中央转移支付对地方财政支出的影响机制及实证分析_转移支付论文

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      一、引言及文献综述

      改革开放以来，中国政府间的财政关系经历了渐进分权化改革，形成税权在中央高度集中、支出责任在地方高度分散的管理体制。这种体制使得转移支付迅速成为中央政府弥补地方财政缺口、逐步实现基本公共服务均等化的重要手段。在近20年的地市级政府财政收入中，来自上级政府的各类财政转移支付平均占比达到40%以上，而省级以及县级政府的转移支付收入占比甚至超过了50%。

      然而，许多相关研究表明，中国的财政转移支付制度在矫正区域间的横向均衡方面缺乏成效，不能更好地促进地方政府职能优化，关注社会民生问题不够，地区之间基本公共服务差距甚至超过了经济差距，尤其是未能有效地降低中部、西部地区内部省市之间财力水平的差异（安体富、任强，2010[1]；付文林、沈坤荣，2012[2]）。一些地方公共服务的融资甚至过度依赖于上级政府转移支付，进一步阻断地方公共服务成本分摊和收益分享之间的联系，导致地方公共服务过度供给，并扭曲了地方财政支出的合理结构。

      从国际视野看，这种发展状况在国外也较为常见。长期以来，研究者们对转移支付与地方财政支出之间的关系进行了较为深入的研究分析，并主要集中在两个方面：

      一是考察转移支付是否可以优化地方财政支出结构。这方面的文献存在两种对立观点。一种认为政府间转移支付具有促进地区间财力和公共服务均等化，进而优化财政支出的效应（Bahl，2000；Bergvall et al.，2006[3]；Boadway and Shah，2007）。另一种观点则与之相悖，比如Stein（1997）就认为在以地方财政缺口为基础的均等化再分配机制下，地方政府有激励通过改变其财政支出结构，引起基本公共服务供给的财力不足，倒逼中央政府对其进行财政补助。国外许多国家的实际也佐证了这一观点，比如Egger et al.（2010）[4]通过对德国的实证研究发现，如果地方政府的目标为最大化税收收入与上级转移支付之和，那么转移支付会提高地方政府的征税努力水平，进而对地方财政支出结构产生负面影响。针对中国研究的部分相关文献也持同样观点。Cai和Treisman（2006）综合经济发展阶段、地区竞争等因素研究发现，在发达地区转移支付增加带来其生产性支出上升的同时，落后地区却加大了政府消费性支出。郭庆旺、贾俊雪（2008）[5]研究表明，1990～2005年中央财政转移支付有助于各省域之间公共医疗卫生服务的均等化和公共交通基础设施服务发展，但对公共基础教育服务则不具有显著影响。付文林、沈坤荣（2012）[2]通过建立均等化支付条件下的地方财政支出决策模型发现，转移支付会刺激地方政府改变支出结构，倾向于更大比例提高基本建设和行政管理费用支出，偏离基本公共服务均等化目标，等等。此外，近些年还有部分文献认为，地区之间的空间因素也影响转移支付和地方财政支出之间的作用机制，并通过实证研究发现在空间因素扰动下，不同类型的转移支付对地方财政支出结构的影响存在明显差异（贾俊雪等，2010）[6]。

      二是考察转移支付是否对地方财政支出产生“粘蝇纸效应”①。早期的公共选择模型认为，在理性假设下，一次性的无条件转移支付相当于一定量的减税，不会导致政府支出增加（Bradford和Otaes，1971）。然而，随后很多实证研究却发现上述结论并不总是成立。比如，Deller和Maher（2005）[7]使用美国威斯康星州的地方政府数据，测算了基于税收返还的转移支付对10种地方财政支出的影响，发现有80%的支出中存在粘蝇纸效应；Karnik和Lalvani（2008）[8]通过对印度243个地方政府研究发现，在得到转移支付之后，地方政府在行政费用支出领域不存在粘蝇纸效应，但在广义上的公共支出领域却存在这种效应；Spahn（1979）利用澳大利亚州一级政府的数据证明其财政支出也存在明显的“粘蝇纸效应”，等等。针对中国的研究也发现同样存在这种效应，其中范子英和张军（2010）[9]基于1995～2005年省级政府样本研究发现，每1个单位财政转移支付会使政府支出水平上升0.6～1.3单位；尹恒、朱虹（2011）[10]发现在2001～2005年期间，当地方财政收入改善之后，其公共支出将会偏向于基本建设，而不是人力资本投资和公共服务；宋小宁和葛锐（2014）基于全国2000多个县（市）样本的估计结果显示，转移支付显著增加了县（市）政府的基本建设支出比重，原因在于地方政府将转移支付资金用于基建投资可以增加地方税基。

