财政分权、纵向财政失衡与社会性支出效率，本文主要内容关键词为：财政论文,纵向论文,效率论文,性支出论文,社会论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F812.45 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2016)07-0024-12 一、引言及文献回顾 伴随着中国经济高速增长下的财政分权改革，已有大量的文献就中国财政分权与经济增长的关系从不同角度作出了解读。但是，作为最基本经济制度之一的财政分权，它对中国的经济增长、社会分配以及公共产品供给等都会产生深远影响。自改革开放以来，中国社会经济发展一直存在国富和民生失衡现象：一方面，由GDP来衡量的经济增长取得了举世瞩目的成就，创造了中国增长奇迹；另一方面，义务教育、基本医疗、社会保障等公共服务提供却相对滞后。以教育为例，2010年中国财政教育支出为12450亿元，占当年GDP的比重为3.1%，与世界平均5.1%的水平及发展中国家4.0%的水平相比，仍然存在相当的差距。在卫生方面也是如此。卫生支出占财政总支出的比重从1995年的3.7%下降到2004年的3.4%，仅为GDP的0.8%。这种失衡现象的长期存在，已经成为中国经济和社会可持续发展面临的主要挑战。因此，财政分权对中国财政社会性支出(包括教育支出、医疗支出、社会保障支出和环境保护支出等)的影响值得认真研究。 第一代财政分权理论基于福利经济学视角，指出地方政府具有信息上的优势，更加了解辖区居民的多样性偏好，因而地方政府在提供公共产品或服务方面优于中央政府(Tiebout，1956；Oates，1977)。[1-2]第二代财政分权理论提出了市场保护的财政联邦主义，该理论从政府治理角度出发，认为财政分权使地方政府具有了市场经济的激励和约束机制，可以促使地方官员的行为动机与当地居民的福利保持一致，因而有益于社会公共服务的供给(Weingast，1995；Qian和Roland，1998)。[3-4]但是，也有很多文献指出了财政分权的负面影响。如Bardhan和Mookherjee(2000)指出，财政分权会导致地方政府被地方利益集团捕获，从而扭曲政府行为，不利于经济增长和公共产品提供。[5]Cai和Treisman(2005)对市场保护的财政联邦主义提出批评，认为财政分权理论对不同资源禀赋地区所带来的作用并不相同，财政分权会促使禀赋较差地区的政府采取掠夺性政策。[6]Joanis(2014)认为发展中国家由于制度不完善，中央政府经常会干预地方公共服务的提供，因而无法有效约束地方政府的机会主义行为，带来较低的政府效率。[7]总之，西方学者关于财政分权对财政社会性支出效率的影响仍然没有定论，究其原因来自于对地方政府本质的看法不同。① 许多国内学者基于中国国情，认为由于“用手投票”机制、“用脚投票”机制均不适用于中国，政治和经济上的“双重激励”使得地方官员为了在“晋升锦标赛”中占得先机，就必须大力发展辖区经济。财政分权尽管短期内促进了中国经济增长，但扭曲了地方政府财政支出结构，不利于公共服务供给(周黎安，2004；马万里和李齐云，2012)。[8-9]多数实证研究也支持这一观点，如乔宝云等(2005)在对教育供给和经济增长的联立方程回归中发现，财政分权对所有地区的义务教育供给都带来了负面影响。[10]傅勇和张晏(2007)发现，中国财政分权对政府的公共支出结构产生了扭曲作用，导致文化教育类支出不足。[11]也有学者认为，财政分权有利于地方政府提供公共产品和服务。如高琳(2012)考察了财政分权对居民公共服务满意度的影响，发现财政分权有助于提高居民对基础教育和医疗服务的满意度。[12]贾俊雪(2014)认为财政收入分权有助于地方政府更加关注民生福利的发展，更好地实现包容式增长，而支出分权则导致地方政府更加注重交通基础设施建设。[13] 综上所述，中国式财政分权对中国社会性支出的影响尚没有定论。