中央财政转移支付与地方公共服务提供_郭庆旺

中央财政转移支付与地方公共服务提供

郭庆旺贾俊雪＊

　　内容提要　本文首先考察了中央财政转移支付在促进中国地方公共服务发展和均等化中的作用,然后从公平与效率角度,探究了中央财政转移支付未能有效促进地方公共服务发展和均等化的原因。分析表明,中央财政转移支付有助于中国省份公共医疗卫生服务的均等化,但抑制了其发展;促进了公共交通基础设施服务发展,但加剧了其省份差异;对公共基础教育服务则不具有显著影响。其原因主要在于中央政府在转移支付资金分配时对不同地方公共服务公平与效率的关注不同,进而对地方公共服务发展产生的财政激励不同。因此,要使中央财政转移支付既能实现地方公共服务的均等化又能促进其发展,提高全社会福利水平,就需要完善转移支付模式,优化转移支付结构。

关键词　中央财政转移支付地方公共服务提供　公平-效率权衡

一引言

财政分权理论的传统观点认为,财政分权可以鼓励政府间财政竞争,促使地方政府更为关注本地区居民偏好,从而有利于改善地方公共服务提供效率,促进社会福利水平的提高(Oates,1972;Bird,1994;Faguet,2004)。但是,由于外部性问题以及地区间财政能力差异巨大,财政分权也可能会导致地方公共服务提供效率低下以及地区间公共服务严重失衡等问题,从而对社会总福利造成负面影响(Casas,1997)。对于财政分权可能带来的这些不利影响,Oates(1972、1999)主张通过建立科学、合理的政府间财政转移支付制度加以克服。

20世纪80年代至90年代初期,中国推行的财政承包制改革一方面确定了地方政府“剩余占有者”的地位,使额外增长的税收大部分归地方政府支配,从而极大地激励了地方政府对发展地方经济伸出“援助之手”(Montinolaetal.,1995;BlanchardandShleifer,2000;陈抗等,2002)的意愿;但另一方面,财政承包制改革也严重制约了基础教育和医疗卫生等地方公共服务的发展,加剧了财政资源分配不公和公共服＊郭庆旺、贾俊雪:中国人民大学财政金融政策研究中心北京中关村大街59号中国人民大学财政金融学院100872电子信箱:guoqw@http://wendang.chazidian.com。

本文是国家社会科学基金重大项目“中国财政金融安全”(05＆ZD008)和中国人民大学“985工程”重大攻关项目“中国公共产品的供给研究”的阶段性成果,同时得到中国人民大学科学研究基金项目(07XNB013)资助。作者十分感谢匿名评审专家提出的宝贵修改意见。期·

郭庆旺贾俊雪　　

务的地区间失衡(乔宝云,2002;乔宝云等,2005;王永钦等,2007;WestandWong,1995)。1994年的分税制改革以扭转中央财政在财政收入分配中的不利地位为出发点,从过去量上的过度财政分权转向适度财政集权,并初步建立起中国现行的中央财政转移支付制度,①以期能够实现财政资源的合理配置,促进地方公共服务发展和均等化。

至今已运行十几年的中央财政转移支付制度在促进中国地方公共服务发展和均等化中是否发挥了应有作用?中央财政转移支付的资金分配是否很好地兼顾了公平与效率准则?显然,这些问题的解答将有助于更好地评价中国中央财政转移支付制度的绩效,为进一步完善转移支付制度提供科学依据。为此,本文首先利用面板数据模型和核密度估计,考察1994年以来中央财政转移支付在促进中国地方公共服务发展和均等化中的作用;然后从中央政府的一般目标函数出发,构建中央财政转移支付决定因素模型,进而从公平与效率角度对中央财政转移支付资金分配的决定因素进行经验分析,以揭示中央财政转移支付未能有效促进中国地方公共服务发展和均等化的原因。

二　中央财政转移支付在促进地方公共服务发展和均等化中的作用

(一)省份公共服务水平分布的动态演进②

当前中国在科学发展观指导下建设和谐社会亟待解决一系列重大问题,如医疗卫生、基础教育、交通设施、社会保障、收入差距问题等,其中与中央财政转移支付关系最为密切的是前三大问题。因此,本文主要考察这三类基本公共服务的发展变化,即公共医疗卫生服务(HPS)、公共基础教育服务(EPS)和公共交通基础设施服务(TPS),分别用每万人拥有的医疗床位数、每万名中小学生拥有的教师数和公路密

