转移支付与基本公共服务供给

作者:未知

  摘要:财政分权体制使得我国各级财政的财权与事权不匹配,公共服务供给不足,因而拟通过采用转移支付制度以促进地区基本公共服务供给数量和质量提升。选取我国2008—2016年31个省的面板数据,通过混合OLS回归模型的实证研究,发现转移支付对基本公共服务的促进作用并不显著,但是对中西部各省的促进作用要好于东北和东部沿海地区。
  关键词:转移支付 基本公共服务供给 财政支出
  中图分类号:F812.45  文献标识码:A  文章编号:1009-5349(2020)06-0059-02
  我国目前存在着各级财政的财权与事权不匹配的问题,再加之各个地区的人口、资源禀赋存在差异,经济发展实力不同,导致有的地方提供公共服务不足。施行转移支付制度是为了缩小区域经济发展差距,但是转移支付制度对公共服务供给的促进作用仍然值得商榷。
  一部分学者认为转移支付制度是有利于促进基本公共服务供给,缩小地区经济差距的。曾红颖(2012)估算了标准支出和标准收入,发现目前的转移支付有助于实现均等化。马拴友和于红霞(2003)发现转移支付对地区经济收敛有一定效果。李齐云和刘小勇(2009)使用基尼系数,发现转移支付缩小了各地区财力差距。
  国外学者在研究中发现转移支付可能存在预算软约束、宏观经济不稳定、腐败、政治租金攫取等诸多负面后果。(Careaga and Weingast,2003)国内学者也有一部分对转移支付的作用提出质疑。现有的转移支付制度对财政均等化的作用并不显著,会降低财政努力。(陈宪、张恒龙,2007)宋小宁等(2012)发现一般性转移支付对基本公共服务的促进作用较小。以往的研究存在以下的问题:一是所选取的数据太少且年份太过久远,可能与当前的现实情况并不符合。二是对转移支付对基本公共服务供给的探讨较少,而且没有细化公共服务的各个类型。以下使用医疗、教育、社会保障三种基本的公共服务支出总和作为指标,具体探究转移支付对基本公共服务的作用。
  一、数据及变量选取
  采用的数据全部来自国家统计局及各省市统计局,参考了2008—2016年全国31个省、自治区、直辖市的统计年鉴(不含台湾省及香港、澳门自治区),主要来自统计年鉴中的财政(包括各项财政收入和支出)、国民经济核算和人口部分。
  选取的被解释变量为人均基本公共服务支出(BS)。可以考察转移支付对个人享有的基本公共服务产生的影响,即综合考虑了转移支付对基本公共服务供给数量和质量的影响。
  基本公共服务指那些为了保障公民生存和发展权利所提供的公共服务。(陈昌盛,2007)因此,将教育、醫疗、社会保障作为基本公共服务内容,将三项财政支出总和作为基本公共服务支出的指标。其中教育支出是指政府教育事务支出,包括教育行政管理、大学教育、各级政府的九年义务教育、学前教育等各项支出。医疗支出是指政府在医疗卫生方面的支出。它既包括对各级医院的财政补助,也包括医疗保障支出,疾病防治支出等,是促进居民健康,解决看病难问题的重点。社会保障支出包括就业补助和社会保险基金救助。它不仅包括养老、失业、基本生活保障支出,也包括就业抚恤、再就业培训等。这里使用的人均基本公共服务=基本公共服务支出总额/总人口。由于基本公共服务的享受者和受益者是那些流动性小的,生活和工作范围在城市的城市常住人口,因而采用各省统计年鉴中的城市常住人口作为总人口的衡量指标。解释变量有以下三个:
  一是转移支付支出(TRA)包括中央对地方的全部转移支付,即一般性转移支付,专项转移支付和税收返还的总和。
  二是地区生产总值(GDP)是指各省、自治区、直辖市在一个年度内所生产的商品和劳务的总和。一个省的年度产出越高,经济实力越强,基本公共服务和基础设施也更加完善。这也是影响地区基本公共服务供给的重要因素。
  三是一般预算收入(IN)是财政参与社会产品分配所取得的收入。它不仅包括地方政府收取的企业、个人的各项税收收入,也包括政府的国有资产经营收益、行政事业收费、罚没收入等非税收入。这三个解释变量在理论上都与基本公共服务的提供有关,因而选用这三个变量进行实证研究。
  二、实证检验
  1.平稳性检验
