【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 較強(qiáng)地區(qū)卻得到了更多的轉(zhuǎn)移支付資金?！　∫陨螼LS以及Tobit分年份回歸結(jié)果，在統(tǒng)計(jì)上可能受到許多因素的影響，進(jìn)而導(dǎo)致估計(jì)系數(shù)可能存在偏差，其中之一是由于遺漏變量（omitted variable）導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。遺漏變量是由于無(wú)法觀測(cè)而不能納入回歸估計(jì)的變量。當(dāng)某種無(wú)法觀測(cè)的因素在影響人均均衡性轉(zhuǎn)移支付資金（被解釋變量）的同時(shí)，又與人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入（解釋變量）保持較強(qiáng)相關(guān)關(guān)系時(shí)，人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入則產(chǎn)生內(nèi)生性，其估計(jì)值是有偏的，偏差的方向取決于省略變量與人均均衡性轉(zhuǎn)移支付資金以及人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入的相關(guān)關(guān)系。（20）解決遺漏變量問(wèn)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(shí)候都是不可能的，因此需要在計(jì)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(yīng)模型（fixed effects model）在解決由不隨時(shí)間變化（timeinvariant）的遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性上起著決定性作用。（21）使用固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果顯示在表4中。　　首先觀察以所有省份為樣本的估計(jì)結(jié)果（（1）和（2）列）。如果不控制成本差異，人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，而且達(dá)到了統(tǒng)計(jì)上的顯著水平；控制成本差異時(shí)，估計(jì)系數(shù)雖然保持負(fù)號(hào)，但是不顯著。這一結(jié)果和表2分年份回歸結(jié)果基本一致。再看以得到轉(zhuǎn)移支付資金的省市為樣本的估計(jì)結(jié)果（表4的（3）和（4）列）?？刂瞥杀静町惻c否，人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入的估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，不同的是在不控制成本差異時(shí)沒(méi)有達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著水平。這一估計(jì)結(jié)果與表3分年份OLS估計(jì)結(jié)果大致相同，略有差異。表3顯示，當(dāng)不控制成本差異時(shí)，分年份估計(jì)系數(shù)均為正數(shù)，統(tǒng)計(jì)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(jì)結(jié)果有正有負(fù)，但均未達(dá)到統(tǒng)計(jì)上的顯著水平。與此不同，固定效應(yīng)估計(jì)系數(shù)為正，且顯著?！　∶姘鍞?shù)據(jù)固定效應(yīng)模型在解決由遺漏變量引起的內(nèi)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(shí)間變化的誤差項(xiàng)之間在任何時(shí)點(diǎn)上不存在著相關(guān)關(guān)系。這一點(diǎn)用式子表示為：對(duì)于時(shí)間點(diǎn)t和s（t，s=1，2，…，T）來(lái)說(shuō)，E（）=0都成立。這里的為某一解釋變量，為隨時(shí)間變化的誤差項(xiàng)。這種無(wú)相關(guān)關(guān)系通常叫做嚴(yán)格外生性（strictly exogenous）。如果嚴(yán)格外生性假定得不到滿足，固定效應(yīng)模型估計(jì)值則是有偏的。至少在以下兩種情況下，嚴(yán)格內(nèi)生性假定無(wú)法成立。第一種情況是說(shuō)明變量包含被解釋變量的滯后項(xiàng)，這種模型通常稱(chēng)為動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型（dynamic panel data model）。在說(shuō)明變量包含了被說(shuō)明變量的滯后項(xiàng)時(shí)，固定效應(yīng)模型對(duì)變量變形后，被說(shuō)明變量滯后項(xiàng)與隨時(shí)間變化誤差項(xiàng)之間存在著相關(guān)關(guān)系。