③度度量它们各自的水平。

为了更好地揭示出1994年分税制改革以来中国省份公共服务的发展变化,我们考虑两个时期,即1990～1994年(时期0)和2001～2005年(时期1),并利用核密度估计探究这两个时期省份公共服务水平的分布演进。图1给出了这两个时期中国省份公共医疗卫生服务水平(HPS0和HPS1)、公共基础教育服务水平(EPS0和EPS1)和公共交通基础设施服务水平(TPS0和TPS1)的核密度分布。依据图1,对于1994年分税制改革以来中国省份公共服务的发展变化可以得到如下三点认识。

第一,中国省份公共医疗卫生服务水平分布的波峰在两个时期均位于较低水平,2001～2005年波峰高度明显上升,较高水平上的概率密度明显下降。这表明,目前中国省份公共医疗卫生服务总体水平较低,且与1994年分税制改革以前相比,出现一定程度的下降,但省份差异有所减少。事实上,由表1可知,中国省份每万人拥有的医疗床位数从1990～1994年的29.66下降到2001～2005年的28.1,相应的基尼系数和泰尔指数分别从0.19和0.06下降为0.173和0.053。①

②2005年,中央对地方的转移支付额达到7330亿元,占地方财政支出总额的比例高达45.7%。为了行文方便,我们将中国省、自治区和直辖市统一简称为省。中国目前除港澳台外共有31个省、市和自治区,但因数据问题,我们没有考虑西藏自治区。由于缺乏2006年中央财政转移支付数据,且2006年中国公路里程包括村道与历史数据不完全可比,因此本文样本期截止到2005年。数据主要来源于《新中国五十五年统计资料汇编》、各省历年《统计年鉴》、历年《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》。

③目前研究主要利用三种方法来度量公共服务:一是直接利用政府支出加以度量,如利用公共医疗卫生支出来度量公共医疗卫生服务,这种方法给出了最狭义的度量,并不能很好地捕捉到公共服务提供质量;二是利用政府公共投入的产出加以度量,如利用人均医疗床位数、师生比与公路密度来度量公共医疗卫生、公共教育和公共基础设施服务,以克服第一种方法的缺陷;三是利用消费者最终获取的结果加以度量,如利用死亡率来度量公共医疗卫生服务,这种方法给出最宽泛的度量(Fisher,1997)。遵循大多数研究的做法,本文利用第二种方法来度量公共服务(Garcia-MilaandMcGuire,1992;WestandWong,1995;Fisher,1997)。

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　　中央财政转移支付与地方公共服务提供

(a)公共卫生服务水平(自然对数)　(b)公共基础教育服务水平(自然对数)　(c)公共交通基础设施服务水平(自然对数)

图1中国省份公共服务水平的核密度(epanechnikov核函数)

　　说明:(a)、(b)和(c)中的划线、点线和实线分别为时期1(1990～1994年)和时期2(2001～2005年)各公共服务现实值以及时期2各公共预测值(取自然对数)的核密度分布曲线。

第二,中国省份公共基础教育服务水平在2001～2005年的分布波峰高度有所下降,但较高水平上的概率密度明显增加,意味着中国省份公共基础教育服务的整体水平出现较为明显的提升。但省份差异有所增大(省份每万名中小学生拥有的教师数从1990～1994年的531.26增加到2001～2005年的543.55,相应的基尼系数和泰尔指数分别从0.088和0.012增加到0.097和0.015,见表1)。

第三,中国省份公共交通基础设施服务水平在两个时期虽然整体呈现较为明显的“单峰”分布,但2001～2005年左下半部分较小的波峰有明显增大的迹象。此外,波峰高度明显下降,且整个分布明显向右偏移。这表明,中国省份公共交通基础设施服务水平出现较为明显的提高,但省份差异呈现出增大趋势(省份公路密度从1990～1994年的2366.92增加到2001～2005年的4006.56,相应的基尼系数和泰尔指数分别从0.314和0.176增加到0.339和0.198,见表1)。

表1　　

中国省份公共服务提供水平及差异变化

公共医疗卫生服务水平1990～1994

均值基尼系数泰尔指数

观测值预测值观测值预测值观测值预测值

29.66—0.19(0.02)

—0.06(0.01)

—

2001～200528.1020.210.162(0.02)0.043(0.01)

公共基础教育服务水平1990～1994531.26———

2001～2005543.55———

公共交通基础设施服务水平1990～19942366.92———

2001～20054006.563575.890.327(0.04)0.186(0.05)

0.173(0.03)0.088(0.01)0.097(0.01)0.314(0.05)0.339(0.04)0.053(0.01)0.012(0.002)0.015(0.003)0.176(0.05)0.198(0.05)

　　说明:小括号中的数字为Bootstrap标准差,观测值为现实数据,2001～2005年预测值是在假设其他变量不变,只有中央财政转移支付变化的情况下,依据表2模型1b和3b的估算结果得到的。“—”表示不包括这项内容。

上述分析表明,1994年分税制改革以来,中国省份公共服务呈现出不同的发展变化特点:公共医疗卫生服务水平及其省份差异均出现较为明显的下降,公共基础教育和交通基础设施服务水平及其省份差异均出现不同程度的上升,其中公共交通基础设施服务水平的提升尤为突出。那么,旨在促进地方公共服务发展和均等化的中央财政转移支付在这一过程中起到了什么作用?