      通过总结发现，已有文献以统计实证研究居多，较少有文献采用规范的一般均衡理论模型分析转移支付对地方财政支出的影响，而且受中国财政统计口径变动等因素的影响，对中国的实证研究主要集中在1994～2008年，对近些年相关的研究明显较少。本文认为，对转移支付和财政支出的研究应最终落实在提升居民幸福水平这一终极目标上，财政政策本身只是实现这个终极目标的重要工具之一。因此，本文拟在传统财政支出模型的基础上，引入影响居民幸福的因素以拓宽其效用函数，构建分析中央转移支付②对地方财政支出影响的一般均衡理论模型，并充分利用地区之间的空间因素刻画地方财政支出行为的外部性，深入考察1997～2013年期间作为中国财政政策重要组成部分的中央转移支付，对省级政府财政支出行为的影响机制。值得强调的是，本文分析的重点在于考察中央转移支付对地方财政支出的影响机制，而这种机制不局限于转移支付变量本身对地方财政支出的影响，还涉及到很多其他重要的相关因素。在本文结构安排上，除第一部分外，第二部分将构建理论分析模型框架，第三部分介绍实证估计模型、方法与变量赋值，第四部分集中分析实证估计结果，最后是结论与政策建议部分。

      二、理论模型分析框架

      这部分主要基于幸福经济学理论，构建一种考察中央转移支付对地方财政支出影响的理论分析框架。

      （一）基本决策环境

      经济环境为一种封闭经济模式，由生活无限期的代表性消费者、代表性企业和政府部门组成。经济活动进行无限期，时间是离散的。代表性消费者通过寻求最优的消费序列和资本序列来实现自身幸福最大化。

      （二）偏好

      根据Clark et al.（2008）[11]、Choudhary et al.（2012）[12]和何强（2011）[13]等对幸福经济学的研究，一方面，代表性消费者的效用与自身的消费水平正相关，但是与参照群体的平均消费水平（或攀比水平）负相关；另一方面，代表性消费者当期消费的效用水平与其往期消费水平负相关（也称为棘轮效应）。因此，这里假设代表性消费者的效用既取决于当期私人产品、消费性公共产品与这两者的社会平均水平，也取决于往期私人产品。考虑到消费性公共产品的社会攀比效应基本可以忽略，那么代表性消费者在基期的期望目标函数形式可以表示为：

      

      

      （三）技术

      对于企业而言，假定其生产函数为Cobb-Douglas形式，且满足规模报酬不变的技术特征。另一方面，地方公共产品只能通过地方政府供给，且地方政府供给两种公共产品：生产性支出

和消费性支出

，只有生产性公共支出进入生产函数。那么，企业的生产函数可以表示为：

      

      （四）政府财政预算约束

      考虑到增值税、营业税等流转税在中国地方财政收入中所占比重较大，这里将地方税基设为人均GDP，并设τ为地方平均税率。方的财政收入、主要来自于税收和转移支付③。考虑到在中国的具体实践中，一方面其税制结构中流转税占有较大比例，另一方面中央对地方的转移支付额度通常与该地区的经济发展水平密切相关，因此这里将特定地区获得的转移支付额表示为人均GDP的线性函数，转移支付率参数设为φ。那么，地方政府的财政预算平衡约束条件可以表示为：

      

      （五）国民收入均衡条件

      国民收入约束可以表示为消费、投资与居民可支配收入间的等式关系。假设当期资本存量

的折旧率为δ，则国民收入均衡方程为：

      

      （六）模型最优解

      

      

      通过进一步的推导，可以得到：

      

      式（6）即为基于幸福最大化的地方生产性公共支出的最优路径方程。由该方程容易证明：在其他条件不变的情形下，一方面，转移支付率φ、地方平均税率τ、贴现因子β、生产性公共支出的边际产出（1-α）、代表性消费者当期消费水平受社会平均消费水平影响系数

