政府間轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡的關(guān)聯(lián)性分析

■//宗彩霞

十九大報告提出：“中國特色社會主義進入新時代，我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾”，解決新時期發(fā)展不平衡不充分問題的主要途徑是消除城鄉(xiāng)、區(qū)域的發(fā)展差距（許光建，2018）。實際上，區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展差距問題由來已久。

圖1 1995-2017年各地區(qū)人均GDP

從圖1中可以看出，在絕對值上，我國1995-2017年間人均GDP在東中西部地區(qū)之間存在較大的差距。1995年，東部、中部、西部的人均GDP分別為7104.32元、3693.13元及3035.34元，東部人均GDP比中部地區(qū)的多3411.19元，比西部地區(qū)多4068.98元。在1995年至2017年間，東中西三大地區(qū)人均GDP得到迅速提高，而其絕對值的差距也在不斷擴大的。2017年，東部、中部、西部的人均GDP分別為84991.65元、47766.17元及44717.22元，東部人均GDP比中部地區(qū)的多37225.49元，比西部地區(qū)多40274.43元。

圖2 1995-2017年各地區(qū)人均GDP差距

從圖2中可以看出，在相對值上，在2004年以前，我國地區(qū)發(fā)展的差距不斷擴大，東部人均GDP比上中部人均GDP由1995年1.9倍增至2004年2.2倍，東部人均GDP比上西部人均GDP由1995年2.3倍增到2004至2.6倍。2004年以后，我國地區(qū)發(fā)展的差距有所下降，2011年之后下降趨于平緩，東部人均GDP比上中部人均GDP從2004年2.2倍降至2017年1.8倍，東部人均GDP比上西部人均GDP由2004年2.6倍降至2017至1.9倍。從相對值上看，差距有所縮小，但是東部人均GDP比上中西部仍維持1.8倍以上的差距。

總體而言，東中西三個地區(qū)的差距在絕對值上在不斷擴大，在相對值上先上升后下降，有縮小的跡象，但東部和中西部地區(qū)的經(jīng)濟差距仍是不容忽視的。

目前的地區(qū)平衡發(fā)展戰(zhàn)略主要還是政府主導，通過改革政府間的關(guān)系來協(xié)調(diào)地區(qū)之間的關(guān)系（范子英，2010）。1994年分稅制改革后，財政收入占GDP的比重和中央財政收入占總財政收入比重得到顯著體高，而中央政府與地方政府的財政收入與支出的不對等，意味著每年有大量的中央政府對地方政府的轉(zhuǎn)移支付，緩解地方財政壓力。本文討論的政府間轉(zhuǎn)移支付是指中央政府對省級政府的轉(zhuǎn)移支付。本文從東中西部地區(qū)之間的經(jīng)濟發(fā)展不平衡的角度出發(fā)，探討其與政府間轉(zhuǎn)移支付政策的關(guān)系，希望能為新時期的發(fā)展問題提供一些建議。

一、文獻綜述

不同學者從不同角度對于轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡之間的關(guān)系進行研究。

其中部分研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)移支付沒有縮小地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距。張洪潔（2008）、王宵雅（2017）研究發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付沒有帶來地方經(jīng)濟發(fā)展差距的縮小，潘文軒（2011）認為財政轉(zhuǎn)移支付的財力再平衡能力存在不足，難以從根本上改變區(qū)域財力分配失衡的格局。有學者從收支角度解釋轉(zhuǎn)移支付未達到調(diào)節(jié)地區(qū)經(jīng)濟差距的原因。一方面，從轉(zhuǎn)移支付的資金來源角度出發(fā)，馬拴友和于紅霞（2003）發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付制度保護既得利益，具體而言，稅收返還方式使得富裕地區(qū)得到更多稅收返還，總體上沒有縮小地區(qū)差距。范柏乃和張鳴（2010）認為影響財政轉(zhuǎn)移支付資金分配的重要因素是中央政府對國家統(tǒng)一的政治考慮（少數(shù)民族，官員供養(yǎng)），省級政府在體制內(nèi)對財政轉(zhuǎn)移支付資金分配的影響相當有限，這種轉(zhuǎn)移支付資金分配方式不利于基本公共服務均等化的實現(xiàn)。另一方面，從轉(zhuǎn)移支付的支出結(jié)構(gòu)考慮，馬海濤和朱夢珂（2016）研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)行的轉(zhuǎn)移支付支出中人均固定資產(chǎn)投資形成資本量相比于人力資本、技術(shù)水平過多，資本邊際產(chǎn)出遞減，導致落后地區(qū)難以培養(yǎng)拉動經(jīng)濟增長的動力，轉(zhuǎn)移支付制度作用下未能達到縮小欠發(fā)達地區(qū)與發(fā)達地區(qū)的差距。