第二種情況是先決變量（predetermined variable）和內(nèi)生變量（endogenous variable）的存在。先決變量是指當(dāng)期值受當(dāng)期之前（不包括當(dāng)期）誤差項(xiàng)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(nèi)生變量不但在當(dāng)期之前，而且在當(dāng)期也受誤差項(xiàng)的影響，也就是E（）≠0（s≤t）但E（）=0（s＞t）。由于內(nèi)生性的存在，相關(guān)變量估計(jì)系數(shù)是有偏的。就本文所探討的均衡性轉(zhuǎn)移支付資金決定因素而言，我們并不擔(dān)心由于均衡性轉(zhuǎn)移支付資金滯后項(xiàng)所帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題。因?yàn)榫庑赞D(zhuǎn)移支付資金的分配是每一年獨(dú)立進(jìn)行的，某一地區(qū)當(dāng)年得到多少均衡性轉(zhuǎn)移支付資金，并不受上年該地區(qū)轉(zhuǎn)移支付資金多少的影響，而是完全由標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政支出和標(biāo)準(zhǔn)財(cái)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(zhuǎn)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(cái)力差異造成的，在資金分配上，并不存在上一年轉(zhuǎn)移支付資金的多少?zèng)Q定下一年資金量的機(jī)制。因此我們不把轉(zhuǎn)移支付資金滯后項(xiàng)作為解釋變量來(lái)考慮。在以上考慮的解釋變量中，人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入和財(cái)政供養(yǎng)人口可能存在著內(nèi)生性。如果得到轉(zhuǎn)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(huì)增加當(dāng)年或其后的本級(jí)財(cái)政收入。當(dāng)然，完全相反的情況也可能存在。也就是說(shuō)，很容易得到轉(zhuǎn)移支付資金可能會(huì)增加地方政府對(duì)轉(zhuǎn)移支付的依賴性，降低地方政府組織自有財(cái)源的努力，因此降低標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入中本級(jí)收入部分。同樣，轉(zhuǎn)移支付資金的多少可能會(huì)影響財(cái)政供養(yǎng)人口的規(guī)模。較多的轉(zhuǎn)移支付資金可能會(huì)降低地方政府控制公務(wù)員數(shù)量的努力，甚至?xí)黾庸珓?wù)員的數(shù)量。相反，較少的轉(zhuǎn)移支付資金有助于地方公務(wù)員的減少?！　≡诮鉀Q被解釋變量滯后項(xiàng)作為解釋變量時(shí)導(dǎo)致的內(nèi)生性，以及其他先決變量和內(nèi)生變量的內(nèi)生性問(wèn)題上，Arellanoamp。Bond（1991）動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型是通用的計(jì)量方法。ArellanoBond動(dòng)態(tài)面板模型本來(lái)是解釋變量包含被解釋變量滯后項(xiàng)時(shí)的計(jì)量方法，但在其他解釋變量為先決變量（predetermined variable）或內(nèi)生變量時(shí)也是有效的。（22）為了解決標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入和財(cái)政供養(yǎng)人口的潛在內(nèi)生性問(wèn)題，我們使用了Arellanoamp。Bond（1991）動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了估計(jì)，估計(jì)結(jié)果顯示在表5中。該表的結(jié)果可以簡(jiǎn)單解釋為：以所有省份為樣本（西藏除外），均衡性轉(zhuǎn)移支付資金人均值與人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入之間存在負(fù)相關(guān)，但僅就得到資金的省份而言，二者的相關(guān)關(guān)系則為正。與表4面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果相比，盡管估計(jì)系數(shù)大小有所差異，但是在估計(jì)系數(shù)的符號(hào)和統(tǒng)計(jì)顯著性上十分相似?！　