期·

郭庆旺

　　(二)中央财政转移支付的作用贾俊雪　　

本节从公共服务的生产函数出发,构建省份公共服务提供的经验分析模型,然后通过估算中央财政转移支付的影响系数,及其引致的中国省份公共服务水平的反事实分布,具体考察中央财政转移支付在促进中国省份公共服务发展和均等化进程中的作用。

1.模型设定。假设第i个省份政府在提供j(j=1,2,…,J)类公共服务PS时采用的生产函数为:ijt

PSS((G),U),i=1,2,…,30;t=1,2,…,Tijt=Pijt/cijijt(1)

　　其中,J为公共服务的类别总数,本文只考虑公共医疗卫生、公共基础教育和公共交通基础设施等三类基本公共服务,因此J=3;t为时间,T为样本期。G为第i个省份政府生产j类公共服务的公共投入,ijt

这里我们用相应的省份人均财政支出如人均公共卫生支出(相应提供的是公共医疗卫生服务)来度量。c用来捕捉那些与时间无关的省份特定因素如地理环境等不同所造成的省份公共服务提供成本的差异。ij

U用来捕捉全社会对此类公共服务的需求,我们分别用人均产出y和人口密度Nd来捕捉经济发展和人ijtitit

①口增长带来的公共服务需求。为了进一步简化,我们不妨假设公共服务生产函数为对数线性生产函

数,则(1)式变为:

Ln(PS)=αLn(G)+βjLn(U)-αLn(c)ijtjijtijtjij

　　其中,α为G的公共服务提供弹性,βj为Ln(U)的影响系数。jijtijt

我们假设省份政府只能借助人均自有财政收入T和中央政府给予的人均财政转移支付Tr为生产itit

此类公共服务的公共支出G融资,即GG(T,Tr)。同样,不妨假设其为对数线性函数:ijtijt=itit

Ln(G)=ηLn(T)+ωLn(Tr)ijtjitjit

财力和中央财政转移支付增加能够在多大程度上增加省份政府用于生产此类公共服务的支出G。ijt

考虑到c与时间无关,因此我们引入地区效应f来捕捉c的影响,同时引入时间效应f以捕捉时间ijijijjt

变化的影响。这样,将(3)式代入(2)式可以得到面板数据模型:

Ln(PS)=γLn(Tr)+λLn(X)+fεijtjitjitij+fjt+ijt

为误差项(为了简化,我们在下文略去了下标j)。

2.结果分析。依据回归模型(4)式,我们分别考察1995～2005年中央财政转移支付对中国省份公共医疗卫生、公共基础教育和公共交通基础设施服务的影响。在具体估算各模型时,我们利用Breusch-Pa-gan拉格朗日乘数(LM)检验和Hausman设定检验进行模型设定检验,以决定使用哪种形式的面板数据模型。同时,鉴于样本期时间跨度较大,我们也考虑可能存在的序列相关问题,并依据各模型Baltagi和Wu(1991)的LBI序列相关检验结果,进行了AR(1)校正。

②此外,考虑到解释变量可能存在的内生性问题,我们也给出了似不相关回归(SUR)的估算结果。(2)(3)　　其中,η和ω为省份人均自有财政收入T和人均中央财政转移支付Tr的公共支出弹性,度量了省份jjitit(4)　　其中,γ和λ为回归系数,X为控制变量包括人均产出y、人口密度Nd和人均自有财政收入T,εjjititititijt

表2给出各模型的具体检验和估算结果。①

②Behrman和Craig(1987)采用类似形式的公共服务生产函数和相应的对数线性生产函数形式考察了公共安全服务的提供。正如下文所指出的中央政府在分配转移支付资金时也会考虑到地方公共服务的发展状况,意味着回归模型(4)式可能存在着内生性问题,因此我们将(4)式和下文中的(10)式构成一个方程系统,利用SUR回归校正内生性带来的估算偏差。