也有文獻認為轉(zhuǎn)移支付可以縮小地區(qū)差距。Limoeiro和Danilo（2015）通過對巴西地區(qū)經(jīng)濟的考察，認為轉(zhuǎn)移支付是給經(jīng)濟開啟一個良性循環(huán)的開端，可以幫助落后地區(qū)形成增長潛力，有利于落后地區(qū)經(jīng)濟增長，改善了巴西區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的不平衡問題。陳斐和張延峰（2015）研究發(fā)現(xiàn)發(fā)現(xiàn)政府間轉(zhuǎn)移支付有利于促進經(jīng)濟增長，其中，轉(zhuǎn)移支付對于欠發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長作用大于全國總體水平。

以上文獻的差異說明已有文獻尚沒有就政府間的轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟之間的關(guān)系得出明確的結(jié)論。在考慮轉(zhuǎn)移支付與地方經(jīng)濟發(fā)展差距時，大部分文獻考慮的是轉(zhuǎn)移支付的制度問題，沒有將二者結(jié)合起來考慮這個問題，所以本文意從二者關(guān)聯(lián)性的角度出發(fā)，看二者之間的關(guān)系如何，以便從整體角度提出促進地區(qū)之間經(jīng)濟均衡發(fā)展的建議。

二、數(shù)據(jù)來源與描述性分析

為了分析轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域發(fā)展的關(guān)聯(lián)性關(guān)系，本文在變量選擇上是用人均凈轉(zhuǎn)移支付差距擬合各地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的差距，用人均GDP差距表明區(qū)域人均經(jīng)濟狀況，以此完成對二者聯(lián)系的分析。在數(shù)據(jù)分析之前，本文進行了描述性分析。

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

1.人均凈轉(zhuǎn)移支付差距的數(shù)據(jù)來源與處理。本文采用的凈轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)來源于為1996-2018年《中國財政統(tǒng)計年鑒》。東中西各地區(qū)的人均GDP數(shù)據(jù)是按照下面步驟整理得到的：

第一步，用1995-2017年的分省中央補助收入減去地方上解中央支出得到分省轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)。其中對于部分年份財政統(tǒng)計年鑒中缺失的數(shù)據(jù)用最近五年的平均值代替。

第二步，按照地區(qū)分類加總，分別形成東中西地區(qū)總的凈轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)，然后分別除以東中西地區(qū)人口數(shù)，得到1995-2017年的東中西地區(qū)人均轉(zhuǎn)移支分別為ETRAN，MTRAN，ETRAN。

第三步，記x1=ETRAN-MTRAN，x2=ETRANWTRAN，x3=MTRAN-WTRAN。其中x1代表東部人均凈轉(zhuǎn)移支付與中部人均凈轉(zhuǎn)移支付的差距，x2代表東部人均凈轉(zhuǎn)移支付與西部人均凈轉(zhuǎn)移支付的差距x3代表中部人均凈轉(zhuǎn)移支付與西部人均凈轉(zhuǎn)移支付的差距。以此形成23組的數(shù)據(jù)。

2.人均GDP差距的數(shù)據(jù)來源與處理。本文用的人均GDP的數(shù)據(jù)來源于1996-2018年的《中國統(tǒng)計年鑒》。東中西各地區(qū)的人均GDP數(shù)據(jù)是按照下面步驟整理得到的：

第一步，分別用東中西三個部分的各省GDP加總，得到東中西地區(qū)總的GDP，用各地區(qū)總的GDP分別除以各地區(qū)人口數(shù)，形成1995-2017東中西地區(qū)的人均GDP分別為EGDP，MGAP，WGDP。

第 二 步 ，記 y1=EGDP-MGAP，y2=EGDPMGAP，y3=MGDP-GDP，即y1代表東部人均GDP收入與中部人均GDP收入的差距，y2代表東部人均GDP收入與西部人均GDP收入的差距，y3代表中部人均GDP收入與西部人均GDP收入的差距。以此形成23組的數(shù)據(jù)。

（二）描述性分析

在形成23組數(shù)據(jù)后，通過Eviews.7進行分析，得到東中西地區(qū)的人均GDP差距和人均凈轉(zhuǎn)移支付差距的統(tǒng)計特征見表1。