以及受前期消费水平影响系数

越大，地方政府的生产性支出越多；另一方面，消费性公共支出在效用函数中的权重θ越大，即地方政府越重视消费性公共服务供给，地方的生产性支出越少。这些为随后针对中国的实证研究奠定了宏观分析的框架基础。

      三、实证估计模型、方法与变量赋值

      基于前部分的理论模型，本文将利用中国内地31个省域1997～2013年的面板数据开展进一步的实证研究。

      （一）计量模型构建和估计方法

      这里初步拟以人均地方财政支出（LE）为被解释变量，分别以人均GDP（PG）、财政收入占GDP比重（TG）转移支付率（TR）、资本边际产出（CM）、攀比效应（CE）和棘轮效应（RA）为解释变量。考虑到第部分理论框架分析的简便性可能造成变量遗漏，这里进步选取人均地方财政能力缺口（FG）作为控制变量。此外，由于中国的财政预算制度具有基数法预算特征，因此这里将被解释变量的一期滞后项也作为解释变量处理。

      长期以来，无论是学术界还是我国政府都普遍强调中央财政转移支付的均等化作用，较少考虑中央财政转移支付对地方政府行为特别是竞争性行为的影响。地方政府之间的空间影响可以通过空间面板计量模型进行分析。空间面板计量模型主要包括空间面板杜宾模型、空间面板自回归模型、空间面板自相关模型以及空间面板误差模型，等等。由于本文的研究中解释变量集合里包含被解释变量的一阶滞后项，但不包含其他解释变量的空间滞后，因此采用空间面板自回归模型显然更加科学。完整的模型表达式如下：

      

      （二）空间权重设置

      科学设定空间权重矩阵对空间计量回归模型至关重要。从已有文献的研究看，对空间权重矩阵设定一般有两种方法：一是通过使用真实的地理信息来确定，包括邻接矩阵（区域相邻定为1，否则为0）和地理质点坐标矩阵（用区域之间质点的地理距离来确定）；二是使用社会经济指标之间的差距来确定，比如人均收入、交通运输成本，甚至社交网络中的距离等。

      对本文的研究而言，地理位置因素影响显然非常重要，但另一方面，许多相关研究都表明，中央转移支付和地方财政支出水平通常与各地区的经济发展水平也存在较大相关关系（倪红日、张亮，2012）[15]。因此，本文拟同时考虑地理因素和经济因素，记地理权重为

，经济权重为

，两者通过加权之后成为最终的空间权重矩阵：W=α

+（1-α）

，其中α决定了在空间权重矩阵中地理因素和经济因素的相对大小，它通过实际样本数据来确定，且0≤α≤1。进一步地，本文通过31个省域的省会城市（或直辖市）之间的地球弧度距离（Arc Distance）来确定地理权重，同时通过各省域的平均可比价人均GDP（以1997年为基期）来确定经济权重，并对两者进行标准化处理以便于加权。

      （三）变量赋值及数据来源

      人均地方财政支出（LE）：由于2007年中国财政支出统计口径发生了变化，本文针对1997～2006年人均地方财政支出变量分别选取基本建设、抚恤社保（具体包括抚恤和社会福利救济费，以及社会保障补助支出）、行政管理费和文教科卫支出（具体包括文化广播事业费、教育事业费、科学事业费和卫生经费）等4个子变量；针对2007～2013年人均地方财政支出变量分别选取一般公务（只包括一般公共服务）、文教科卫（包括教育、科学技术、文化体育与传媒以及医疗卫生）和社会保障支出等3个子变量。这些类型的财政支出均具有较为显著的规模性、普惠性和自主性等特点。为了增强可比性，各变量的数据均经过本省域消费者价格指数进行缩减，基期为1997年。

      人均GDP：采用各省域的可比价人均国内生产总值，基期为1997年。

      财政收入占GDP比重（TG）：采用当年各省域的地方财政收入与本地GDP的比值，近似反映地区宏观税负水平。

      转移支付率（TR）：采用各省域所获得的中央财政转移支付额与本地GDP的比值。

      资本边际产出（CM）：由于现实中的资本形成与产出之间的关系比较复杂，而且难以直接获得资本形成数据，这里采用当年的GDP与全社会固定资产投资之比作为代理变量④。

      攀比效应（CE）：由于缺少关于各省域每年有关攀比效应的直接调研数据，这里拟采用何强（2011）[13]等同类文献的方法近似处理，具体做法为：首先，将31个省域分成东、中、西三大区域⑤，然后将每个省域每年的最终消费支出值（来自支出法GDP核算），除以所在大区域的平均最终消费支出与全国最终消费支出两者的平均值，所得结果即为该省域当年的攀比效应数值。