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　　中央财政转移支付与地方公共服务提供　　表2

解释变量常数项中央转移支付人口密度人均产出人均财政收入BP检验

Hausman设定检验Baltagi-WuLBI检验有效样本数F或Chi2值

1995～2005年中央财政转移支付对地方公共服务提供影响模型的估算结果公共医疗卫生服务水平

公共基础教育服务水平

公共交通基础设施服务水平

模型1a模型1b模型2a模型2b模型3a模型3b

(AR(1)固定效应)(SUR回归)(AR(1)固定效应)(SUR回归)(AR(1)随机效应)(SUR回归)

6.778

＊＊＊

(0.144)-0.027

＊＊

(0.014)-0.798

＊＊＊

(0.103)0.091

＊

(0.053)0.038

＊＊＊

(0.027)

＊＊677.2＊

＊＊

37.3＊

2.304

＊＊＊

(0.148)-0.051

＊

(0.028)-0.079

＊＊＊

(0.015)-0.066

＊＊＊

(0.027)0.362

＊＊＊

(0.035)

—

——329

＊＊

259.8＊0.438＊＊＊

4.397

＊＊＊

(0.042)0.018

＊＊

(0.008)-0.019(0.065)0.227

＊＊＊

(0.038)-0.003(0.016)

＊＊903.8＊8.24＊

5.596

＊＊＊

(0.085)0.015(0.017)-0.061

＊＊＊

(0.008)0.007(0.015)0.135

＊＊＊

(0.020)

—

——329

＊＊

248.0＊0.429

2.761

＊＊＊

(0.315)0.121

＊＊＊

(0.028)0.597

＊＊＊

(0.038)0.021(0.069)0.161

＊＊＊

(0.047)

＊＊758.4＊7.05

3.496

＊＊＊

(0.182)0.143

＊＊＊

(0.036)0.641

＊＊＊

(0.018)-0.085

＊＊＊

(0.033)0.115

＊＊＊

(0.043)

—

——329

＊＊

2652.0＊0.888

0.961

300

＊＊

17.5＊0.209

0.650

300

＊＊

17.9＊0.213

＊＊

0.675

329

＊

525.8＊0.640＊

2

R

　　说明:小括号中的数字为标准差,

代表在1%的水平上显著,代表在5%的水平上显著,代表在10%的水平上显

著,“—”表示模型不包括这项内容,各解释变量均取自然对数。

由表2可以看出,在利用SUR回归校正了解释变量的内生性问题后,各类公共服务回归方程的估算结果出现了较为明显的变化。事实上,依据Hausman检验结果,在各类公共服务回归方程中,我们都无法拒绝中央转移支付为内生变量的假设。因此,从模型1b、2b和3b的估算结果可知,中央财政转移支付对中国省份公共医疗卫生服务发展具有显著的负影响(系数为-0.051),对省份公共基础教育服务发展具有正影响但不具有统计显著性,对省份公共基础设施服务发展则具有显著的正影响(系数为0.143)。进一步,我们依据模型1b和3b的估算结果,在假设其他因素不变情况下,利用核密度估计给出中央财政转移支付单独引致的2001～2005年的公共医疗卫生服务水平(HPS1P)和公共交通基础设施服务水平(TPS1P)的反事实分布(见图1),以及相应公共服务水平均值、基尼系数和泰尔指数的预测值(见表1)。由表1可以看出,中央财政转移支付显著抑制了中国省份公共医疗卫生服务发展,导致省份每万人拥有的医疗床位数从1990～1994年的29.66下降到2001～2005年的20.21,但有助于缩小公共医疗卫生服务水平的省份差异,促使省份公共医疗卫生服务的基尼系数和泰尔指数分别从1990～1994年的0.19和0.06下降到2001～2005年的0.162和0.043。这一点从省份公共医疗卫生服务水平的反事实分布可以得到进一步验证:与1990～1994年相比,分布图出现了明显的向左偏移且波峰高度明显增加的变化(见图1(a))。中央财政转移支付一方面有助于中国省份公共交通基础设施服务发展,促使省份公路密度从1990～1994年的2366.92增加到2001～2005年的3575.89;但另一方面也加大了公共交通基础设施服务水平的省份差异,致使省份公共交通基础设施服务的基尼系数和泰尔指数分别从1990～1994年的0.314和0.176增加到2001～2005年的0.327和0.186。从省份公共交通基础设施服务水平的反事实分布图1(c)可以得到进一步佐证:与1990～1994年相比,分布图出现了明显的向右偏移且波峰高度明显下降的变化。

此外,由表2可知,人口密度和人均产出在公共医疗卫生服务水平回归方程中的系数均为负值且具

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