表1 東中西地區(qū)的人均GDP差距和人均凈轉(zhuǎn)移支付差距的統(tǒng)計特征

由上表1可知，從偏度來看，x1、x2和x3偏度為負數(shù)，即東中西地區(qū)的人均GDP差距都是呈現(xiàn)左側(cè)長尾特征，而y1、y2和y3偏度為正數(shù)，即東中西部人均凈轉(zhuǎn)移支付差距都呈現(xiàn)右側(cè)長尾特征。從峰度的角度說，x1、x2、x3、y1、y2和y3對應的時間序列峰度都沒有3大，顯示了其對應的時間序列不是尖峰的。由正態(tài)分布檢驗統(tǒng)計量JB概率為零，可知x1、x2、x3、y1、y2和y3對應的時間序列不具有正態(tài)分布特性。

圖3 時間序列對比走勢圖

由圖3可以看出，自從1995年以來，除了x3與y3對應的時間序列反向關(guān)系不明顯外，x2與y2對應的時間序列和x3與y3對應的時間序列的走勢大致為反向的，說明東中西部人均GDP差距對應的時間序列與東中西部人均凈轉(zhuǎn)移支付收入差距對應的時間序列基本上是反向關(guān)系，初步判定二者之間是有一定的關(guān)聯(lián)性。

自此，我們做了統(tǒng)計學意義上的關(guān)聯(lián)性分析，但是這并不能清楚的說明政府間的轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間有關(guān)聯(lián)關(guān)系，如果要得到更加清楚的說明，還要做進一步的計量性的分析。

三、實證分析

在做計量性的分析中，我們的目的是要知道研究對象是否是平穩(wěn)的，是否有關(guān)系（分為長期關(guān)系和短期關(guān)系），有什么樣的關(guān)系，所以依據(jù)這樣的思路，我們的計量性的分析就分為四個大塊：單位根檢驗、協(xié)整檢驗、誤差修正模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

（一）單位根檢驗

由于一般的時間序列都有可能是不平穩(wěn)的，但是傳統(tǒng)的回歸分析是建立在平穩(wěn)時間序列的前提下，如果研究的對象是不平穩(wěn)的，會造成結(jié)果不真實的問題，所以在所有的研究之前，一定會先驗證一下所做的實證對象是否是平穩(wěn)的。表2是對6個研究對象的單位根檢驗的結(jié)果

表2 ADF的檢驗結(jié)果

從上表2可知，6個時間序列的ADF模型檢驗的結(jié)果來看，六者的P值分別是0.048、0.0384、0.0002、0.0185、0.0008和 0.0027，都小于0.05，且六個模型的 t值分別 是-3.032783、-3.800995、-6.453118、-3.515279、-5.729474和-5.154362，小于5%的顯著性水平下的臨界值，拒絕隨機變量有單位根的原假設。

由此可知，x1、y1、x2和y2對應的時間序列都是一階單整的時間序列，x3和y3對應的時間序列都是二階單整的時間序列。x1和y1、x2和y2與x3和y3這三組時間序列都是同階單整的。這樣為下一步協(xié)整檢驗做好準備。

（二）協(xié)整分析

協(xié)整檢驗是檢驗非平穩(wěn)時間序列組之間是否存在長期均衡關(guān)系。因為本文分析的是兩個時間序列組之間的關(guān)系，可以使用Engle-Granger協(xié)整檢驗分析方法。所以下面的檢驗是通過Engle-Granger協(xié)整檢驗進行協(xié)整檢驗。

首先，列出下面式子：

然后進行回歸計算，如下表3。

表3 式（1）（2）（3）的OLS回歸估計結(jié)果

其次，對式（1）（2）（3）中的殘差序列分別記為e1、e2、和 e3，需要驗證它們是否是平穩(wěn)序列，表4-10表示對e的驗證。

由表4可知，由于殘差序列e1和 e3的P值分別為0.0419和0.0162，小于0.5，且t值分別為-2.041631和-2.473764，小于5%的顯著水平下的臨界值，所以拒絕殘差序列有單位根的原假設，殘差序列e1和 e3是平穩(wěn)序列。但殘差序列e2的P值分別為0.0738，大于0.5，且t值分別為-1.765411，大于5%的顯著水平下的臨界值，所以不能拒絕殘差序列有單位根的原假設，殘差序列e2是非平穩(wěn)序列。因此，只有序列x1與y1，x3與y3有協(xié)整關(guān)系，可以寫出回歸方程，序列x2與y2沒有通過協(xié)整檢驗，不能寫出對應的回歸方程。

