轉(zhuǎn)移支付的資源配置效應研究
——基于區(qū)域間資本錯配視角

鄧曉蘭 金博涵 李 錚

一、引言

黨的十九大報告指出，“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”，區(qū)域間的經(jīng)濟發(fā)展不平衡正是這一矛盾的重要組成部分。與此同時，作為我國財政分權(quán)體制的重要組成部分，中央政府一直運用轉(zhuǎn)移支付來緩和區(qū)域發(fā)展不平衡狀況。自從1994年分稅制改革以來，為了彌補地方財權(quán)事權(quán)不匹配導致的財政缺口，同時平衡地區(qū)間發(fā)展差距，轉(zhuǎn)移支付的規(guī)模逐年遞增。根據(jù)財政部預算司的數(shù)據(jù)，2018年中央對地方轉(zhuǎn)移支付約為6.9萬億元，占當年GDP比重7.6%以上，而同期地方本級收入約為9.8萬億元，轉(zhuǎn)移支付規(guī)模為地方本級收入的70%，其重要性可見一斑。理論上，當資源在市場的價格機制驅(qū)動下自由流動時，會達到最優(yōu)的配置狀態(tài)，而轉(zhuǎn)移支付則是在不同層級政府之間通過行政機制進行無償劃撥。那么，如此規(guī)模龐大的資金在行政運行機制下的轉(zhuǎn)移讓渡對資源配置會產(chǎn)生怎樣的影響？能否優(yōu)化資源配置或者糾正資源錯配？在粗放的投資驅(qū)動經(jīng)濟增長的模式不可持續(xù)的背景下，探究這一問題對優(yōu)化現(xiàn)有的資源配置效率，盤活資源存量，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義，而且對完善轉(zhuǎn)移支付制度、促進區(qū)域間平衡發(fā)展可以提供政策啟示。

本文以探究轉(zhuǎn)移支付如何影響區(qū)域間資本配置效率來考察轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資源配置的影響機制及其效應。之所以著眼于區(qū)域間資本錯配，原因在于資本錯配是我國資源錯配問題中更嚴重、更值得關(guān)注和研究的部分[注]LSE教授金刻羽:資源錯配才是中國最大的麻煩事，http://www.eeo.com.cn/2016/1230/295844.shtml(訪問時間：2019年6月9日)。，與此同時，轉(zhuǎn)移支付涉及的資源配置主要是在不同區(qū)域之間。本文將致力于回答以下問題：轉(zhuǎn)移支付是促進還是抑制了區(qū)域間的資本優(yōu)化配置？一般性轉(zhuǎn)移支付同專項轉(zhuǎn)移支付的影響效應是否存在區(qū)別？轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資源配置的影響是否存在區(qū)域上的異質(zhì)性？造成這些影響背后的經(jīng)濟學邏輯是什么？

有關(guān)我國轉(zhuǎn)移支付的研究文獻并不少見，自從1994年分稅制以來，隨著轉(zhuǎn)移支付規(guī)模的增長，學界對轉(zhuǎn)移支付的關(guān)注程度也一直在增加。目前與轉(zhuǎn)移支付相關(guān)的文獻仍然集中于以下幾點：第一，關(guān)于轉(zhuǎn)移支付的財力均等化效應?；谑〖壝姘鍞?shù)據(jù)，陳建東等(2014)[1]、戴平生和陳壯(2015)[2]都認為中央財政轉(zhuǎn)移支付起到了均等化地方財力的積極作用，縮小了省際人均財力差距。吳強和李楠(2016)[3]將轉(zhuǎn)移支付劃分為一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付，并指出前者財力均等化效果明顯，而后者則擴大了地區(qū)間財力差距，從而在一定程度上抵消了前者的作用。對此，他們的解釋是貧困地區(qū)因拿不出與專項轉(zhuǎn)移支付配套的資金而失去專項轉(zhuǎn)移支付。賈曉俊和岳希明(2015)[4]認為一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付都向落后地區(qū)傾斜，不過一般性轉(zhuǎn)移支付較專項轉(zhuǎn)移支付財力均等化效應更強。相反地，基于縣級面板數(shù)據(jù)，尹恒等(2007)[5]發(fā)現(xiàn)上級財政轉(zhuǎn)移支付不但沒有起到均等化財力的作用，反而拉大了財力差異，尤其是專項轉(zhuǎn)移支付和稅收返還。第二，關(guān)于轉(zhuǎn)移支付對地方公共服務的影響。宋小寧等(2012)[6]發(fā)現(xiàn)一般性專業(yè)支付無法顯著影響基本公共服務供給，賈曉俊等(2015)[7]理論分析指出在地方政府“重投資輕民生”的支出傾向下，專項轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務均等化的目標更為有效?？娦×值?2017)[8]研究表明一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付均顯著抑制了城鄉(xiāng)公共服務差距的縮小，且這一影響顯著依賴城鄉(xiāng)支出偏向。第三，關(guān)于轉(zhuǎn)移支付與地方政府的收支行為。支出方面，現(xiàn)有文獻普遍認為轉(zhuǎn)移支付促進了地方政府支出規(guī)模擴張，即所謂的粘蠅紙效應(范子英和張軍，2010[9]；付文林和沈坤榮，2012[10]；毛捷等，2015[11])。收入方面，研究主要聚焦于轉(zhuǎn)移支付對地方政府稅收努力程度的影響(胡祖銓等，2013[12]；呂冰洋和張凱強，2018[13])。

目前關(guān)于資源錯配的研究可以粗略地劃分為測度類研究和成因類研究。測度類研究主要考察資源錯配給全要素生產(chǎn)率帶來了多大損失，卻不深究引致資源錯配的原因，成因類研究則致力于識別資源錯配的影響因素。測度類方面，國內(nèi)絕大多數(shù)文獻都是遵循Hsieh和Klenow(2009)[14]的思路測度企業(yè)間資源錯配。聶輝華和賈瑞雪(2011)[15]基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，利用企業(yè)間全要素生產(chǎn)率的離散程度率先測算了企業(yè)間的總體資源錯配程度，并且發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)間的資源錯配程度最為嚴重。邵宜航等(2013)[16]也利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫對企業(yè)間的資源錯配進行了再測算，并討論了不同規(guī)模企業(yè)間的資源錯配程度。龔關(guān)和胡關(guān)亮(2013)[17]基于同樣的數(shù)據(jù)，利用資本和勞動邊際產(chǎn)出的離散程度得到分要素的企業(yè)間資源錯配程度。也有文獻從行業(yè)間對資源錯配進行了測算，測算的思路為比較行業(yè)間勞動和資本的相對價格(曹玉書和樓東瑋，2012[18])，從而區(qū)分該行業(yè)勞動或者資本要素配置不足還是配置過度。另一方面，國內(nèi)的成因類研究也多以中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為樣本研究企業(yè)間資源錯配的成因。王文等(2014)[19]分析了產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)間資源錯配的影響，發(fā)現(xiàn)這一影響取決于產(chǎn)業(yè)政策是否促進了競爭。靳來群等(2015)[20]、邵挺(2010)[21]研究了所有制結(jié)構(gòu)對企業(yè)間資源錯配的影響，發(fā)現(xiàn)私有企業(yè)相對資本配置不足，而所有制結(jié)構(gòu)同行政權(quán)力相結(jié)合構(gòu)成行政壟斷才是造成資源錯配的主因。類似地，韓劍和鄭秋玲(2014)[22]研究了政府干預對行業(yè)間和行業(yè)內(nèi)企業(yè)間資源錯配的影響，王宋濤等(2016)[23]著眼于市場分割對各市內(nèi)企業(yè)間資源錯配的影響，周黎安等(2013)[24]考察了政治周期對地級行政區(qū)內(nèi)工業(yè)企業(yè)間資源錯配的影響。行業(yè)方面，季書涵等(2016)[25]分析了產(chǎn)業(yè)集聚對行業(yè)間資源錯配的改善效應；劉航和孫早(2014)[26]則研究了城鎮(zhèn)化對行業(yè)間資源錯配的成因。

