【文章內容簡介】 較強地區(qū)卻得到了更多的轉移支付資金?！　∫陨螼LS以及Tobit分年份回歸結果，在統(tǒng)計上可能受到許多因素的影響，進而導致估計系數(shù)可能存在偏差，其中之一是由于遺漏變量（omitted variable）導致的內生性問題。遺漏變量是由于無法觀測而不能納入回歸估計的變量。當某種無法觀測的因素在影響人均均衡性轉移支付資金（被解釋變量）的同時，又與人均標準財政收入（解釋變量）保持較強相關關系時，人均標準財政收入則產生內生性，其估計值是有偏的，偏差的方向取決于省略變量與人均均衡性轉移支付資金以及人均標準財政收入的相關關系。（20）解決遺漏變量問題的辦法之一是收集盡可能多的信息，使遺漏變量不再遺漏，但是這在任何時候都是不可能的，因此需要在計量方法上考慮如何消除省略變量的影響。面板數(shù)據(jù)的固定效應模型（fixed effects model）在解決由不隨時間變化（timeinvariant）的遺漏變量導致的內生性上起著決定性作用。（21）使用固定效應模型的估計結果顯示在表4中。　　首先觀察以所有省份為樣本的估計結果（（1）和（2）列）。如果不控制成本差異，人均標準財政收入的估計系數(shù)為負，而且達到了統(tǒng)計上的顯著水平；控制成本差異時，估計系數(shù)雖然保持負號，但是不顯著。這一結果和表2分年份回歸結果基本一致。再看以得到轉移支付資金的省市為樣本的估計結果（表4的（3）和（4）列）。控制成本差異與否，人均標準財政收入的估計系數(shù)均為正數(shù)，不同的是在不控制成本差異時沒有達到統(tǒng)計上的顯著水平。這一估計結果與表3分年份OLS估計結果大致相同，略有差異。表3顯示，當不控制成本差異時，分年份估計系數(shù)均為正數(shù)，統(tǒng)計上雖然在絕大多數(shù)年份不顯著，但是十分接近10%顯著水平。控制成本差異之后，分年份估計結果有正有負，但均未達到統(tǒng)計上的顯著水平。與此不同，固定效應估計系數(shù)為正，且顯著?！　∶姘鍞?shù)據(jù)固定效應模型在解決由遺漏變量引起的內生性上發(fā)揮著重要的作用，但是仍然要求解釋變量與隨時間變化的誤差項之間在任何時點上不存在著相關關系。這一點用式子表示為：對于時間點t和s（t，s=1，2，…，T）來說，E（）=0都成立。這里的為某一解釋變量，為隨時間變化的誤差項。這種無相關關系通常叫做嚴格外生性（strictly exogenous）。如果嚴格外生性假定得不到滿足，固定效應模型估計值則是有偏的。至少在以下兩種情況下，嚴格內生性假定無法成立。第一種情況是說明變量包含被解釋變量的滯后項，這種模型通常稱為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（dynamic panel data model）。在說明變量包含了被說明變量的滯后項時，固定效應模型對變量變形后，被說明變量滯后項與隨時間變化誤差項之間存在著相關關系。第二種情況是先決變量（predetermined variable）和內生變量（endogenous variable）的存在。先決變量是指當期值受當期之前（不包括當期）誤差項影響的變量，也就是E（≠0（s＜t）但E（）=0（s≥t）。和先決變量不同的是，內生變量不但在當期之前，而且在當期也受誤差項的影響，也就是E（）≠0（s≤t）但E（）=0（s＞t）。由于內生性的存在，相關變量估計系數(shù)是有偏的。就本文所探討的均衡性轉移支付資金決定因素而言，我們并不擔心由于均衡性轉移支付資金滯后項所帶來的內生性問題。因為均衡性轉移支付資金的分配是每一年獨立進行的，某一地區(qū)當年得到多少均衡性轉移支付資金，并不受上年該地區(qū)轉移支付資金多少的影響，而是完全由標準財政支出和標準財政收入決定的。與其他省份相比，某一省份今年得到較多的轉移支付資金，明年有可能也如此，但這主要是由于地區(qū)間財力差異造成的，在資金分配上，并不存在上一年轉移支付資金的多少決定下一年資金量的機制。因此我們不把轉移支付資金滯后項作為解釋變量來考慮。在以上考慮的解釋變量中，人均標準財政收入和財政供養(yǎng)人口可能存在著內生性。如果得到轉移支付資金的地區(qū)能夠有效地使用資金的話，今年得到的資金量可能會增加當年或其后的本級財政收入。當然，完全相反的情況也可能存在。