【正文】 二部分推導并詳細解釋均等化轉移支付一般公式，以此明確隱含在一般公式中的公共服務均等化理念；第三部分根據(jù)一般公式的資金分配原則，實證地分析我國財力均等化轉移支付資金分配中存在的問題；第四部分追究均衡性轉移支付分配沒有向財力較弱地區(qū)傾斜的原因；第五部分給出本文的結論。公共服務水平高低通常是以人均財政支出的多少測量的，因此以公共服務均等化為目的的財力均等化轉移支付旨在使不同地區(qū)人均財政支出均等化。⑤　　為了表述的簡單化和通俗易懂，本節(jié)對公共服務和稅收收入不進行分類，假設各轄區(qū)政府只提供一種公共物品，只從一個稅種上取得稅收收入。用式子表示如下： 　　式中的下標i代表轄區(qū)；表示該轄區(qū)人均標準財政支出；代表人均標準財政收入；為標準財政支出與標準財政收入之差，也就是該轄區(qū)應得均等化轉移支付資金。理論上講，可正可負，也可為零。在標準財政支出給定的條件下，或者在控制標準財政支出的條件下，標準轉移支付資金與標準財政收入應當成反比，人均財政收入越少的地區(qū)，得到轉移支付資金人均值也應當越多。下一節(jié)將通過實證分析驗證我國均衡性轉移支付是否滿足這一要求。 具體地說，如果均等化轉移支付所追求的全國人均財政支出水平大于（所有轄區(qū)）人均財政收入時（ER＞0），該項為正數(shù)。當該項為正數(shù)時（ER＞0），各地區(qū)財政支出的總和超過財政收入的加總，所需轉移支付資金需要從轄區(qū)之外籌集，中央政府或者上級政府通常是資金的主要提供者（或唯一提供者），這種制度安排為中央政府（或者上級政府）主導的均等化轉移支付制度。⑧如果這一項等于零，表明轄區(qū)整體的財政收支實現(xiàn)平衡，無需外來資金填補，或者說無需中央政府或上級政府的資金介入，均等化轉移支付所需資金在各個轄區(qū)之間調劑解決?！　∩厦骊P于均等化轉移支付一般公式的推導，假定了政府只提供一種公共服務，只依賴一個稅種取得財政收入。但是現(xiàn)實中，幾乎所有國家在分配均等化轉移支付資金時，不但對公共服務進行分類，分別測算各項公共服務的標準財政支出，而且在測算標準稅收收入時都是分稅種進行的。 　　式中k代表公共物品，j代表稅種。與此相同，對稅收進行分類時的標準財政收入等于分稅種計算的標準稅收收入的加總。綜上所述，一般公式所包含的均等化轉移支付制度的基本內容可以簡單概括如下：均等化轉移支付的目標是通過對財力不足地區(qū)提供轉移支付資金的方式，為各地方政府均等化公共服務提供資金保障。本文目標之一是驗證我國均衡性轉移支付是否滿足這一要求。要回答的問題是：各省人均均衡性轉移支付資金與人均標準財政收入之間是否存在負相關？或者說，均等化轉移支付資金的分配是否傾斜于財力較弱的省份？　　首先通過明確回歸方程式，使要檢驗的假說具體化。在此回歸方程中，人均標準財政收入的估計系數(shù)應當為負數(shù)。標準本級財政收入是分稅種按上年全國平均稅率乘以各省實際稅基測算的，（12）而不是采用上一年稅收收入的實際數(shù)。這種替代對估計結果是否有實質影響，我們將在后面給予討論。這些因素的絕大部分采用相對值。另外，為了觀測人均標準財政收入估計系數(shù)對是否控制成本差異因素的敏感性，我們將同時給出控制與不控制成本差異因素的回歸結果。就得到轉移支付資金的省份，表1給出了19992009年人均均衡性轉移支付資金的均值、最小值、最大值和變異系數(shù)，以及資金總額和轉移支付系數(shù)。（14）。該年均衡性轉移支付資金的快速增長源于這一年所得稅分享改革。這不僅使2002年當年的資金總額增長了一倍，同時使其后的增長速度超過了所得稅分享改革之前的增長速度（2009年例外）。轉移支付系數(shù)（當年中央可用于轉移支付資金總量和按公式計算轉移支付資金需求總量的比率）隨著資金總額的快速增長而顯著上升，%%。省際人均均衡性轉移支付資金的顯著差異是表1顯示的另一特征。之后逐年下降?！　D11包括所有省份，該圖最明顯的特征是西藏的位置。是否包括西藏，對轉移支付和財政收入之間的相關關系將會產(chǎn)生顯著的影響。相關系數(shù)的計算結果證實了這一點。圖12顯示了除西藏之外的所有省份。觀察圖12的直觀感覺是，如果包括未接受轉移支付的6省市，人均均衡性轉移支付資金和人均標準財政收入傾向于負相關，如果不包括的話，則傾向于正相關。從該圖不難看出，人均均衡性轉移支付資金和人均標準財政收入之間存在明顯正相關，盡管相關關系可能不是線性的。以下通過回歸分析來驗證二者之間相關關系及其顯著性。由于均衡性轉移支付資金的分配是每一年獨立進行的，因此通過分年回歸，不僅可能考察每一年的資金分配是否傾斜于財力較低的省份，同時可以觀察資金分配的時間變化。（17）由于篇幅的限制以及我們的關注點在于資金分配的傾斜性上，我們省略了除人均標準財政收入之外的所有變量。在控制了成本差異之后，人均標準財政收入估計系數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，但與統(tǒng)計上的顯著程度相差甚遠?！　谋徽f明變量的數(shù)據(jù)性質來看，Tobit模型更合適。為了檢驗上述OLS結果的穩(wěn)健性，我們使用Tobit進行了估計，估計結果和OLS的回歸結果基本一致。為了驗證這一點，我們僅僅以接受均衡性轉移支付資金的省市為樣本（西藏仍然除外）進行了回歸，結果顯示在表3中?？刂屏顺杀疽蛩刂?，估計系數(shù)有正有負，在統(tǒng)計上均未達到顯著水平?！　∫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。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(chǎn)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。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?！　∈紫扔^察以所有省份為樣本的估計結果（（1）和（2）列）。這一結果和表2分年份回歸結果基本一致。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。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。與此不同，固定效應估計系數(shù)為正，且顯著。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。這種無相關關系通常叫做嚴格外生性（strictly exogenous）。至少在以下兩種情況下，嚴格內生性假定無法成立。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。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）。由于內生性的存在，相關變量估計系數(shù)是有偏的。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。因此我們不把轉移支付資金滯后項作為解釋變量來考慮。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。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。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?！　≡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。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。Bond（1991）動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行了