相比于既有的研究，本文的邊際貢獻主要在于：一方面，本文將研究目標聚焦于資源錯配的成因，去探究現(xiàn)行轉(zhuǎn)移支付制度對區(qū)域間資本配置的影響效應，突破現(xiàn)有研究僅僅集中于企業(yè)間資源錯配的局限，拓寬關(guān)于我國資源錯配問題的研究視域；另一方面，本文基于資本配置效率的視角，去評估現(xiàn)行轉(zhuǎn)移支付制度對區(qū)域間資源配置的影響效應，最終為完善優(yōu)化轉(zhuǎn)移支付制度、提高地區(qū)間資源配置效率提供政策啟示。本文余下部分安排如下：第二部分為理論分析和假說提出；第三部分為區(qū)域間資本錯配的測算方法；第四部分為研究設(shè)計，包括模型設(shè)定和數(shù)據(jù)說明；第五部分為實證結(jié)果和討論；最后一部分總結(jié)全文并給出政策建議。

二、轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資源配置的影響機理分析[注]資源錯配指的是生產(chǎn)要素在不同的生產(chǎn)主體之間錯配的現(xiàn)象(具體地說，即邊際產(chǎn)出在各個主體之間不相等)。一般地，資源即生產(chǎn)要素包括資本和勞動?？紤]到本文的研究視角為基于“區(qū)域間”“資本”錯配的視角研究資源錯配的成因，將資源錯配、資本錯配、資源配置等概念混用。事實上，區(qū)域間資本錯配為資源(資本)錯配或者資源(資本)配置低效的表現(xiàn)之一。需要注意的是，后文中提及的“資本扭曲”則是就某個地級市而言，而資源錯配則是就同一個省份不同城市之間而言，因為只有涉及多個生產(chǎn)主體時才存在資源“配置”的問題。

諾貝爾經(jīng)濟學獎得主詹姆士·布坎南于1952年在政治經(jīng)濟學雜志(JournalofPoliticalEconomy)發(fā)表了《聯(lián)邦補助與資源配置》[27]一文，并在最后指出轉(zhuǎn)移支付的資源配置效應因情況而異，并不存在一個統(tǒng)一的結(jié)論。具體地，轉(zhuǎn)移支付是優(yōu)化了資源配置還是加劇了資源錯配將取決于轉(zhuǎn)移支付對地方政府支出行為的影響。遵循布坎南的思路，本文結(jié)合我國的現(xiàn)實背景，對這一問題進行理論分析并提出待檢驗的假說。

(一)轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資源配置的影響渠道

首先，當轉(zhuǎn)移支付對地方政府的支出行為影響表現(xiàn)為增加地方政府的“稅式支出”時，最終的影響效應取決于受影響的稅種和減免的稅額。具體地說，當轉(zhuǎn)移支付在一定程度上滿足了地方財政支出的需要時，地方政府會減少征收本地財政收入的激勵，從而增大地方政府進行“稅收競爭”的操作空間。在我國的分權(quán)體制背景下，地方政府為了招商引資從而刺激當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展，會競相降低對企業(yè)稅負征收的力度，即所謂的“逐底競爭”。如果當?shù)仄髽I(yè)的實際稅率得到有效降低，那么企業(yè)家的資本回報率就會相應上升，進而影響到該地區(qū)相對其他地區(qū)的資本配置水平，我們將這一機制稱為“稅式支出”渠道。不少既有文獻的研究結(jié)論能夠為這一機制的存在性提供佐證。胡祖銓等(2013)[12]研究發(fā)現(xiàn)總量性質(zhì)轉(zhuǎn)移支付、均等性質(zhì)轉(zhuǎn)移支付會降低地方征稅努力，而配套性質(zhì)轉(zhuǎn)移支付則能增進其征稅努力，但凈效應仍體現(xiàn)為轉(zhuǎn)移支付降低了地方政府的征稅努力程度。然而，呂冰洋和張凱強(2018)[13]則指出轉(zhuǎn)移支付對地方征稅努力的影響取決于上下級政府的支出偏好，轉(zhuǎn)移支付的稅收努力效應因地而異，因此各地區(qū)企業(yè)面臨著差異化稅率。

其次，當轉(zhuǎn)移支付用于提供基本公共服務時，將增加該地區(qū)資本的互補性生產(chǎn)要素的存量，在新古典生產(chǎn)函數(shù)中，這將導致資本的邊際產(chǎn)出提高。基本公共服務主要包括醫(yī)療和教育兩個主要組成部分(“基本公共服務”渠道)。醫(yī)療方面，在一般性轉(zhuǎn)移支付的下屬科目中，就包括“城鄉(xiāng)居民醫(yī)療保險轉(zhuǎn)移支付”。當?shù)胤结t(yī)療公共服務水平提高時，將會提升當?shù)氐娜肆Y本水平，從而增加新古典生產(chǎn)函數(shù)中A的存量，進而提高資本的邊際產(chǎn)出(MPK)。教育方面，一般性轉(zhuǎn)移支付中的“城鄉(xiāng)義務教育補助經(jīng)費”和專項轉(zhuǎn)移支付中的“教育支出”都明確屬于這一范疇。當?shù)胤浇逃A(chǔ)設(shè)施得到改善時，對資本配置的影響較為復雜。一方面，類似于醫(yī)療公共服務的影響機制，教育水平的改善也將提高當?shù)氐娜肆Y本存量，從而提高當?shù)氐馁Y本邊際產(chǎn)出。另一方面，隨著人們的受教育水平提高，人口流動的概率也越來越大，尤其是體現(xiàn)為落后地區(qū)的教育程度相對較高的人口凈流出。原因在于，其一，受教育程度高的個體掌握的信息更加豐富，更能發(fā)現(xiàn)其他地區(qū)好的就業(yè)機會。其二，他們更加了解生活環(huán)境的重要性，因而有更強烈的遷徙到人均收入更高的地區(qū)的意愿。在這一機制下，教育水平提高引起的勞動力流動會減少當?shù)氐馁Y本收益率，但就整體而言將提高資源的配置效率。

最后，轉(zhuǎn)移支付可能被用于支撐地方政府的生產(chǎn)性支出，增加投資進而積累資本，從而推動地區(qū)經(jīng)濟增長，即“投資”渠道。在我國財政分權(quán)同政治集權(quán)結(jié)合而成的“中國式分權(quán)”背景下，地方官員為謀求政治晉升而過度追求地區(qū)GDP數(shù)字的提升已成為學術(shù)界的共識(周黎安，2007[28]；Xu，2011[29])，從而形成了輕公共服務、重基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、輕民生性支出、重生產(chǎn)性支出的扭曲的支出結(jié)構(gòu)(張軍等，2007[30]；尹恒和朱虹，2011[31])。根據(jù)邊際報酬遞減的規(guī)律，投資的增加將降低該地區(qū)資本的邊際產(chǎn)出，從而影響該地區(qū)相對其他地區(qū)的資本配置水平。

(二)轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資源配置影響的異質(zhì)性

如上所述，轉(zhuǎn)移支付主要通過“稅式支出”“基本公共服務”和“投資”三種渠道影響當?shù)刭Y本的邊際生產(chǎn)率，進而影響其資本配置相對水平。然而，這三種渠道在不同情況下又有不同的表現(xiàn)，因此，本文接下來討論不同情形下轉(zhuǎn)移支付的資源配置效應。