表4 殘差序列的ADF檢驗結(jié)果

最后，可得回歸方程：

總結(jié)以上可知，x1與y1和x3與y3對應的兩隊時間序列存在協(xié)整關(guān)系，具有長期均衡關(guān)系。其中，由（4）式可知，東西部人均GDP差距與人均轉(zhuǎn)移支付差距呈現(xiàn)反向關(guān)系，其中東部人均凈轉(zhuǎn)移支付比人均凈轉(zhuǎn)移支付西部每減少1元，東部人均GDP比西部人均GDP就增加11.78140元，即隨著轉(zhuǎn)移支付的增加，說明隨著轉(zhuǎn)移支付的增加，東西部的經(jīng)濟差距沒有得到改善，反而有擴大的趨勢。（4）式的AdjustedR2為0.944095，說明在長期中擬合效果較好。另一方面，由（5）式可知，中西部人均GDP差距與人均轉(zhuǎn)移支付差距呈現(xiàn)反向關(guān)系，表現(xiàn)為中部人均凈轉(zhuǎn)移支付比西部人均凈轉(zhuǎn)移支付每減少1元，東部人均GDP比西部人均GDP就增加0.539712元，經(jīng)濟差距也有擴大的趨勢。（5）式的AdjustedR2為0.475269，說明擬合優(yōu)度的效果較差。說明中西部人均GDP差距與人均轉(zhuǎn)移支付差距雖呈現(xiàn)反向關(guān)系，并且隨著時間推移，預期未來預期可能會發(fā)生變化。

由協(xié)整分析可知，y2與x2對應的時間序列之間不存在協(xié)整關(guān)系，所以后面的分析中將剔除對序列y2與x2的分析，接下來的分析是針對x1與y1和x3與y3對應的兩隊時間序列是否存在短期關(guān)系，進一步探索政府間轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系。

（三）誤差修正模型

誤差修正模型可歸屬于協(xié)整分析，因為協(xié)整分析是分析長期中變量之間的均衡關(guān)系，而變量在長期具有均衡關(guān)系，不代表任何一個時點二者之間都會一直處于均衡狀態(tài)，當某一個時刻，也許由于突發(fā)狀況等等，二者之間的均衡關(guān)系會被打破，而該模型就是用來針對具有協(xié)整關(guān)系的變量之間，使得其短期非均衡狀態(tài)可以恢復到均衡狀態(tài)。根據(jù)信息準則（AIC和SC最?。x擇誤差修正模型，分別記e(-1)1、e(-1）3為序列x1與y1、序列x3與y3的誤差修正模型中的殘差序列，得到誤差修正模型的結(jié)果見表5。

由表6可知，因為序列x1與y1的誤差修正項e(-1)1的P值為0.3823，大于P的臨界值0.05，并且t值為-0.896928，也大于t值5%的臨界值-1.958088，所以可以判斷誤差修正模型不顯著，因此無法寫出誤差修正模型的具體方程式。顯然在短期，y1與x1對彼此的影響不是顯著的。而序列x3與y3的的誤差修正項e(-1）3的P值為0.0022，小于P的臨界值0.05，并且t值為-3.322766，也小于t值5%的臨界值-1.959071，所以可以判斷誤差修正模型顯著，其修正系數(shù)為-0.241887，因此無法寫出誤差修正模型的具體方程式。顯然在短期，y1與x1對彼此的反向影響。

表5 誤差修正模型的結(jié)果

也就是說，在短期內(nèi)，東西部的人均GDP差距與政府的轉(zhuǎn)移支付之間的關(guān)系是獨立的，而中西部的人均GDP差距與政府的轉(zhuǎn)移支付之間的關(guān)系卻是有反向修正的效果。說明在轉(zhuǎn)移支付的作用下，對各個地區(qū)的短期影響各不相同。

（四）格蘭杰因果關(guān)系分析

由于只有序列x1與y1，x3與y3有協(xié)整關(guān)系，序列x2與y2沒有通過協(xié)整檢驗，現(xiàn)在我們需要引入格蘭杰因果關(guān)系檢驗的方法，探索序列x1與y1，x3與y3是否有雙向影響或者是單向影響的關(guān)系。根據(jù)AIC和SC準則，選擇滯后期為6，進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，其檢驗結(jié)果見表6。