      棘轮效应（RA）：采用每个省域当年的可比价最终消费支出值（来自支出法GDP核算）除以上一年度数值所得结果，基期为1997年。

      人均地方财政能力缺口（FG）：将各省域当年人均地方财政收入减去人均地方财政支出后得到的余额，经过本省域消费者价格指数进行缩减而得，基期为1997年。

      所有变量的数据均来源于《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》以及中国经济信息网统计数据库，部分缺失数据根据统计平滑方法进行了插补。为了考察变量之间的变动弹性，降低异方差因素干扰，对各变量数据均进行了取对数处理。此外，考虑到变量之间理论上可能存在的共线性，本文首先经过相关性检验发现，各变量之间基本不存在较大的相关性，随后通过计算变量的方差膨胀因子（VIF）发现，其值全部都介于0～10之间，由此可以综合判定变量之间不存在严重的共线性。

      四、实证分析结果

      前面已经提及，2007年中国财政支出统计口径发生了较大变动，导致前后部分财政支出指标和数据不可比，因此本部分拟以2007年为分界线，将1997～2013年的样本区间分成两部分进行模型估计。

      （一）1997～2006年的实证分析结果

      1.空间权重矩阵遴选。

      这里将地理权重所占比重α以0为初始值，步长设为0.1⑥，逐步建立11个模型进行遴选。最优的模型至少应具备两个条件：一是其空间效应系数显著性最大；二是通过了用于遴选固定效应和随机效应的Hausman检验。下页表1的检验结果显示，分别以基本建设、抚恤社保、行政管理和文教科卫为被解释变量的11个模型中，最优空间权重矩阵的α取值依次为0.2、0.0、1.0和0.4，这表明经济因素对基本建设、抚恤社保和科教文卫支出的影响更大，而地理因素则对行政管理支出的影响更加显著。

      

      2.估计结果及分析。

      在确定最优的空间权重矩阵基础上，这里分别以基本建设、抚恤社保、行政管理和文教科卫这4个人均地方财政支出变量为被解释变量，建立动态空间自回归固定效应模型，估计结果见表2。其中，Hausman-p表示原假设为“

与解释变量不相关（即随机效应模型为正确模型）”的p值，由于各模型的p值都等于0.000，表明在5%的显著性水平下拒绝了原假设，目前采用的固定效应模型是合适的。

      

      

      首先，表2各模型的空间效应系数ρ显著为正，且通过了1%显著性水平检验，表明在模型中引入空间因素是更加科学合理的，如果忽视这种空间相关性的影响，模型估计将是有偏的或产生错误的参数检验结果（Anselin，1988）。文教科卫的空间效应系数明显大于其他三类支出，说明在该领域存在更加显著的空间依赖性。

      第二，从4个被解释变量的一阶滞后项的估计结果来看，其系数均通过了1%显著性水平检验，而且估计值显示前后两期的人均地方财政支出的弹性系数达到0.178～0.429，表明地方财政支出存在一定程度的增量预算特征和较低的灵活性，这与中国零基预算制度改革整体进展缓慢，以及自1998年以来实施的积极的财政政策影响均有密切关系，也体现了中央政府加强对地方财政预算监督管理的必要性，尤其是在抚恤社保费用支出方面（其弹性系数明显高于其他3种支出）。

      第三，财政收入占GDP比重的弹性系数在各个模型中显著为正，且在基本建设和抚恤社保领域的弹性明显大于行政管理费和文教科卫。而人均GDP的弹性系数只在抚恤社保和行政管理模型显著为正，在其余两个模型中均不显著。这表明经济越发达、宏观税负越大的省域，越重视对抚恤社保的财政投入，只是当经济发展水平越高时会同时加大对自身行政管理费用的支出，当通过各种渠道获得更高的财政收入时会同时加大对基础设施建设的投入。

      第四，转移支付率的弹性系数在各个模型中均为正，但只在基本建设模型中通过了10%的显著性检验，表明地方政府得到中央转移支付的力度越大，就越会加大对基础设施建设的投入，这与前述财政收入占GDP比重的作用机制较为接近。值得进一步强调的是，中央政府对地方进行财政资金转移的重要目的之一，是在弥补地方人均财政能力缺口的基础上鼓励其用于改善民生福祉，模型结果显示地方政府在得到中央的转移支付之后，并没有努力围绕中央的宏观调控政策目标，而是进一步扩大基本建设投资，存在显著的预算软约束问题。