1.一般性和專項轉(zhuǎn)移支付對資源配置的影響。

我國目前的轉(zhuǎn)移支付主要包括一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付。前者用于縮小區(qū)域間財力差距，實現(xiàn)基本公共服務均等化，資金的分配主要依據(jù)公式法進行，且地方政府具有資金的自主使用權(quán)；后者則被規(guī)定了具體的資金使用方向，在分配時往往依托于項目，且一般需要地方政府提供配套資金。兩者的差異也造成了其區(qū)域間資源配置效應上的異質(zhì)性：第一，相比一般性轉(zhuǎn)移支付，專項轉(zhuǎn)移支付由于對配套資金的要求會增加地方政府的財政壓力，因此在“稅式支出”渠道下可能是負向影響，即加大地方政府征稅力度進而降低資本的收益率。第二，一般性轉(zhuǎn)移支付的初衷旨在實現(xiàn)各地基本公共服務均等化，而專項轉(zhuǎn)移支付廣泛用于包括基本公共服務在內(nèi)的各個領(lǐng)域，從這個角度上說，一般性轉(zhuǎn)移支付應該有更好的基本公共服務供給效應。然而，研究發(fā)現(xiàn)一般性轉(zhuǎn)移支付對基本公共服務的供給影響極其微弱(宋小寧等，2012[6])，原因在于一般性轉(zhuǎn)移支付由于不規(guī)定用途而被地方政府挪用，更多地用于社會運行、行政管理支出和投資建設(shè)(伏潤民等，2008[32]；付文林和沈坤榮，2012[10])。第三，地方政府的投資沖動已經(jīng)被很多研究證實(范子英，2015[33])，因此地方政府在獲取大規(guī)模的轉(zhuǎn)移支付資金之后會用于生產(chǎn)性支出，大規(guī)模投資于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。即便轉(zhuǎn)移支付的資金已經(jīng)被規(guī)定了用途，也有被挪用和擠占的可能(周飛舟，2012[34])。苑德宇和宋小寧(2015)[35]的研究表明，非專項轉(zhuǎn)移支付(包括一般性轉(zhuǎn)移支付和稅收返還)和專項轉(zhuǎn)移支付均促進了政府的投資，且非專項轉(zhuǎn)移支付的促進作用更大。

2.轉(zhuǎn)移支付影響資本扭曲程度的區(qū)域異質(zhì)性。

眾所周知，現(xiàn)實中存在資本配置不足地區(qū)和資本配置過度地區(qū)[注]粗略地，本文將資本的邊際產(chǎn)出低于平均水平的市視為資本配置過度區(qū)，因為可以通過將該地區(qū)的部分資本引流向回報率更高的地區(qū)從而優(yōu)化資源配置。按照同樣的邏輯，將邊際產(chǎn)出偏高的地區(qū)視為資本配置不足區(qū)。，不同地區(qū)生產(chǎn)要素相對配置水平存在的差異會導致轉(zhuǎn)移支付的區(qū)域間資源配置效應不同。對于資本配置過度地區(qū)而言，其邊際資本產(chǎn)出相對于其他地區(qū)較低，此時應當引導資本流向資本收益率更高的其他地區(qū)，從而實現(xiàn)資本的優(yōu)化配置。或者通過增加當?shù)鼗パa性生產(chǎn)要素的存量，比如勞動和技術(shù)等來提高資本相對較低的邊際資本產(chǎn)出。資本配置不足地區(qū)的情形則恰好相反。比如，在轉(zhuǎn)移支付的基本公共服務渠道下，資本的互補性生產(chǎn)要素存量增加，這將導致資本配置過度區(qū)的資本要素扭曲程度有所改善而資本配置不足地區(qū)則會繼續(xù)惡化；而轉(zhuǎn)移支付對擴大投資的影響機制將繼續(xù)增加資本存量，進而改善資本配置不足地區(qū)的要素配置效率而惡化資本配置過度區(qū)的要素配置效率。

綜上所述，轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資本配置的影響效應比較復雜，各種機制交織且因情況而異，這也凸顯了進一步實證研究的必要性，從而對這一問題給出相對確定的研究結(jié)論。因此，提出以下三個子假說以待驗證：

H1.1：轉(zhuǎn)移支付能夠緩解區(qū)域間資本錯配。

H1.2：轉(zhuǎn)移支付不能顯著影響區(qū)域間資本錯配。

H1.3：轉(zhuǎn)移支付會加劇區(qū)域間資本錯配。

不過，鑒于既有的研究文獻普遍指出了地方政府重基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、輕基本公共服務的支出傾向，本文更傾向于認為在我國轉(zhuǎn)移支付的投資渠道更加顯著，進而影響區(qū)域間資本配置水平。因此，提出假設(shè)2。

H2：我國的轉(zhuǎn)移支付主要通過增加拉動投資的方式影響區(qū)域間資本配置。

將以上假說進一步延伸，如果轉(zhuǎn)移支付無法顯著增加基本公共服務的供給水平而是主要刺激了投資，那么根據(jù)上文的理論分析，由于轉(zhuǎn)移支付無法增加資本的互補性生產(chǎn)要素存量且會持續(xù)積累資本，繼而有假說3和假說4。

H3：轉(zhuǎn)移支付無法改善資本配置過度區(qū)的資源配置水平。

H4：轉(zhuǎn)移支付可以改善資本配置不足區(qū)的資源配置水平。

三、各省份內(nèi)各市間資本錯配的測算

根據(jù)Li和Martinez-Vazquez (2018)[36]，我們采用下式對各省份內(nèi)各市間資本錯配進行測算：

misallit=Std(MPKijt)/Mean(MPKijt)

(1)

上式中，i表示省份，j表示屬于省份i的市，t表示年份。Std(MPKijt)表示i省份各市資本邊際產(chǎn)出的標準差，Mean(MPKijt)則表示i省份各市資本邊際產(chǎn)出的均值?？梢钥闯鍪?1)首先用各省份內(nèi)各市間資本邊際產(chǎn)出的標準差捕捉其離散程度，再除以相應的均值進行標準化，從而得到各省份之間可比的指標。misallit越大，表明該省份內(nèi)各市之間資本邊際產(chǎn)出的離散程度越大，相應的區(qū)域間資本錯配程度就越高。值得一提的是，在這一測算方法下，基于各省份內(nèi)各市間數(shù)據(jù)進行測算恰好可以為實證研究提供面板回歸模型的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，如果以各省份數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行測算，那么每一年只能得到一個關(guān)于各省份間資本錯配的衡量指標，最終得到的結(jié)果是時間序列的形式。

接下來就是對各市資本的邊際產(chǎn)出進行測算。沿著Caselli和Feyrer (2007)[37]的簡單思路，在規(guī)模報酬不變的生產(chǎn)函數(shù)和完全競爭的假設(shè)下，資本的邊際產(chǎn)出等于資本的回報率，后者可以從資本的產(chǎn)出份額(s)、總產(chǎn)出(Y)和資本存量(K)三者的關(guān)系演算得到：

MPK=sY/K

(2)