本文同意Rodden(2003)、张晏和龚六堂(2005)所作出的判断：财政分权对地方政府支出效率具有潜在的促进作用，但是，潜在的作用需要相关的制度条件配合才能转化为现实的作用。[14-15]因此，对中国财政分权问题的研究，必须结合中国具体的财政体制安排，必须紧扣中国式财政分权的制度运行特征，才能更有力地解释中国财政分权对地方社会性支出效率的影响。 中国1994年启动的分税制改革改变了过度分权的局面，形成了财权层层集中，事权层层下放的分权体制，这种分权模式对经济社会发展产生了积极作用。但是，这种分权模式必然导致事权和财力的不匹配，由此引发了严重的纵向财政失衡：地方财政运转和职能履行高度依赖中央财政转移支付，由于信息不对称和财政外部性产生的公共池效应，弱化了对地方政府行为的激励和约束，可能造成地方财政支出的过度扩张及严重的效率损失。而且，作为财政分权最重要的制度安排之一的财政转移支付制度一直较为复杂，缺乏合理的设计和整体规划，呈现出碎片化和短期化的特点，加剧了地方政府机会主义行为。所以，严重的纵向财政失衡导致地方政府高度依赖中央财政转移支付，这是中国财政分权的重要特征，对财政分权的研究必须考虑这一因素。 因此，本文旨在通过财政分权对中国地方政府社会性支出效率影响的研究，考察中国的财政分权及其衍生的纵向财政失衡是如何作用于地方政府支出行为，以及财政分权对中国地方社会性支出绩效产生何种性质的影响。 二、财政社会性支出效率与财政分权 (一)财政社会性支出效率 自中央提出构建社会主义和谐社会这一战略任务以来，各级财政逐步加大了社会性支出的力度。但是，看病难、上学难等现象似乎并没有明显改善。这正如Bardhan(2002)所指出的，政府支出仅仅是公共物品供给的投入而不是产出，民生问题的解决最终取决于地方财政的社会性支出效率的提升。[16]因此，对于政府支出效率的研究，则显得更有意义。 在图1和图2中，我们分别用每万人拥有的病床数量和每万名小学生拥有的教师人数，作为衡量公共卫生支出效率和教育投入效率的指标变量与相应的社会性支出所画的时间趋势图。从图中可见，中国的社会性支出近20年来有较大的波动，但是其支出效率并没有反映这种投入上的变化。所以，影响中国地方政府社会性支出偏好和效率的内在因素并不一致。有学者认为，财政分权主要是通过激励相容的制度安排、限制腐败、改善信息弱势以及标尺竞争等机制和途径，提高地方政府公共支出的效率，而不是增加公共投入本身。
图1 公共卫生支出与效率时间趋势图
图2 教育支出与效率时间趋势图
图3 中国财政收入缺口及转移支付规模 (二)中国财政分权及其制度特征 1994年分税制改革，改变了中国财政过度分权的局面，一度扭转了财政收入和中央财政收入占比逐年下滑的趋势，极大改善了中央政府的宏观调控能力，有利于全国经济和社会的稳定发展。1994年分税制改革实现了财力的层层上移，但并没有合理界定中央与地方政府的事权与支出责任，因而客观上造成事权的层层下移。这使得中央政府收入多支出少，而地方政府的收入少支出多。所以，地方政府的财政缺口越来越大。为了解决这种纵向财政失衡的局面，地方不得不高度依赖中央财政转移支付，以便维持现有财权体制的正常运转。因此，大规模的财政转移支付是中国式财政分权的一个非常重要的制度特征。 从图3可看出，中国财政缺口及中央财政转移支付规模呈现逐年扩大的趋势。由于中央与地方政府在职能定位上的差异，决定了最优的支出责任安排和最优的收入安排并不一致。因此，适度的纵向财政失衡是无法避免的，也是有益的。但是，严重的纵向财政失衡无疑是有害的，它不可避免地带来了公共池问题，进而损害地方政府的经济和行政效率，不利于地方民生福利的改善。 (三)财政分权与纵向财政失衡 第二代财政分权理论强调了促进地方经济繁荣的地方税所产生的激励作用，即财政激励。当地方政府能够获得经由更繁荣的经济活动而产生的税收收入的较大份额时，它们更有可能提供促进市场发展的公共物品。基于对地方政府激励和约束这一视角，我们认为财政分权有利于地方政府财政支出效率的提高。