      第五，攀比效应的弹性系数只在基本建设模型中显著，且系数高达0.742，远远大于其余3个模型，这表明地方财政对基本建设支出存在显著的攀比之风。棘轮效应在4个模型中的弹性系数均为正值，但均不显著，这表明区域自身社会消费水平带来的惯性并不会对地方财政支出带来较强的正向影响。人均地方财政能力缺口的弹性系数在大部分模型中为负值，但均不显著，表明地方财政支出受区域财政缺口的影响较小。

      第六，在所有通过10%显著性检验的直接效应和间接效应系数中，人均GDP和财政收入占GDP比重对抚恤社保财政支出影响的直接效应大于间接效应，财政收入占GDP比重、转移支付率和攀比效应对基本建设财政支出的影响也与之类似。但是，财政收入占GDP比重对行政管理财政支出影响的直接效应占总效应的比重只有44.88%，小于间接效应所占比重。这表明，1997～2006年期间地方财政支出行为不仅受到本省域社会经济因素的影响，在部分财政支出领域相关省域的示范激励效应有时反而会更大。

      （二）2007～2013年的实证分析结果

      1.空间权重矩阵遴选。

      这里采用前面对1997～2006年样本同样的处理方法确定空间权重矩阵。表3的检验结果显示，分别以一般公务、文教科卫和社会保障支出为被解释变量的11个模型中，最优空间权重矩阵的α取值依次为0.4、1.0和0.4，这表明经济因素对一般公务和社会保障支出的影响更大，而地理因素则对文教科卫支出的影响更加显著。

      

      2.估计结果及分析。

      在确定最优的空间权重矩阵基础上，这里分别以一般公务、文教科卫和社会保障这3个人均地方财政支出变量为被解释变量，建立动态空间自回归固定效应模型，估计结果见下页表4。其中，Hausman-p的统计值在5%显著性水平下拒绝了“

与解释变量不相关”的原假设，表明目前采用的固定效应模型是合适的。

      首先，表4各模型的空间效应系数ρ显著为正，且通过了1%显著性水平检验，表明在模型中引入空间因素更加科学合理。社会保障模型中的空间效应系数远大于一般公务模型和文教科卫模型的系数，说明在该领域存在更加显著的空间依赖性。

      第二，与前面1997～2006年的分析结果相比，控制变量人均地方财政能力缺口在文教科卫和社会保障模型中变得显著，表明该变量对近些年地方财政支出具有重要的正向作用⑦。地方财政支出变量的阶滞后项系数仍然显著为正，尤其是对一般公务和文教科卫的弹性系数均在0.5以上，表现出较为明显的增量预算特征。

      第三，对于人均GDP而言，其对文教科卫的弹性系数显著为正，但对一般公务和社会保障的正向弹性系数并没有通过5%显著性检验。同时，财政收入占GDP比重和转移支付率都对社会保障支出有显著的正向影响，而且财政收入占GDP比重提高之后还会激励地方政府加大对一般公务的财政支出，但转移支付率提高之后则会激励其对科教文卫的投入。这一方面表明地方财政对民生福祉的支持进入了快速发展阶段，但这种发展状态与经济增长水平之间并无显著联系，另一方面也表明中央对缩减“三公”经费开支的严格管制还存在进一步的政策实施空间。此外，在社会保障支出方面，还存在显著的粘蝇纸效应，与1997～2006年相比，在其他条件不变的情形下，可以认为地方财政支出显著改善了民生状况。

      

      第四，棘轮效应的弹性系数只在社会保障模型中显著为正值，表明社会消费惯性对社会保障支出存在正向激励。攀比效应的弹性系数在三个模型中均未通过10%显著性水平检验，这表明地方政府财政支出在一般公共服务支出领域的攀比之风不显著。从健全民生保障的角度而言，这是近些年地方财政支出结构优化的一种具体表现。