在式(2)中，總產(chǎn)出(Y)可以直接用該市的名義GDP刻畫。對于資本的產(chǎn)出份額(s)，由于無法獲得市級的數(shù)據(jù)，本文用省級數(shù)據(jù)替代，參照Bai等(2006)[38]，資本的產(chǎn)出份額由1減去勞動的產(chǎn)出份額得到。最后，需要估算出各市的資本存量。參照張軍等(2004)[39]、單豪杰(2008)[40]對省級資本存量估算的研究，使用永續(xù)盤存法對市級資本存量進行估計。根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，將1990年作為基年。針對永續(xù)盤存法所需要的各項數(shù)據(jù)，本文具體設(shè)定如下：使用固定資產(chǎn)投資扣除房地產(chǎn)開發(fā)投資作為生產(chǎn)性投資的度量；將折舊率設(shè)為10%；基期即1990年的資本存量由1990年的投資除以1991—1995年相應的平均投資增速和折舊率之和得到。值得一提的是，不同文獻關(guān)于資本存量的測算結(jié)果分歧很大，基年的選取、折舊率的選擇、固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)的選取等都會對結(jié)果產(chǎn)生影響。但是，應當明確，本文的研究目的不在于準確地測算各地區(qū)的資本存量，相反，本文的研究方法對于測量誤差有很大的容忍度。一方面，在式(1)中，標準差是對總體相對離散程度的刻畫，而且經(jīng)過了相應的標準化處理；另一方面，這里的測度結(jié)果是在后文的回歸分析中作為被解釋變量出現(xiàn)的，而多元回歸分析主要利用的信息是變量的變動程度而非其水平值。

考慮到測算基于嚴格的理論假設(shè)、指標計算過程中的測量誤差以及資源錯配本身的調(diào)整成本，有必要更換測算方法刻畫區(qū)域間資本錯配。借鑒Bartelsman等(2013)[41]中采用生產(chǎn)率和其他宏觀變量的相關(guān)性對資源錯配進行刻畫，本文通過計算資本的邊際產(chǎn)出和當年該區(qū)域的投資的相關(guān)系數(shù)來重新對各省份內(nèi)各市間的資本錯配進行測度，即：

misall2it=corr(MPKijt,Iijt)

(3)

此處，I表示當年的固定資產(chǎn)投資，其余標識與公式(1)一致。這一測度方法背后的經(jīng)濟學直覺是：如果資源配置是有效的，那么邊際產(chǎn)出越高的區(qū)域當期的固定資產(chǎn)投資應該越多，即資本邊際產(chǎn)出同新增固定資產(chǎn)投資之間正相關(guān)。因此，misall2越大，表示區(qū)域間資本配置越有效，資本的錯配程度也就越低。

另外，在市級層面，我們用下式測度各市資本扭曲程度：

absdmpkijt=|MPKijt-Mean(MPKijt)|

(4)

上式衡量了各市資本邊際產(chǎn)出對于該省份內(nèi)平均水平的偏離程度，偏離水平越大，表明資本扭曲程度越高。注意此處為絕對值，因此不區(qū)分是資本配置過度還是資本配置不足[注]這里的資本扭曲主要是省份內(nèi)某市相對于其他市或者省份內(nèi)整體水平的扭曲，因此使用省份內(nèi)各市邊際資本產(chǎn)出的均值作為平均水平的一個度量?；蛘撸梢栽诶碚撋霞俣ㄔ撌》輧?nèi)存在一個調(diào)整后的最優(yōu)資本邊際產(chǎn)出，此時所有市的邊際資本產(chǎn)出都等于這一個數(shù)值，我們用省份內(nèi)各市邊際資本產(chǎn)出的均值作為這個數(shù)值的度量，而需要將所有城市的邊際資本產(chǎn)出都調(diào)到這一個水平：如果邊際資本產(chǎn)出偏高，那么就引入資本；如果邊際資本產(chǎn)出偏低，那么就轉(zhuǎn)移出資本。從一定程度上說，公式(4)并不是一個準確的度量，因為我們無法保證現(xiàn)在邊際資本產(chǎn)出的平均值就是使得各市邊際資本產(chǎn)出相等的那個數(shù)值，而且事實上這個數(shù)值只在理論上存在，但基本上無法精確度量，因此這里使用各市邊際資本產(chǎn)出的平均值作為一個簡單易行且具有足夠合理性的度量方式。。

四、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定

首先，我們利用省級面板數(shù)據(jù)，通過考察各省份對其所轄各地級市分配的轉(zhuǎn)移支付是否改善了該省份內(nèi)各市間的資本錯配程度，來回答轉(zhuǎn)移支付能否改善區(qū)域間資本錯配這一問題。具體地，采用如下回歸方程：

misalli,t=α+βtransferi,t+γZi,t+ηi

+νt+ξi,t

(5)

式中，i表示省份，t表示年份，α表示常數(shù)項，ξi,t是干擾項。被解釋變量misalli,t是測算得到的各省份內(nèi)各市間資本錯配程度，核心解釋變量transferi,t為轉(zhuǎn)移支付，在回歸中將分別用totaltransfer(轉(zhuǎn)移支付總額，包括一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付)以及gentransfer(一般性轉(zhuǎn)移支付)和eartransfer(專項轉(zhuǎn)移支付)替換該變量從而考察一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付可能存在的不同效應。并且將轉(zhuǎn)移支付的絕對額除以相應的預算內(nèi)收入從而得到可比的轉(zhuǎn)移支付指標作為核心解釋變量。

一系列控制變量用Zi,t表示，根據(jù)以往文獻涉及的能夠影響資源錯配的因素，此處包括的控制變量包括：財政分權(quán)變量(fdrev)、經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)、城鎮(zhèn)化水平(urban)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(secratio)、金融發(fā)展水平(finance)、貿(mào)易開放度(trade)、國有企業(yè)比重(soe)、外商直接投資(fdi)、環(huán)境污染水平(sewage)。另外，為了刻畫市場化程度對資源配置的影響，我們分別引入了政府干預(expenditure)和市場化程度(market)。這兩個變量存在此消彼長的替代關(guān)系，即政府干預程度高時，市場化程度就相對變低，反之則反。

在各控制變量的測度方面，我們用各省份內(nèi)各市預算內(nèi)收入之后除以各省份總的預算內(nèi)收入來衡量收入分權(quán)，用人均GDP(萬元)來刻畫經(jīng)濟發(fā)展水平，用各省份城鎮(zhèn)人口比重測度城鎮(zhèn)化水平，用各省份第二產(chǎn)業(yè)所占比重來捕捉其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用各省份年末金融機構(gòu)貸款余額占GDP比重來衡量各省份金融發(fā)展水平，用進出口總額占GDP比重來控制貿(mào)易開放度的可能影響，用國有企業(yè)總資產(chǎn)所占比重來描繪國有企業(yè)比重，用外商直接投資規(guī)模占GDP比重來度量外商直接投資，用單位工業(yè)產(chǎn)值工業(yè)廢水排放刻畫環(huán)境污染水平。最后，本文對政府干預的刻畫方式是計算政府財政支出占GDP的比重，市場化程度則來自樊綱和王小魯編寫的《中國市場化指數(shù)報告》。

進一步地，我們將數(shù)據(jù)分解到市級層面，利用市級面板數(shù)據(jù)，考察各市獲得的轉(zhuǎn)移支付是否改善了該地區(qū)資本的扭曲程度。所采用的回歸方程如下：

absdmpkj,t=α+βtransferj,t+γMj,t+ηj

+νt+ξj,t

(6)

式中，absdmpkj,t是j市t期資本的邊際收益率對省份內(nèi)所有市的平均水平的偏離程度的絕對值，用來衡量該市資本配置的扭曲程度，該值越大，j市的資本扭曲程度就越嚴重。注意此處不區(qū)分資本配置過度還是不足，不過在分樣本回歸中我們將對兩者分開討論。

Mj,t是控制變量組成的向量。根據(jù)新古典生產(chǎn)函數(shù)，MPK=αY/K，其中Y為總產(chǎn)出，K為資本存量，因此控制變量主要包括：經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)、資本存量(capital)以及金融發(fā)展水平(finance)、人力資本水平(wages)、外商直接投資(fdi)和人口總量(population)。此處，我們用人均GDP(萬元)刻畫經(jīng)濟發(fā)展水平；資本存量來自測算資本錯配指數(shù)時的前期準備數(shù)據(jù)并除以GDP得到資本存量對GDP的倍數(shù)；金融發(fā)展水平和外商直接投資衡量方式同上；人力資本水平用全部職工工資總額占GDP比重來刻畫；人口變量的計算方式為年末總?cè)丝诘膶?shù)形式，注意到這一變量在一定程度上也可以刻畫勞動力存量。