”竟?jié)以上是對(duì)人均均衡性轉(zhuǎn)移支付資金和人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入之間相關(guān)關(guān)系的實(shí)證分析，分析結(jié)果可以簡(jiǎn)單地總結(jié)為：就所有省份（除西藏外）來(lái)看，二者之間存在奐的相關(guān)關(guān)系，也就是說(shuō)財(cái)力越低的省，得到的轉(zhuǎn)移支付資金也越多，資金分配向財(cái)力較弱的省發(fā)生了傾斜。但是這一傾斜主要由于6個(gè)財(cái)力最強(qiáng)省份沒(méi)有得到轉(zhuǎn)移支付資金帶來(lái)的。單就得到轉(zhuǎn)移支付資金的省份而言，轉(zhuǎn)移支付資金與財(cái)力水平之間呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)，也就是財(cái)力越強(qiáng)的省份，得到轉(zhuǎn)移支付資金人均值也越多，資金的分配向財(cái)力較強(qiáng)的地區(qū)發(fā)生了傾斜?！　∷?、均衡性轉(zhuǎn)移支付資金分配為何沒(méi)有傾向財(cái)力較弱的省份？　　上節(jié)的實(shí)證結(jié)果顯示，就得到轉(zhuǎn)移支付資金省份而言，資金分配并沒(méi)有向財(cái)力較弱省份傾斜，反而財(cái)力越強(qiáng)的省份，得到的轉(zhuǎn)移支付資金越多。本節(jié)討論資金分配沒(méi)有傾斜于財(cái)力較弱省份的原因。　　標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入指標(biāo)可能是導(dǎo)致上述分析結(jié)果的原因之一。上節(jié)提到，財(cái)政部定義的標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入包括兩個(gè)部分：本級(jí)標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入和中央對(duì)地方稅收返還及補(bǔ)助（扣除地方上解）。具體計(jì)算時(shí)，后者按上年實(shí)際數(shù)計(jì)算，前者分稅種按全國(guó)平均有效稅率乘以各省稅基估算，而不是上年稅收收入實(shí)際數(shù)。由于財(cái)政部沒(méi)有公開(kāi)其每年估算的標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入，本文只有將上年實(shí)際稅收收入總額作為本級(jí)標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入使用。這一替代可能給估計(jì)結(jié)果帶來(lái)偏差。（23）慶幸的是，李萍（2006）提供了由財(cái)政部估算的2005年分省標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入數(shù)據(jù)，（24）使用該數(shù)據(jù)我們進(jìn)行了回歸分析，除了估計(jì)系數(shù)的大小略有差異之外，系數(shù)的符號(hào)和統(tǒng)計(jì)上的顯著程度沒(méi)有發(fā)生任何變化。由此可見(jiàn)，關(guān)于資金分配向財(cái)力較強(qiáng)省份傾斜的結(jié)論并不是由標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入定義的差異引起的?！　∧敲从质悄男┮蛩貙?dǎo)致了資金分配向財(cái)力較強(qiáng)省份的傾斜呢？仔細(xì)閱讀由財(cái)政部每年公布的有關(guān)均衡性轉(zhuǎn)移支付辦法不難發(fā)現(xiàn)，財(cái)政供養(yǎng)人口是均衡性轉(zhuǎn)移支付資金分配的最重要決定因素。“維持機(jī)構(gòu)正常運(yùn)轉(zhuǎn)和保障公務(wù)員工資正常發(fā)放”（25）是均衡性轉(zhuǎn)移支付的首要任務(wù)，這一點(diǎn)在過(guò)渡期轉(zhuǎn)移支付初期尤其如此。財(cái)政供養(yǎng)人口僅僅是各地區(qū)總?cè)丝诘囊徊糠?，在其他因素一定的條件下，按財(cái)政供養(yǎng)人口分配資金，最終導(dǎo)致轉(zhuǎn)移支付資金的人均值和人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入之間的相關(guān)關(guān)系依賴于各地區(qū)總?cè)丝谥胸?cái)政供養(yǎng)人口比重與人均標(biāo)準(zhǔn)財(cái)政收入之間的相關(guān)關(guān)系。這一點(diǎn)從下列關(guān)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(zhuǎn)移支付資金、總?cè)丝诤拓?cái)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(zhuǎn)移支付資金等于總?cè)丝谥胸?cái)政供養(yǎng)人口比重（與財(cái)政供養(yǎng)人口人均均衡性轉(zhuǎn)移支付資金（