      第五，在所有通过10%显著性检验的直接效应和间接效应系数中，人均GDP、转移支付率和人均地方财政能力缺口对文教科卫财政支出的影响，以及财政收入占GDP比重对一般公务财政支出的影响，均呈现出直接效应大于间接效应的态势，而且前者在总效应中所占比重至少超出后者35%，表明近些年来中央转移支付对地方财政支出行为的作用机制，在更大程度上受本地社会经济因素影响，而不是其他相关省域的影响。这与前面对1997～2006年样本的分析结果存在较大差异。

      五、主要结论与政策建议

      本文基于幸福经济学理论，构建了一种分析中央转移支付对地方财政支出影响的一般均衡理论框架，并结合空间面板和动态面板计量模型，利用1997～2013年中国内地31个省域的样本数据进行了实证分析。主要结论和政策建议如下：

      第一，中央转移支付对地方财政支出行为的影响机制受空间因素的影响较为显著。地理空间因素对2007年之前的行政管理支出，以及2007年之后的文教科卫支出影响更大，而经济空间因素则对2007年之前的基本建设、抚恤社保和科教文卫支出，以及2007年之后的一般公务和社会保障支出影响更显著。因此，厘清不同类型财政支出的受影响机制，对于有针对性地完善转移支付制度大有裨益。

      第二，地方财政支出长期存在显著的增量预算特征，1997～2006年期间主要体现在抚恤社保支出，2007～2013年期间则主要体现在一般公务和文教科卫支出。这充分表明持续加强对地方财政零基预算制度的监管、优化转移支付结构非常必要。

      第三，1997～2006年期间，经济越发达、宏观税负越大的省域，越重视对抚恤社保的财政投入，同时如果地方政府得到中央转移支付的力度越大，就越会加大对基本设施建设的投入，存在显著的预算软约束问题。2007年之后，地方财政对民生福祉的支持进入了快速发展阶段，财政收入占GDP比重和转移支付率都对社会保障支出存在显著的正向影响，而且社会保障支出领域存在显著的粘蝇纸效应。这表明，转移支付政策对地方财政积极改善民生发展逐渐起到了有效的激励作用，未来应加大对公共服务均等化转移支付制度的建设力度，完善地方财政支出与民生福祉需求之间的契合程度。

      第四，地方财政对基本建设的支出在2007年之前存在显著的攀比之风，社会消费惯性则对2007～2013年期间的社会保障支出存在正向影响。未来应进一步加强对地方政府用于公共建设支出的透明化管理，谨防彼此之间过度竞争带来的福利损失风险，并进一步充分考虑居民消费习惯对民生类财政支出的影响。

      第五，在中央转移支付对省域财政支出行为的影响机制驱动下，1997～2006年期间的部分财政支出类型受到非本省域的社会经济因素影响更大，而在2007～2013年期间所有类型的财政支出普遍受到本省域的影响更为显著。因此，从发展趋势而言，未来对中央转移支付制度的改革完善，更应当充分立足于各省域本身的约束条件。

      ①粘蝇纸效应（Flyingpaper Effect）这种现象是指地方政府以政府间财政转移支付获得的收入，要比地方自有收入增加带来更多的地方财政支出。

      ②按照国际货币基金组织（IMF）《政府财政统计手册（2001）》的界定，广义的转移支付包括国际间转移支付和国内转移支付两种。国内转移支付可以进一步细分为政府之间、政府对企业、政府对家庭的财政资金转移。本文所涉及的转移支付只限定在国内中央政府对省级政府之间的财政资金转移，因为无论从规模设置还是从制度安排来看，这类转移支付都是中国财政转移支付体系中最核心的部分。

      ③很多地方政府的财政收入除了预算内收入之外，还有一些预算外和体制外收入，但这些收入的比重并不高。

      

      ⑤东部区域包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南共11个省域；中部区域包括河南、湖北、湖南、安徽、山西、黑龙江、江西、吉林共8个省域；西部区域包括陕西、甘肃、宁夏、青海、新疆、重庆、广西、内蒙古、四川、贵州、云南、西藏共12个省域。

      ⑥这种步长显然可以进一步缩小，不过不影响本文分析的基本结论。

      ⑦由于“人均地方财政能力缺口”变量的原始数据有正有负，本文对该变量的数据采用了先标准化后再取对数的做法。该方法导致估计出的系数不再是真正经济学意义上的弹性，只是其近似，但优点在于基本不会对估计系数的正负号和显著性造成影响。因此，这里只分析该变量估计系数的显著性和正负号，不再讨论该系数的绝对大小。

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