(二)數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文回歸分析利用的數(shù)據(jù)包括2003—2016年省級層面的面板數(shù)據(jù)和市級層面的面板數(shù)據(jù)。相關(guān)的數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》和各省份的統(tǒng)計年鑒。值得說明的是，對于核心解釋變量地級市的轉(zhuǎn)移支付，目前公開可得的連續(xù)數(shù)據(jù)只截止到2009年，因此2003—2009年各市的一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)我們?nèi)∽訵IND數(shù)據(jù)庫；另一方面，我國財政部近年來一直致力于推動地方政府預算公開的工作詳見財預[2013]309號“關(guān)于推進省以下預決算公開工作的通知”、財預[2014]36號“關(guān)于深入推進地方預決算公開工作的通知”和財預[2016]143號“關(guān)于印發(fā)《地方預決算公開操作規(guī)程》的通知”。，地方財政數(shù)據(jù)也在近幾年逐漸公開，因此我們從各省份財政廳(或者政府)官方網(wǎng)站上獲取了2014、2015和2016年部分省份對其所轄地級市轉(zhuǎn)移支付的分配金額，從而形成了市級的非平衡面板數(shù)據(jù)。

表1 省級面板數(shù)據(jù)主要變量描述性統(tǒng)計

續(xù)前表

變量標識觀測個數(shù)平均值標準差最小值最大值soe3080.5120.1910.1400.850fdi3080.0040.0050.0000.040sewage30819.50617.4112.697126.372expenditure3080.1860.0740.0790.437market2646.3101.6273.32011.390

注：鑒于部分省份未公開對地級市分配的轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)，轉(zhuǎn)移支付變量的觀測值相對較少。具體地，2014年只有河北和遼寧兩個省份有相關(guān)的公開數(shù)據(jù)，2015年則包括河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、福建、江西、湖南、廣東(只含一般性轉(zhuǎn)移支付)、四川、貴州和甘肅，2016年包括河北、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、江蘇、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、廣東、廣西、四川、貴州、陜西和甘肅。本文統(tǒng)一保留了三位小數(shù)，因此，存在部分過小的數(shù)值四舍五入保留三位小數(shù)后為0.000，相應地，如果數(shù)值為0，則僅用0表示，下同。

表2 市級面板數(shù)據(jù)主要變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

在進行實證分析之前，需要說明的是，盡管本文的數(shù)據(jù)搜集工作截至2016年，而且相應地手工搜集到了2016年各市獲得的轉(zhuǎn)移支付數(shù)據(jù)，但是，需要注意到財政部于2015年9月發(fā)布了《中央對地方專項轉(zhuǎn)移支付績效目標管理暫行辦法》(以下簡稱《辦法》)的通知?！掇k法》規(guī)范了對專項轉(zhuǎn)移支付的績效考核，并且根據(jù)績效考核的情況，決定專項轉(zhuǎn)移支付是保留還是退出等選項，同時發(fā)布的還包括一系列規(guī)范化、格式化的績效考核表格以及績效考核流程，進一步使得績效考核更具操作性。而且，《辦法》給出了優(yōu)、良、中、差的四級考核結(jié)果，并明確規(guī)定考核結(jié)果為“差”的不給予安排預算。因此，為了避免這一重要的制度性改革的影響，本文主體部分使用2003—2015年的數(shù)據(jù)進行實證分析，并會在進一步討論部分對2016年的樣本進行比較分析。

(一)省級面板數(shù)據(jù)回歸分析

首先，本文利用省級面板數(shù)據(jù)，初步探究轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資本配置效率的影響。表3給出了利用模型(5)的回歸結(jié)果。所有模型均控制了個體固定效應和時間固定效應，以控制不可觀測因素的影響。被解釋變量為通過將各省份內(nèi)各市間資本邊際產(chǎn)出的方差除以相應的均值計算而得到的misall，核心解釋變量則依次為轉(zhuǎn)移支付總額、一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付。所有模型的擬合優(yōu)度都在70%以上，表明模型設(shè)定具備良好的解釋能力。我們首先觀察列(1)，列(1)中核心解釋變量是轉(zhuǎn)移支付的總額，包括一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付。可以看到，總轉(zhuǎn)移支付(totaltransfer)的系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為負，說明各省級政府對其所轄各市的轉(zhuǎn)移支付緩解了各市間的資本錯配問題。列(2)額外引入了市場化程度(market)作為控制變量，由于該變量的時間節(jié)點只到2014年，因此列(2)回歸的樣本相比列(1)少了一年(2015年)，但是可以看到，核心解釋變量總轉(zhuǎn)移支付的系數(shù)依然顯著為負。從數(shù)量上看，一個標準差的轉(zhuǎn)移支付增加可以降低資源錯配程度0.54個標準差。列(3)和(4)用一般性轉(zhuǎn)移支付作為核心解釋變量，結(jié)果顯示一般性轉(zhuǎn)移支付能顯著地降低資本錯配水平；列(5)和(6)的回歸結(jié)果則表明，專項轉(zhuǎn)移支付也能夠改善區(qū)域間資本配置效率，盡管列(5)中的系數(shù)喪失了統(tǒng)計上的顯著性(p值為0.192)?？傮w上看，表3的結(jié)果意味著轉(zhuǎn)移支付降低了區(qū)域間資本錯配，起到了優(yōu)化區(qū)域間資本配置的作用。

表3 省級面板數(shù)據(jù)回歸

續(xù)前表

變量(1)misall(2)misall(3)misall(4)misall(5)misall(6)misallfdi0.630(4.395)-2.805(3.394)1.620(4.235)-0.922(3.218)0.958(4.759)-3.647(3.531)sewage0.001(0.001)0.001(0.001)0.001(0.001)0.001?(0.001)0.001(0.001)0.001?(0.001)expenditure0.371(0.417)0.478(0.389)0.171(0.358)0.029(0.326)0.241(0.469)0.498(0.446)market-0.022?(0.012)-0.023?(0.012)-0.022(0.013)常數(shù)項0.235(0.193)0.226(0.191)0.267(0.194)0.308(0.200)0.180(0.200)0.111(0.207)省份固定效應控制控制控制控制控制控制年份固定效應控制控制控制控制控制控制觀測值166156167156166156R-squared0.7150.7810.7310.7770.7060.774

表4更換了資本錯配的測算方式，使用邊際資本產(chǎn)出同當年固定資產(chǎn)投資的相關(guān)系數(shù)來計算misall2，并重復了表3的回歸過程。我們注意到現(xiàn)在資本配置效率越高，misall2的取值越大，因此如果核心解釋變量的系數(shù)為正，則意味著轉(zhuǎn)移支付減輕了區(qū)域間資本錯配水平。正如表4的結(jié)果所顯示的，核心解釋變量不管是轉(zhuǎn)移支付總額、一般性轉(zhuǎn)移支付還是專項轉(zhuǎn)移支付，系數(shù)的符號都為正，不過只有專項轉(zhuǎn)移支付的系數(shù)通過了顯著性檢驗。因此，在相對有限的樣本下，結(jié)合表3得到的結(jié)論，本文認為轉(zhuǎn)移支付在一定程度上緩和了區(qū)域間資本錯配的水平。