  通过对人均基本公共服务、转移支付支出、地区生产总值,一般预算收入进行ADF检验,发现序列都是不平稳的。而对序列进行对数变换后,各个序列的ADF检验P值均小于0.05。在95%的置信水平上,拒绝原假设,调整后的序列是平稳的,可以直接进行回归。
  2.混合回归
  对调整后的数据序列直接进行混合OLS回归,得出结果如下:
  3.Hausman检验
  对调整之后的数据序列进行Hausman检验,P值为0.00。在95%的置信水平上,可以拒绝原假设,模型并不存在随机效应。然后分别使用变系数、变截距、不变参数模型对数据进行回归,得出三种模式下的残差S1=0.0595,S2=0.5865,S3=23.68955。按照构造的F统计量计算得出:F2=307.31,F1=9.142,在95%的置信水平上,通过查表发现F值的边界,发现其小于F2且小于F1。因此,可以拒绝原假设H1:b1=b2=……=bn和H2:a1=a2=……=an且b1=b2=……=bn,模型形式为变参数模型。
  通过以上分析,我们建立的模型为:
  lnBSi=ai+bilnGDPi+cilnINi+dilnTRAi+ui …………(3)
  三、结论及政策性建议
  由表1可知:LogTRA的系数为0.168724,且P值为0。在95%的置信水平上可以拒绝原假设,即系数显著不为0。转移支付资金每增长1%,人均基本公共服务支出将增加0.16%。转移支付资金可以促进人均基本公共服务数量和质量的提升。但系数较小,转移支付资金没有达到预期回报,转移支付对基本公共服务的促进作用并不明显,在很大程度上存在效率浪费。   进一步采用了固定效应的变参数模型进行回归,得到回归结果,按经济发展程度划分各省份,可以发现:在广东、上海、北京等经济实力较强的省份,转移支付对基本公共服务的促进作用较弱。而在经济落后,财政资金缺乏的很多中西部省份,转移支付可以较好的促进基本公共服务供给。按东、中、西部来划分,我们发现东北和东部沿海地区转移支付对基本公共服务促进作用较小,而对于中西部的一些经济落后地区,如山西、陕西、青海、宁夏、西藏等地区,转移支付系数相对较高,对基本公共服务供给的促进作用较大。
  根据以上的实证研究结果,针对转移支付制度的改进提出以下几点政策性建议:一是进一步合理划分各级财政的财权和事权,拓宽地方融资渠道,激发地方发展经济的积极性。二是加强对转移支付的管理,完善相关的法律法规,加强对转移支付资金的管理。三是改善转移支付结构,进一步降低税收返还的比重,降低对东部地区的转移支付投入,提高转移支付资金的使用效率。四是调整转移支付的地区分配结构,将转移支付更多投向中西部地区。
  参考文献:
  [1]贾飞.我国政府间转移支付面临的问题及对策研究[D].北京:财政部财政科学研究所,2014.
  [2]曾红颖.我国基本公共服务均等化标准体系及转移支付效果评价[J].经济研究,2012(6).
  [3]马栓友,于红霞.转移支付与地区经济收敛[J].经济研究,2003(3).
  [4]李齐云,刘小勇.分税制、转移支付与地区财力差距研究[J].财贸研究,2009(12).
  [5]Kotsogiannisa, Schwager.Fiscal Equalization and Accountability[J].Journal of Public Economics,2008.
  [6]张恒龙,陈宪.政府间转移支付对地方财政努力与财政均等的影响[J].经济科学,2007(1).
  [7]宋小宁,陈斌,梁若冰.一般性转移支付:能否促进基本公共服务供給[J].数量经济技术经济研究,2012(7).
  [8]付文林,沈坤荣.均等化转移支付与地方财政支出结构[J].经济研究,2012(5).
  [9]陈昌盛.中国政府公共服务:体制变迁与制度综合评价[M].北京:中国社会科学出版社,2007.
  责任编辑:杨国栋
  [作者简介]艾月,西北大学经济管理学院在读硕士研究生,研究方向:金融/宏观经济管理与可持续发展。
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