發(fā)展階段。

在固定效應和穩(wěn)健性標準誤下的固定效應中得到的結論基本一致[注]“固定效應模型”(PE)的回歸結果略，如有興趣，作者備索。，這進一步說明了本部分結論的可靠性。由此得出，整體來看，均衡性轉移支付的均等化財力和基本公共服務的政策目標下，地方政府的粘蠅紙效應會在經濟欠發(fā)達地區(qū)略為明顯，當經濟達到一定水平，會加大對教育、基礎醫(yī)療建設的投入，這種發(fā)展狀況跟馬斯格雷夫和羅斯托提出的經濟發(fā)展階段論相吻合。綜上可知，中央的均衡性轉移支付對地方財政支出存在顯著的非線性影響。

四、基本結論與建議

本文利用2005～2009年全國321個縣的數(shù)據(jù)，理清中央均衡性轉移支付對地方政府財政支出影響的邏輯機制，結合門檻面板模型對不同經濟水平進行對比分析和檢驗，為激勵地方政府福利性公共服務支出、完善我國現(xiàn)行轉移支付制度提出以下建議：

第一，對于各類地方財政支出類別，在獲得均衡性轉移支付資金后均會帶來其財政支出水平的上升，也就是說，目前我國均衡性轉移支付規(guī)模擴大確實會帶來地方財政支出的粘蠅紙效應。這說明均衡性轉移支付雖然能夠在一定程度上緩解地區(qū)間財力失衡并提升地方性公共品供給，但其他類型的支出也隨之增加，因此，我國要加快改革中國式分權的官員績效評估機制，加強對地方政府用于自身公共服務類支出的透明化管理，嚴格制定均衡性轉移支付預算程序，硬化預算約束機制，增加財政監(jiān)督水平和能力，保證地方財政支出與當?shù)鼐用竦男枨蠡疽恢隆?/p>

第二，當經濟達到一定水平、財力狀況得到緩解后，地方政府會加大對教育、基礎醫(yī)療建設的投入，努力改善本地區(qū)的基本公共服務水平，結合已有研究結論可以發(fā)現(xiàn)均衡性轉移支付相對于其他形式轉移支付而言對地方政府支出行為具有一定的公共服務導向作用，其改善民生的激勵作用更為明顯，所以未來要進一步優(yōu)化財政轉移支付制度的結構，使之形成均衡性轉移支付為基礎、專項轉移支付為補充的合理模式，加強對地方政府轉移支付資金的具體使用用途的監(jiān)測及績效的評估，使得均衡性轉移支付對地方政府的社會性公共品供給行為產生有效激勵。

第三，欠發(fā)達地區(qū)由于經濟發(fā)展的壓力和自有財力的欠缺，地方政府對福利性公共服務供給激勵不足。因此，為解決各級政府間財力、事權關系不匹配的問題，可以從稅制改革為突破口，完善地方稅體系，培育稅基較為穩(wěn)定的競爭弱的稅種：如房地產稅作為地方稅的主要稅種，使之成為地方財政收入的主要來源，提高地方自有財政收入比重，從而逐漸改變地方財力過分依賴中央轉移支付的局面，以此保證均衡性轉移支付制度的政策效果，從而實現(xiàn)公共服務均等化的目標。