核心解釋變量在表4中不夠顯著可能與更換測算方式有關(guān)。相比misall，misall2更加注重區(qū)域間資本配置當期的調(diào)整能力，而misall在計算的時候更加依賴資本存量的歷史數(shù)據(jù)。這也造成了部分控制變量的影響效應存在顯著甚至完全相反的差異。比如表3中經(jīng)濟發(fā)展水平(gdp)的大部分系數(shù)顯著為正而表4中經(jīng)濟發(fā)展水平的系數(shù)卻都不顯著，不過符號與表3的結(jié)果在一定程度上吻合。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(secratio)在表3中沒能通過顯著性檢驗，而在表4中顯著為負，表明第二產(chǎn)業(yè)占比的提高會妨礙資本的動態(tài)優(yōu)化配置，原因可能是第二產(chǎn)業(yè)作為資本密集型行業(yè)，對資本的一次性投入需求相對較大，導致小規(guī)模的資本流動難以實現(xiàn)。不過，從另一個角度看，對比控制變量的穩(wěn)健性，核心解釋變量的表現(xiàn)相對較好，總體上支持轉(zhuǎn)移支付起到了緩解區(qū)域間資本錯配的作用，從而驗證了假說H1.1。

表4 省級面板數(shù)據(jù)回歸：更改資本錯配測算方式

續(xù)前表

(1)(2)(3)(4)(5)(6)變量misall2misall2misall2misall2misall2misall2eartransfer0.969?(0.500)1.282??(0.615)fdrev0.884(0.638)1.722???(0.639)0.809(0.610)1.599??(0.613)0.921(0.644)1.666???(0.635)gdp-0.102(0.110)-0.010(0.143)-0.100(0.117)-0.035(0.155)-0.143(0.112)-0.066(0.132)urban1.595(1.234)-0.017(1.267)0.963(1.194)-0.770(1.292)1.449(1.186)-0.162(1.134)secratio-0.051???(0.013)-0.047???(0.015)-0.049???(0.014)-0.041???(0.014)-0.053???(0.013)-0.051???(0.015)finance0.831??(0.353)0.150(0.335)0.647??(0.312)-0.007(0.344)0.841??(0.339)0.011(0.306)trade0.105(0.399)0.453(0.395)0.037(0.296)0.531(0.392)0.122(0.382)0.605(0.413)soe-1.456?(0.817)-1.708?(0.931)-1.445(0.890)-1.990??(0.940)-1.637?(0.836)-2.002??(0.982)fdi21.771(31.850)-23.441(28.484)11.221(27.984)-31.458(24.597)28.918(32.307)-8.767(31.405)sewage-0.007(0.006)-0.011?(0.006)-0.010?(0.005)-0.014??(0.006)-0.007(0.006)-0.010?(0.006)expenditure-6.779??(3.133)-6.490?(3.757)-4.320?(2.377)-3.164(2.673)-8.121??(3.346)-9.648??(4.326)market-0.167?(0.093)-0.161?(0.094)-0.175?(0.089)常數(shù)項2.561???(0.937)4.014???(1.080)2.853???(0.982)4.265???(1.135)2.819???(0.953)4.807???(1.227)省份固定效應控制控制控制控制控制控制年份固定效應控制控制控制控制控制控制觀測值166156167156166156R-squared0.6660.7200.6560.7040.6770.738

(二)市級面板數(shù)據(jù)回歸分析

進一步，我們將數(shù)據(jù)分解到市級層面，分析各市獲得的大規(guī)模轉(zhuǎn)移支付資金是否矯正了本地區(qū)的資本扭曲程度。表5給出了相應的回歸結(jié)果。類似地，所有模型均控制了個體和時間固定效應，模型的擬合優(yōu)度也都表現(xiàn)良好?？梢钥吹?，不管是轉(zhuǎn)移支付總額，還是一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付，符號都為負，且轉(zhuǎn)移支付總額和一般性轉(zhuǎn)移支付都通過了顯著性檢驗(專項轉(zhuǎn)移支付系數(shù)的p值為0.15)，表明轉(zhuǎn)移支付可以顯著地降低城市的資本扭曲程度。這也印證了上文利用省級面板數(shù)據(jù)得到的回歸分析結(jié)論，即轉(zhuǎn)移支付總體上可以降低各地級市資本扭曲程度從而緩解各市間的資本錯配程度。然而，至此我們對轉(zhuǎn)移支付降低資本錯配水平背后的影響機制尚不清楚。一般而言，緩解區(qū)域間資本錯配問題的方式主要有兩種：第一，提高資本配置過度區(qū)的邊際資本產(chǎn)出；第二，降低資本配置不足區(qū)的邊際資本產(chǎn)出。兩種方式都可以降低一省份內(nèi)邊際資本產(chǎn)出的離散程度。因此，為了弄清楚本文初步結(jié)論背后的經(jīng)濟學邏輯，我們將所有的地級市劃分為資本配置過度區(qū)(即邊際資本產(chǎn)出低于省份內(nèi)平均水平)和資本配置不足區(qū)(即邊際資本產(chǎn)出高于省份內(nèi)平均水平)，進行分樣本回歸。

表5 市級面板數(shù)據(jù)回歸分析

續(xù)前表

(1)(2)(3)變量absdmpkabsdmpkabsdmpk城市固定效應控制控制控制年份固定效應控制控制控制觀測值1 3361 3531 389R-squared0.6720.6690.659

分樣本回歸的結(jié)果在表6中呈現(xiàn)?？梢院苊黠@地看到，所有轉(zhuǎn)移支付變量均在資本配置不足組顯著為負，而在資本配置過度組卻都沒能通過顯著性檢驗。也就是說，一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付主要通過降低資本配置不足組的邊際資本產(chǎn)出來緩和區(qū)域間資本錯配。我們知道，在資本配置不足的地區(qū)，資本要素相對短缺，而其他互補性的生產(chǎn)要素相對過剩，根據(jù)邊際報酬遞減的規(guī)律，此時邊際資本產(chǎn)出相對較高，理應有更多的資本涌入從而獲取這種較高的邊際收益，隨著資本要素的增加，資本的邊際產(chǎn)出逐漸降低到合意的配置水平。另一方面，如理論分析所述，轉(zhuǎn)移支付意在財力均等化，從而實現(xiàn)基本公共服務均等化。但是如果轉(zhuǎn)移支付的確增加了基本公共服務供給，進而增加資本的互補性生產(chǎn)要素，那么資本配置過度組的資本扭曲程度將有所緩解。然而，資本配置過度組的回歸結(jié)果卻顯示，轉(zhuǎn)移支付并沒有起到降低其資本扭曲程度的作用。因此，本文認為兩組截然不同的結(jié)果之所以出現(xiàn)，原因在于一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付均增加了投資而非用于提供基本公共服務，從而增加了資本存量而非其互補性生產(chǎn)要素，導致對資本配置不足的城市影響更加有效。這也與現(xiàn)有文獻中提到的轉(zhuǎn)移支付基本公共服務供給效應不顯著(郭慶旺和賈俊雪，2008[42]；宋小寧等，2012[6])以及地方政府的投資性支出傾向(苑德宇和宋小寧，2015[35])相吻合。

控制變量方面，資本存量(capital)的符號在資本配置過度組顯著為正，在資本配置不足組顯著為負，恰好說明了資本存量的增加會導致資本配置過度組資源扭曲程度加劇，而對資本配置不足地區(qū)則是起到了積極的作用。作為互補性生產(chǎn)要素，用人口變量(lnpop)表征的勞動力則恰恰相反，在資本配置過度組系數(shù)為負而在資本配置不足組系數(shù)顯著為正，完全符合預期。不過，用全部職工工資總額刻畫的人力資本存量變量(wages)卻與預期相反，一個可能的解釋是這一變量一定程度上也反映了企業(yè)的用人成本。最后，外商投資(fdi)變量在兩組中均顯著為負，表明外商直接投資可以較好地降低資本扭曲程度。不同于轉(zhuǎn)移支付，外商直接投資更多的是在市場的力量驅(qū)使下流動，而且伴隨著資金的流入同時，先進的技術(shù)和管理方式也能夠提高原本資本配置過度的地區(qū)的資源配置效率。