也就是說，很容易得到轉移支付資金可能會增加地方政府對轉移支付的依賴性，降低地方政府組織自有財源的努力，因此降低標準財政收入中本級收入部分。同樣，轉移支付資金的多少可能會影響財政供養(yǎng)人口的規(guī)模。較多的轉移支付資金可能會降低地方政府控制公務員數(shù)量的努力，甚至會增加公務員的數(shù)量。相反，較少的轉移支付資金有助于地方公務員的減少?！　≡诮鉀Q被解釋變量滯后項作為解釋變量時導致的內生性，以及其他先決變量和內生變量的內生性問題上，Arellanoamp。Bond（1991）動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型是通用的計量方法。ArellanoBond動態(tài)面板模型本來是解釋變量包含被解釋變量滯后項時的計量方法，但在其他解釋變量為先決變量（predetermined variable）或內生變量時也是有效的。（22）為了解決標準財政收入和財政供養(yǎng)人口的潛在內生性問題，我們使用了Arellanoamp。Bond（1991）動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行了估計，估計結果顯示在表5中。該表的結果可以簡單解釋為：以所有省份為樣本（西藏除外），均衡性轉移支付資金人均值與人均標準財政收入之間存在負相關，但僅就得到資金的省份而言，二者的相關關系則為正。與表4面板數(shù)據(jù)固定效應模型估計結果相比，盡管估計系數(shù)大小有所差異，但是在估計系數(shù)的符號和統(tǒng)計顯著性上十分相似。　　本節(jié)以上是對人均均衡性轉移支付資金和人均標準財政收入之間相關關系的實證分析，分析結果可以簡單地總結為：就所有省份（除西藏外）來看，二者之間存在奐的相關關系，也就是說財力越低的省，得到的轉移支付資金也越多，資金分配向財力較弱的省發(fā)生了傾斜。但是這一傾斜主要由于6個財力最強省份沒有得到轉移支付資金帶來的。單就得到轉移支付資金的省份而言，轉移支付資金與財力水平之間呈現(xiàn)明顯的正相關，也就是財力越強的省份，得到轉移支付資金人均值也越多，資金的分配向財力較強的地區(qū)發(fā)生了傾斜?！　∷摹⒕庑赞D移支付資金分配為何沒有傾向財力較弱的省份？　　上節(jié)的實證結果顯示，就得到轉移支付資金省份而言，資金分配并沒有向財力較弱省份傾斜，反而財力越強的省份，得到的轉移支付資金越多。本節(jié)討論資金分配沒有傾斜于財力較弱省份的原因?！　藴守斦杖胫笜丝赡苁菍е律鲜龇治鼋Y果的原因之一。上節(jié)提到，財政部定義的標準財政收入包括兩個部分：本級標準財政收入和中央對地方稅收返還及補助（扣除地方上解）。具體計算時，后者按上年實際數(shù)計算，前者分稅種按全國平均有效稅率乘以各省稅基估算，而不是上年稅收收入實際數(shù)。由于財政部沒有公開其每年估算的標準財政收入，本文只有將上年實際稅收收入總額作為本級標準財政收入使用。這一替代可能給估計結果帶來偏差。（23）慶幸的是，李萍（2006）提供了由財政部估算的2005年分省標準財政收入數(shù)據(jù)，（24）使用該數(shù)據(jù)我們進行了回歸分析，除了估計系數(shù)的大小略有差異之外，系數(shù)的符號和統(tǒng)計上的顯著程度沒有發(fā)生任何變化。由此可見，關于資金分配向財力較強省份傾斜的結論并不是由標準財政收入定義的差異引起的?！　∧敲从质悄男┮蛩貙е铝速Y金分配向財力較強省份的傾斜呢？仔細閱讀由財政部每年公布的有關均衡性轉移支付辦法不難發(fā)現(xiàn)，財政供養(yǎng)人口是均衡性轉移支付資金分配的最重要決定因素。“維持機構正常運轉和保障公務員工資正常發(fā)放”（25）是均衡性轉移支付的首要任務，這一點在過渡期轉移支付初期尤其如此。財政供養(yǎng)人口僅僅是各地區(qū)總人口的一部分，在其他因素一定的條件下，按財政供養(yǎng)人口分配資金，最終導致轉移支付資金的人均值和人均標準財政收入之間的相關關系依賴于各地區(qū)總人口中財政供養(yǎng)人口比重與人均標準財政收入之間的相關關系。這一點從下列關系式中看的十分清楚： 　　式中的i代表地區(qū)，G、P和分別表示均衡性轉移支付資金、總人口和財政供養(yǎng)人口。該式為恒等式，意思是地區(qū)i的人均均衡性轉移支付資金等于總人口中財政供養(yǎng)人口比重（與財政供養(yǎng)人口人均均衡性轉移支付資金（