一是财政分权使地方政府从地方政策的旁观者转变为地方政策的主导者，地方政府成为权责一致的利益主体，因而对地方政府行为产生良性的激励和约束。二是财政分权引致的财政竞争②，促使地方政府将注意力从中央政府的需求转到本辖区居民的需求上来，因而可以更好地响应辖区居民的偏好。三是财政分权及其财政竞争促使地方政府在公共服务边际收益和边际成本相等时提供公共服务，从而提高财政资金的使用效率。以上分析了财政分权具有的潜在促进作用。 上文分析了中国财政分权具体的制度特征，即地方政府财力和事权不匹配，导致严重的纵向财政失衡：地方政府依靠中央转移支付来提供公共服务和公共产品。由于地方政府和中央政府彼此的责任和职能不同，出现一定程度的财政缺口是不可避免的。因此，旨在弥补地方财政缺口的中央转移支付是必要和有益的，一定的财政转移支付可以对地方公共服务的成本进行必要的弥补，同时不破坏财政的激励和约束机制。但是，如果纵向财政失衡过大，则地方财政的运转高度依赖中央转移支付。这会降低地方财政自主权，削弱财政激励的正向作用。更为严重的是，纵向财政失衡会进一步导致公共池效应，即地方政府更多地将本地公共服务成本通过公共池资源转嫁给其他地区居民(贾俊雪，2014；Weingast和Johnsen，1981)。[13，17]公共池效应抑制了财政分权正向作用的发挥，削弱了财政分权对地方政府行为的激励，软化了地方政府的预算约束，割裂了地方公共服务成本与收益之间的联系。因此，它扭曲了地方政府行为，使地方政府支出盲目扩张，进而带来严重的效率损失。 本文认为中国存在的纵向财政失衡以及公共池问题，取决于纵向财政失衡的程度。适当的纵向财政失衡及中央转移支付有益于地方社会性支出效率的改善，但是严重的纵向财政失衡则会导致公共池效应，不利于社会性支出效率的提升。即纵向财政失衡作用于财政分权和地方公共服务效率的关系之上，纵向财政失衡导致财政分权与社会性支出效率之间呈现非线性关系。在下面的实证分析中，我们将通过空间面板门槛模型，估计纵向财政失衡是否存在这一门槛值，并进一步对财政分权和社会性支出效率发生的结构性变化进行评估(如图4所示)。
图4 财政分权与地方政府行为分析框架 三、社会性支出效率的实证分析 (一)模型和变量选择 本文选取中国1997-2013年31个省级面板数据进行实证研究，以教育支出效率、公共卫生支出效率作为社会性支出效率的代表。根据前面的理论分析，地方社会性支出的提供效率与财政分权可能因为纵向财政失衡产生的公共池机制而呈现出非线性关系，表现出区间效应。为了避免人为划分区间带来的偏误，我们采用Hansen发展的门槛面板模型，并参考乔宝云等(2005)、傅勇和张晏(2007)、贾俊雪(2014)、Faguet(1999)等人的前期研究，[10-11，13，18]建立以下空间面板门槛回归方程：
其中，i表示省份，t表示年份，
为个体固定效应，θ、β、ρ均为待估计系数，γ为待估计的门槛值，
。 被解释变量y的选择。在各种衡量教育的变量中，本文选择每万名小学生拥有教师数(TeacherStu)作为衡量教育支出效率的变量③，以每万人病床位数(HospitalBed)作为衡量医疗支出效率的变量。 解释变量的选择。本文引入被解释变量的空间滞后项wy，以捕捉不同地区财政支出之间的策略性博弈行为，进而衡量财政分权导致的财政竞争的性质和程度。w外生设定为空间距离权重矩阵，即以省会城市之间的距离的倒数表示省份之间的影响，并对w进行标准化处理，使其每一行之和为1。
为财政分权变量，具体包括财政收入分权(D_income)和财政支出分权(D_expen)。本文采用文献中常用的方法衡量财政分权水平，利用人均省份财政收入(支出)/[人均省份财政收入(支出)+人均中央财政收入(支出)]加以度量。q为门槛变量，其代表纵向财政失衡，以捕捉公共池效应，采用中央转移支付收入/本级财政收入(Commonpool)加以度量。④r为特定的门槛值。I(.)为指标函数，在括号中条件满足时取1，否则取0。