表6 分樣本回歸：資本配置過度組vs資本配置不足組

(三)影響機制檢驗

理論分析中，我們總結(jié)了轉(zhuǎn)移支付影響區(qū)域間資本配置的三種渠道：投資渠道、基本公共服務渠道和稅式支出渠道。前文的分樣本回歸分析結(jié)果也暗示轉(zhuǎn)移支付可能更多地被用于擴大和拉動固定資產(chǎn)投資，而非提供基本公共服務，因此本部分將進一步深入對這三個渠道進行檢驗，從而幫助我們理解實證結(jié)論背后的經(jīng)濟學邏輯。

我們首先考察轉(zhuǎn)移支付的投資渠道，表7匯報了相關(guān)的回歸結(jié)果。由于轉(zhuǎn)移支付只在資本配置不足區(qū)影響顯著，此處只使用資本配置不足區(qū)作為回歸樣本，并使用扣除住宅投資之后的固定資產(chǎn)投資占GDP的比例(invest)來捕捉投資變量。列(1)相比表6的列(5)額外增加了投資變量，相應地可以觀察到核心解釋變量一般性轉(zhuǎn)移支付(gentransfer)的系數(shù)有所減小，而新增的投資變量系數(shù)顯著為負。與此同時將投資變量作為被解釋變量，檢驗一般性轉(zhuǎn)移支付的增加是否促進了當?shù)氐墓潭ㄙY產(chǎn)投資。在列(3)中，一般性轉(zhuǎn)移支付變量的系數(shù)顯著為正，結(jié)合列(1)的回歸結(jié)果，可以認為存在一般性轉(zhuǎn)移支付通過促進投資進而降低資本配置不足區(qū)扭曲程度的影響機制。類似地，列(2)和列(4)給出了專項轉(zhuǎn)移支付對應的回歸結(jié)果。列(2)顯示，在引入投資變量后，專項轉(zhuǎn)移支付對資本扭曲程度的緩解作用有所減輕，系數(shù)由表6列(3)中的-0.007提高到-0.005，顯著性也略微下降。同時，列(4)表明專項轉(zhuǎn)移支付的確增加了當?shù)氐墓潭ㄙY產(chǎn)投資。至此，實證結(jié)果表明轉(zhuǎn)移支付通過增加投資降低了資本扭曲程度。

表7 影響機制檢驗：投資渠道

續(xù)前表

(1)(2)(3)(4)變量absdmpkabsdmpkinvestinvestpopulation0.086???(0.027)0.105???(0.018)0.051(0.054)-0.009(0.043)常數(shù)項-0.322?(0.190)-0.448???(0.128)-0.221(0.363)0.202(0.287)城市固定效應控制控制控制控制觀測值620643620643R-squared0.8180.8220.9060.909

接著，考察轉(zhuǎn)移支付的公共服務渠道，即轉(zhuǎn)移支付是否增加了基本公共服務供給進而增加資本的互補性生產(chǎn)要素，最終影響資本扭曲程度。根據(jù)表6的分析結(jié)果，轉(zhuǎn)移支付并未緩解資本配置過度區(qū)的扭曲狀況，據(jù)此推測這一機制并不存在。表8給出了對應的檢驗結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付對醫(yī)療和教育公共服務的相關(guān)指標均沒有顯著影響，在不同被解釋變量下，轉(zhuǎn)移支付的系數(shù)都沒能通過顯著性檢驗，這也解釋了為何轉(zhuǎn)移支付沒能促進資本配置過度區(qū)的資本優(yōu)化配置。

表8 影響機制檢驗：公共服務渠道

注：控制變量同表7一致，篇幅所限，此處不予匯報?；貧w的樣本為所有資本配置過度組的城市，因為我們認為資本配置過度組的扭曲程度沒有得到改善的原因在于轉(zhuǎn)移支付沒能增加資本的互補性生產(chǎn)要素的供給。被解釋變量lndoctors、lnbeds、lnhospitals和lnstudent分別為醫(yī)生數(shù)、醫(yī)院衛(wèi)生院床位數(shù)、醫(yī)院衛(wèi)生院個數(shù)以及在校中小學生人數(shù)的對數(shù)形式。

最后，考察轉(zhuǎn)移支付的稅收支出渠道。這一渠道指轉(zhuǎn)移支付降低了地方政府稅收征管的力度，從而提高了當?shù)刭Y本的邊際產(chǎn)出。這一機制在資本配置不足組將加大扭曲程度，而在資本配置過度組將減輕資本配置扭曲程度。為此采用類似表7的回歸方法，表9的Panel A將各城市資本扭曲程度作為被解釋變量，Panel B將各城市的預算內(nèi)收入作為被解釋變量，考察轉(zhuǎn)移支付是否顯著影響城市的預算內(nèi)收入，進而影響資本的邊際產(chǎn)出。我們分別在總樣本和兩個分樣本中進行了回歸，并觀察Panle B中轉(zhuǎn)移支付變量是否顯著為負，以及Panel A中citybudrev變量是否顯著為負且轉(zhuǎn)移支付變量系數(shù)的絕對值是否有所降低?？梢钥吹剑琍anel B中的實證結(jié)果表明轉(zhuǎn)移支付的確降低了當?shù)氐念A算內(nèi)收入，即降低了地方政府征收自有收入的努力，“稅式支出”渠道存在的前提得以成立。然而，結(jié)合Panel A中的回歸結(jié)果，稅式支出渠道并不顯著，這表現(xiàn)在Panel A中citybudrev變量的系數(shù)并不顯著，盡管本文發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付(包括一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付)顯著降低了地方政府的收入征管努力程度?？紤]到這可能是由于稅式支出渠道的影響效應在兩類分樣本中相反而導致的混淆結(jié)果，我們還進行了分樣本回歸。不過，資本配置不足組和在資本配置過度組的回歸結(jié)果中，盡管一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付都顯著降低了地方政府的預算內(nèi)收入，citybudrev變量仍無法通過顯著性檢驗，因此也無法提供支持稅式支出渠道存在的證據(jù)。

表9 影響機制檢驗：稅式支出渠道

注：所有模型均同時控制了城市固定效應和年份固定效應，控制變量同表7一致，篇幅所限，此處沒有匯報。citybudrev為城市的預算內(nèi)收入占GDP比重，用來刻畫地方政府財政收入征管努力程度。

六、進一步討論

如前所述，財政部2015年年底發(fā)布的《中央對地方專項轉(zhuǎn)移支付績效目標管理暫行辦法》的通知是一次(專項)轉(zhuǎn)移支付管理的重要變革，辦法中規(guī)定的嚴格績效考核流程必然會對地方政府使用資金的方向有顯著影響。而正如前文的實證分析所顯示的那樣，轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資本配置效率的影響取決于地方政府如何使用轉(zhuǎn)移支付這筆資金。因此接下來將結(jié)合2016年的數(shù)據(jù)，對專項轉(zhuǎn)移支付區(qū)域間資本配置的最新效應進行分析。