表6 格蘭杰因果檢驗的結(jié)果

由表6可知，在5%的顯著水平下，接受“y1不是x1的格蘭杰原因”的假設，接受“x1不是y1的格蘭杰原因”，。同理，接受“y2不是x2的格蘭杰原因”的假設，接受“x2不是y2的格蘭杰原因”的假設。由此可知，政府間的轉(zhuǎn)移支付與地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展沒有顯著地雙向影響或單向影響的關(guān)系。

四、結(jié)論與政策建議

本文通過政府間轉(zhuǎn)移支付與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系進行分析，得出結(jié)論是現(xiàn)行的轉(zhuǎn)移支付制度沒有縮小經(jīng)濟差距。一方面，就東部與其他兩個地區(qū)比較，東中部人均GDP差距與東中部人均凈轉(zhuǎn)移支付差距沒有長期均衡的協(xié)整關(guān)系；東西部人均GDP差距與東西部人均凈轉(zhuǎn)移支付差距存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系，并且這種均衡關(guān)系是反向的，也就是說，在東西部人均轉(zhuǎn)移支付差距越大時，并沒有使東西經(jīng)濟差距縮小，反而差距在加大。另一方面，中西部兩個地區(qū)比較而言，中西部人均GDP差距與東中部人均凈轉(zhuǎn)移支付差距存在長期的均衡關(guān)系，這種均衡關(guān)系也是反向的，說明中西部的轉(zhuǎn)移支付的差距擴大，亦是未帶來中西部地區(qū)人均GDP的收斂，反而差距在擴大，但是擴大的趨勢遠小于東西部地區(qū)擴大的程度。且二者通過誤差修正模型的檢驗，存在短期反向修正的關(guān)系，即短期內(nèi)，隨著轉(zhuǎn)移支付的差距變大，差距有縮小的趨勢。沒有通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，相互影響的特征不顯著。

因此，為了使得轉(zhuǎn)移支付發(fā)揮平衡地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的作用，需要設計更為合理的轉(zhuǎn)移支付制度，在平衡地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距的同時，避免轉(zhuǎn)移支付的效果因當前的財政競爭等因素而減少作用的問題。既要保障地方經(jīng)濟增長的活力，又要合理的看待轉(zhuǎn)移支付的制度改革、資金投入方向和監(jiān)督。具體建議如下：

（一）建立橫向稅收轉(zhuǎn)移制度

橫向稅收轉(zhuǎn)移制度是與總部經(jīng)濟有關(guān)，最突出的是總分機構(gòu)的企業(yè)所得稅問題，企業(yè)的總部一般在發(fā)達地區(qū)，而企業(yè)的生產(chǎn)機構(gòu)一般在要素價格較低的欠發(fā)達地區(qū)，形成地區(qū)之間的稅收轉(zhuǎn)移。我國的三大區(qū)域稅收轉(zhuǎn)移方向主要表現(xiàn)為從中西部地區(qū)向東部地區(qū)轉(zhuǎn)移的態(tài)勢，形成初次分配中經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的財力不平衡。應建立橫向的稅收轉(zhuǎn)移支付制度，形成以縱向轉(zhuǎn)移支付制度為主，橫向轉(zhuǎn)移支付制度為輔的新型財政轉(zhuǎn)移支付模式。

（二）優(yōu)化轉(zhuǎn)移支付的資金投入方向

轉(zhuǎn)移支付目前資金投入上偏離其公共服務均等化的目標，將資金主要用于行政管理和基本建設，，應改革當前單一的官員考核制，將指標由經(jīng)濟方面拓展為其他公共服務方面，同時中央轉(zhuǎn)移支付要配合地區(qū)公共服務的需要，增加對地方政府忽視的領(lǐng)域的投資，如教育、醫(yī)療等方面，改善中西部的公共服務，為中西部市場經(jīng)濟發(fā)展提高更加完善的環(huán)境。

（三）加強對轉(zhuǎn)移支付的監(jiān)督

中央轉(zhuǎn)移支付存在著資金截留和挪用問題，使得轉(zhuǎn)移支付的調(diào)節(jié)效果減弱。制定相關(guān)法律支付，加強對轉(zhuǎn)移支付資金的監(jiān)督管理，建立有效的財政轉(zhuǎn)移支付體系，要求轉(zhuǎn)移支付的接收方按照標準程序使用財政資金，并且接受定期和公開的審計（R.M.Bird&M.Smart，2002）。