中的其他控制变量，具体包括公共卫生支出(HealthExpen)和教育支出(EduExpen)，用以反映相关公共服务的财政投入。因为本文考察的是财政的社会性支出效率，而不是社会性支出本身。所以，公共卫生支出、教育支出作为反映财政资源差异的变量，必须加以控制。本文用1978年为基期的人均实际GDP(Pergdp)来捕捉经济发展水平的影响。一般说来，人均GDP对社会性支出起着正面的推动作用。公务员占总人口比(PrivRatio)，该占比会直接影响地方政府的行政管理的支出负担水平，加重地区财政负担，不利于公共服务支出。各省区的对外开放水平(OpenRatio)，用各省份的进出口总额除以其国内生产总值作为代理变量，用以捕捉对外开放对地方政府职能及其行为模式转变的影响。用城镇化水平⑤(Town)、14岁以下人口占比(Under14)、65岁以上人口占比(Up65)，这三个变量反映地方对公共服务的偏好。一般来说，城市化水平越高，14岁以下人口、65岁以上人口占比越高，则对地方公共服务的需求越高。表1列示了模型(1)中代理变量的定义方法和基本描述性统计量(所有变量均取对数)。 (二)门槛效应检验及模型估计 根据普通面板回归的计量结果，从F检验和Hausman检验来看，采用面板个体固定效应是最佳选择。对于公共服务支出效率是否存在结构变化的估计，本文采用Hansen(2000)提出的门限面板回归模型(PTR)。[19]PTR模型根据样本数据内生确定结构变化点，可以避免人为主观确定所产生的偏误。基于PTR确定门槛的个数以及门槛值，本文依次估计财政支出分权、财政收入分权对公共卫生支出效率和公共教育支出效率的非线性影响，门槛变量均为纵向财政失衡指数(Commonpool)。具体估计结果如表2、表3所示(变量均做对数化处理)。
根据表2、表3给出的F统计量和采用“自抽样法”得到的P值可见，公共卫生支出效率和公共教育支出效率在收入分权中均存在显著的单一门槛效应，而支出分权的单一门槛效应的F值只在90%的置信水平上显著。而且，根据后文估计的不同门槛区间支出分权的系数，在公共卫生和公共教育两个方程中的差异分别为0.003和0.001。这说明即使存在着结构性变化，这种变化也极其微小。所以，本文忽略支出分权存在的门槛效应，后文均基于收入分权的单一门槛进行分析。
图5、图6分别给出公共卫生支出效率、公共教育支出效率的收入分权单一门槛效应的LR函数趋势图。表4给出了收入分权的单一门槛估计值和95%的置信区间。
图5 公共卫生支出效率LR函数趋势图
图6 公共教育支出效率LR函数趋势图
图7 1997-2013年纵向财政失衡小于门槛值的省份数量 从表4可看出，当中央转移支付收入/本级财政收入等于1.24和0.89时⑥，对应的公共卫生支出效率和公共教育支出与财政收入分权的关系发生结构性变化。根据该门槛值，可以把样本数据分成两个区间。图7给出了小于门槛值的省份数量图。总的来看，1997年以来小于门槛值的省份在逐年上升，但2009年后又有小幅回落。由图7可见，许多省份纵向财政失衡超过了最优值，产生了“公共池”效应，削弱了财政收入分权对地方政府的激励和约束，有损于地方社会性支出效率。 下面，基于前面估计的门槛值生成虚拟变量dum*，即公共卫生支出。当纵向财政失衡Commonpool＜1.24时，dum_hea=0；反之，dum_hea=1。对于公共教育支出，当纵向财政失衡Commonpool＜0.89时，dum_edu=0；反之，dum_edu=1。这样可以生成财政收入分权和虚拟变量的dum*的交乘项，重新估计模型(1)。考虑到解释变量空间滞后项是内生变量(Brueckner，2003)，[20]财政收入分权和财政支出分权也可能存在内生性问题。因此，我们设定上述变量为内生变量，采用系统GMM加以估算。表5给出了省级财政社会性支出效率的估计结果(变量均做对数化处理)。