如表10所示，當加入2016年的數(shù)據(jù)進行再回歸之后，在資本配置過度組，回歸結(jié)果與表6類似，即此時一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付均不能降低資本扭曲程度。在資本配置不足區(qū)，一般性轉(zhuǎn)移支付依然能夠顯著降低資本扭曲，不過系數(shù)和顯著性都有所下降；而列(4)的結(jié)果顯示(相比表6的列(6))，專項轉(zhuǎn)移支付對資本扭曲程度的影響不再顯著，而且影響程度也有顯著下降。結(jié)合上文對影響機制的考察，這一變化說明，在加強對地方政府專項轉(zhuǎn)移支付的資金管理后，地方政府對專項轉(zhuǎn)移支付資金的使用更加謹慎，導致其不再能夠起到增加投資的作用，從而無法矯正資本配置不足區(qū)的資本扭曲。

表10 市級轉(zhuǎn)移支付對資本扭曲程度的影響：加入2016年樣本

續(xù)前表

(1)(2)(3)(4)變量absdmpkabsdmpkabsdmpkabsdmpk資本配置過度區(qū)資本配置不足區(qū)常數(shù)項0.124(0.179)0.294?(0.154)-0.516???(0.132)-0.625???(0.140)城市固定效應控制控制控制控制年份固定效應控制控制控制控制觀測值818820679696R-squared0.6740.7010.7780.775

進一步地，我們剔除2016年之前的數(shù)據(jù)，單獨考察2016年的樣本，分析轉(zhuǎn)移支付加強管理之后專項轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域資本扭曲程度的影響。表11使用2016年的截面數(shù)據(jù)單獨考察專項轉(zhuǎn)移支付的影響?？梢钥吹?，僅就2016年數(shù)據(jù)而言，專項轉(zhuǎn)移支付并沒能降低資本配置不足組的邊際資本產(chǎn)出，從而也沒能降低其資本扭曲程度。對這一結(jié)果的解釋是，正如列(2)、(3)和(4)的回歸結(jié)果顯示的那樣，專項轉(zhuǎn)移支付對投資的拉動作用降低了——專項轉(zhuǎn)移支付的系數(shù)都沒能通過顯著性檢驗，甚至符號為負——從而說明2015年年底印發(fā)的《中央對地方專項轉(zhuǎn)移支付績效目標管理暫行辦法》起到了顯著約束地方政府濫用專項轉(zhuǎn)移支付資金的作用。但是，對于那些資本配置相對不足的地區(qū)，這一約束并沒有帶來積極的影響。

表11 2016年截面數(shù)據(jù)回歸：專項轉(zhuǎn)移支付

注：控制變量同表10一致。

七、結(jié)論與建議

轉(zhuǎn)移支付涉及規(guī)模龐大的資金在行政機制下無償?shù)剡M行劃撥和分配，其引起的資源配置效應必須重視，本文考察了轉(zhuǎn)移支付對區(qū)域間資本配置的影響效應。首先，基于2003—2015年間省市兩級的非平衡面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：第一，總體來說，轉(zhuǎn)移支付能夠緩解區(qū)域間資本錯配。一方面，省市兩級面板數(shù)據(jù)回歸分析均顯示，各省級政府對各地級市政府分配的轉(zhuǎn)移支付降低了各市的資本扭曲程度，進而緩解了各市間的資本錯配。數(shù)量上看，一個標準差的轉(zhuǎn)移支付增加可以降低各市間資本錯配程度0.54個標準差。另一方面，市級面板數(shù)據(jù)的分樣本回歸結(jié)果顯示，轉(zhuǎn)移支付對各市間資本錯配的緩解效應主要來自資本配置不足地區(qū)效率的提升，而轉(zhuǎn)移支付無法改善資本配置過度區(qū)的資本扭曲。第二，機制檢驗表明，一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付主要是通過投資渠道來影響各區(qū)域資本配置水平，而理論分析中提出的公共服務渠道和稅式支出渠道并不存在。這也解釋了為什么只有資本配置不足地區(qū)的資本配置效率得到了改善，因為將轉(zhuǎn)移支付用于促進投資恰好能夠針對資本配置不足地區(qū)的癥結(jié)所在。其次，結(jié)合2016年的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)：在中央政府加強對專項轉(zhuǎn)移支付的績效考核后，專項轉(zhuǎn)移支付的投資拉動效應有所降低，因此其對資本配置不足地區(qū)的矯正效應有所減弱。這在一定程度上是個好的信號，表明在嚴格規(guī)范的專項轉(zhuǎn)移支付績效考核流程之下，地方政府的生產(chǎn)性支出傾向得到了一定程度的遏制，不過，對于那些資本配置相對不足的地區(qū)，這一約束反而帶來了不利影響。

上述實證研究結(jié)論具有以下政策啟示。首先，著力扭轉(zhuǎn)地方政府的生產(chǎn)性支出偏向，進而提高資本配置過度區(qū)的資本配置效率。實證研究發(fā)現(xiàn)，不管是一般性轉(zhuǎn)移支付還是專項轉(zhuǎn)移支付，都具有顯著的投資促進作用，對基本公共服務供給沒起到應有的作用，這也可能進一步加深資本配置過度區(qū)的資本扭曲程度。為此，需要建立和完善科學的政治績效考核體系，貫徹落實十八屆三中全會通過的《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，“糾正單純以經(jīng)濟增長速度評定政績的偏向，加大資源消耗、環(huán)境損耗、生態(tài)效益、產(chǎn)能過剩、科技創(chuàng)新、安全生產(chǎn)、新增債務等指標的權(quán)重”，逐步消減GDP的考核占比，根據(jù)不同階段的發(fā)展目標逐步增加、刪減和調(diào)整相應的指標，探索出一套合理、可操作的過渡性方案。

其次，加強對轉(zhuǎn)移支付資金的管理。對于一般性轉(zhuǎn)移支付，確保其用于實現(xiàn)基本公共服務均等化。本文的研究表明，意在實現(xiàn)基本公共服務均等化的一般性轉(zhuǎn)移支付并沒有起到促進基本公共服務供給的效應，進而也無法增加資本的互補性生產(chǎn)要素存量。應當建立激勵約束機制，采取適當獎懲方式，效仿對專項轉(zhuǎn)移支付進行績效管理的方式，科學設(shè)置績效評價機制，合理確定績效目標，提高績效評價結(jié)果的可信度，并將績效評價結(jié)果同預算安排有機結(jié)合，引導地方將一般性轉(zhuǎn)移支付資金投入到民生等中央確定的重點領(lǐng)域。對于專項轉(zhuǎn)移支付，財政部2015年年底發(fā)布的《中央對地方專項轉(zhuǎn)移支付績效目標管理暫行辦法》起到了顯著的作用，但在實踐中要充分考慮實際情況，杜絕條條框框、僵化的管理模式，防止掣肘地方政府的經(jīng)濟建設(shè)行為。

再次，完善轉(zhuǎn)移支付的分配機制。對于一般性轉(zhuǎn)移支付，貫徹財力和基本公共服務均等化的宗旨，增加對老少邊窮地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付規(guī)模。對于專項轉(zhuǎn)移支付，由于其使用方向相對固定，因此需要考慮到要素的相對配置水平，同時結(jié)合地方過往年度專項轉(zhuǎn)移支付資金的使用效率。對于資本配置過度地區(qū)，多設(shè)立教育、醫(yī)療等公共服務類的專項轉(zhuǎn)移支付項目。除此之外，在轉(zhuǎn)移支付撥付資金的同時，輔之以技術(shù)轉(zhuǎn)移、人才培訓等形式的援助，綜合提高各種類型的生產(chǎn)要素存量，從而改善生產(chǎn)要素的配置效率。

最后，破除其他影響生產(chǎn)要素流動的障礙機制，促進生產(chǎn)要素有序自由流動。比如，通過破除戶籍制度約束，使得勞動力要素自發(fā)追逐資本要素，從而抹平不同地區(qū)間邊際資本產(chǎn)出的差異，消弭區(qū)域間的資本錯配。