由Arellano_Bond一阶和二阶自相关检验以及Hansen过度识别检验可知，本文采用的系统GMM设定合理，且从内生变量的估计系数看也较为合理，处于OLS回归和固定效应回归之间。 基于实证结果，本文重点关注支出分权、收入分权以及公共池是否在发挥作用，并对其作用进行评估。首先，除了教育方程固定效应模型不显著之外，因变量的空间滞后项在所有模型中均具有显著的正向效应。这说明社会性支出效率具有显著的正向外溢性，即提高本地区的社会性支出效率，会导致邻近地区相应的社会性支出效率提升。这验证了财政竞争在地方政府行为中发挥了作用，有利于提高地方政府的社会性支出效率。其次，表5显示了财政支出分权和财政收入分权的系数均显著为正，说明财政分权对社会性支出效率具有显著的正向影响。同时，之前的PTR检验发现财政支出分权没有明显的门槛效应。因此，财政支出分权不受纵向财政失衡的影响。但是，PTR检验发现财政收入分权存在门槛效应。最后，表5显示了财政收入分权和dum_hea以及dum_edu的交乘项均显著为负，即当纵向财政失衡分别大于1.24和0.89时，公共卫生支出效率和公共教育支出效率的财政收入分权系数均显著降低。这种门槛效应说明，财政收入分权对公共支出效率的作用呈现结构性的变化，显著地受到公共池机制的影响。当财政失衡大到一定程度时，公共池机制将会削弱财政收入分权对社会性支出效率的正向影响。从具体数值看，财政收入分权和这个交乘项之差均为正。这说明目前的纵向财政失衡水平并没有影响到财政收入分权对社会性支出效率的作用方向，只是对其正向影响起到了削弱作用。 四、空间溢出效应与中央财政转移支付 最优的中央财政转移支付规模主要取决于横向财政外部性和纵向财政外部性的权衡。如果横向财政外部性(即地方财政行为所产生的正的空间外溢性)较大，则需要更多的财政转移支付以补偿这种收益外溢。对于纵向财政外部性，如果地方公共服务成本的辖区外溢性较大，则需要减少财政转移支付，以避免这种负的外溢性给其他地方居民带来的福利损失(贾俊雪，2014)。[13]空间计量经济学模型可以度量这种溢出效应。在社会性支出效率方程的估计中，本文给出的因变量空间滞后项的系数。当然，这可以理解为一种横向财政外部性的度量。但是，本文直接用解释变量的系数作为溢出效应的值。因此，本文研究采用LeSage和Pace(2009)的方法，从求解偏微分的角度，得到解释变量发生变化时对相邻区域产生的平均溢出效应，然后进行统计检验。[21] 设空间计量模型为SDM(Spatial Durbin Model)模型⑦：
可见，一个地区解释变量的变化会潜在影响其他地区的被解释变量。考虑到解释变量变化的溢出效应随地区不同而不同，因此，采用LeSage和Pace(2009)提出的测量不同效应的简化方法，[21]即基于加总各行(列)的所有效应，然后求其均值。该矩阵的行均值称为一个观察值所接收的平均总效应；列的平均值称为一个观察值所发出的平均总效应；矩阵对角均值称为平均直接效应，即解释变量的变化对本地区的被解释变量的影响；平均总效应和平均直接效应的差称为平均间接效应，即解释变量的变化对其他地区的被解释变量的平均影响。下面分别采用SDM模型和SAC模型估计空间溢出效应。具体结果如表6所示。
根据表6，从AIC、BIC的角度判断，SDM模型更适合。从模型估计系数看，卫生支出和教育支出的直接效应和间接效应都不显著，表明地方政府卫生支出和教育支出本身并没有显著的横向外部性。下面考察财政收入分权和财政支出分权对卫生支出效率的影响。从财政收入分权的直接效应来看，其系数不显著，但财政收入分权间接效应的系数显著为正。对于财政支出分权，其结果正与之相反，即直接效应显著为正，而间接效应不显著。进一步分析两类分权对教育支出效率的影响，财政支出分权和财政收入分权的直接效应系数均显著为正，但间接效应的系数均不显著。最后，分析财政收入分权的交乘项的直接效应和间接效应。在卫生支出效率方面，财政收入分权的交乘项的直接效应显著为负，其间接效应的系数也显著为负。这表明公共池效应不仅降低了本地区卫生支出效率，而且其产生的纵向财政外部性也降低了其他地区卫生支出的效率。在教育支出效率方面，财政收入分权的交乘项的直接效应显著为负，但间接效应的系数不显著。这表明教育支出的纵向财政外部性影响微弱。 总的来看，在两类公共服务提供效率方面，财政收入分权具有较强的正外部性，财政支出分权没有显著的外部性，而卫生支出和教育支出本身并没有显著的正外部性。因此，无需通过更多的中央财政转移支付来弥补这种收益的外溢。而中央财政转移支付导致的公共池效应具有较强的负纵向外部性，其不仅削弱了财政收入分权对本地区公共服务提供效率的正向影响，而且对其他地区公共服务提供效率也产生了不利影响。可见，目前的中央财政转移支付规模超过了最优水平，不利于中国财政社会性支出效率的改善。 五、主要结论与政策建议 (一)研究结论 本文基于1996-2012年中国31个省级面板数据，采用空间计量面板门槛模型对地方政府的社会性支出效率进行实证研究，并采用空间溢出效应测算方法，估算了财政分权相关变量的横向财政外部性和纵向财政外部性。基于以上实证研究结果，可得出以下结论：一是财政支出分权、财政收入分权以及社会性支出效率的正向外溢性均有利于财政社会性支出效率的改善。二是纵向财政失衡产生的公共池效应存在异质性。公共池对财政支出分权的作用影响微弱，但对财政收入分权具有非线性影响。但是，目前中国的纵向财政失衡水平尚没有改变财政收入分权对社会性支出效率的影响方向。三是社会性支出本身并没有显著的正外溢性，而目前的中央财政转移支付规模产生了显著的负外溢性。因此，中央财政转移支付超过了合意的规模。 (二)政策建议 1.为了更好地发挥财政分权的正向促进作用，应该更多地强调地方事权和财权的匹配，而非简单地通过中央财政转移支付来实现地区的事权和财权的匹配。由于财政支出正的横向外部性不显著，不需要过多的中央财政补偿这种正向外溢性，而纵向外部性(即地区公共服务成本的辖区外溢性)较大程度上需要减少财政转移支付，以避免这种负的外溢性给其他地区居民带来的福利损失。因此，本文认为中央财政转移支付规模超过了最优值，客观上存在降低中央财政转移支付规模的空间。当然，这一切都必须通过财政分权制度的调整，减少地方对中央财政的依赖方可实现。 2.公共池效应问题的本质是中央财政转移支付软化了地方政府的预算约束，割裂了地方公共服务成本与收益之间的联系，削弱了财政分权对地方政府的良性激励和约束机制。因此，在新一轮财税体制改革中，一定要考虑地区过度依赖中央救助的道德风险问题，制度的安排应朝着有利于增强地方政府权责一致的利益主体地位，强化对地方政府的良性激励和约束，以便地区之间展开真正的竞争。只有这样，才能纠正地方政府扭曲的目标和行为选择，促使地方政府有效率地提供公共产品，改善地区民生福利。 ①对地方政府主要有两种观点：一种观点认为地方政府是仁慈的，追求的是辖区居民社会福利最大化。另一种观点认为地方政府是理性的自利主体，追求的是自身利益最大化。 ②财政竞争是指由于财政政策的外溢性，地区在进行财政决策时，需要考虑其他地区的财政政策，具体表现为地区间的税收竞争、支出竞争和标尺竞争。 ③中国实行9年制义务教育。中国法律明确规定，保证所有适龄儿童接受义务教育是每个地方政府必须承担的职责。因此，小学入学率和成人识字率这两个指标在各省市之间的变异系数非常小(1979-2001年间的方差系数仅为0.05)。基于以上考虑，本文没有选用上述两个指标。 ④这里的中央转移支付收入包括税收返还收入。 ⑤城镇化水平用城镇人口占总人口比例作为代理变量。 ⑥门槛值估计中的数据均取了对数，这里还原为原始数据。 ⑦该模型同样适用于SAR以及SAC模型，区别在于Sr(w)的形式不同。
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财政分权、纵向财政失衡与社会支出效率_转移支付论文
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