民族地区转移支付与财政分权基于中国县域数据的经验研究

民族地区转移支付与财政分权基于中国县域数据的经验研究

一、理论与实证研究在金融体系下，由于种族多样性而引起的民族矛盾将抑制公共物品的供应，阻碍经济的增长，并导致金融崩溃和民族分离（al.anderson等人，1999；博伦和罗纳尔多，1997；alisina和ferrara，2005；bridgna，2008）。为此,财政分权体制下的多民族国家一般都实行针对民族地区的财政转移支付政策,希望借此缓和民族矛盾。例如,加拿大、澳大利亚、德国和美国等OECD国家,通过拨款援助计划或一般性转移支付等手段,照顾和扶持少数民族居民集中居住的地区(雷振扬、成艾华,2010)。新中国成立以来,中央政府一直对民族地区进行财政补助。(1)进入20世纪90年代,针对民族地区的财政转移支付趋于规范化。1999年,调整工资转移支付和结算转移支付时,调高了民族地区的调整系数,但该政策整体而言并非针对民族地区。2000年年底,为配合西部大开发战略,设立“民族地区转移支付补助”,建立了专门针对民族地区的财力性转移支付制度(下文称之为“民族地区转移支付政策”,以区别于其他政策)。2004年起,制定与民族地区相关的转移支付政策时,实行了模糊化处理(马应超、马海涛,2009)。(2)尽管不少国家实施了民族地区财政转移支付政策,但缺乏对这类政策实施效果的实证分析。这导致相关政策的制定与实施得不到来自经验研究的有力支持,影响了决策科学性。本文以2000年底实施的民族地区转移支付政策作为研究对象,对其效应进行理论分析和实证研究,为合理运用政府间转移支付促进民族地区发展提供依据。之所以关注这项政策是因为:一方面,该政策是专门针对民族地区的规范化财政转移支付;(1)另一方面,在其实行后的若干年里(2000—2003年),没有出台类似的新政策。首先,本文基于最优政府间转移支付模型,提出以下理论假说:民族地区转移支付政策将减少民族地区与其他地区的公共支出差异;如其他条件不变,还将促进两者之间经济发展差距的缩小。然后,利用1993—2003年中国县省两级数据,并采用基于趋势评分匹配的双重差分法,检验了上述理论假说。实证分析发现:(1)该项政策既促进了民族县公共支出水平的相对提高,又促进了其公共支出结构的相对优化;(2)上述促进效应并未呈现出逐年增强的态势;(3)该项政策并未显著促进民族县人均国内生产总值的相对增长,或民族省区人均国内生产总值基尼系数的相对下降。本文的研究还为学术界针对政府间转移支付是否在中国发挥了均等化效应的争论,提供了新的经验证据。根据相关理论,政府间转移支付具有促进地区间财力和公共服务均等化、缩小经济社会发展差距的效应(Buchanan,1950;Boadwayetal.,1994;孙开,1994;王雍君、张志华,1998;Bahl,2000;Bergvalletal.,2006;BoadwayandShah,2007;范子英、张军,2010)。但是,一些重要研究(乔宝云等,2006;尹恒等,2007;郭庆旺、贾俊雪,2008)却发现,其在中国并未发挥上述效应:分税制改革后建立起来的政府间转移支付制度,整体而言,未能促进地区间财力和公共服务的均等化,并引起了地方政府的行为扭曲(例如导致财政努力程度下降等);其中,税收返还和专项资金等形式的转移支付,还加剧了人均财力和某些公共服务(例如公共交通基础设施服务)的地区间不均等。与已有文献相比,本文的研究结论略为乐观:以民族地区转移支付为例,政府间转移支付减少了地区间公共支出差异,有利于实现公共服务均等化;但也未找到其缩小地区间经济发展差距的可靠证据。本文的主要特色:第一,研究某一特定的财政转移支付(民族地区转移支付政策),而不是对政府间转移支付进行整体分析(同时考虑各种类型转移支付的综合效应)。第二,在计量方法上,将项目评估中常用的两类方法(双重差分法与趋势评分匹配法)结合起来,既考虑了不可观察的固定效应,又较好地控制了政策决策中人为因素产生的“选择偏差”问题。第三,同时使用了信息量相对丰富的县级数据和能够控制经济发展外溢性的省级数据(MiguelandRoland,2011),(2)研究结论较为全面。第二部分提出相关理论假说;第三部分是对实证方法的说明;第四部分是数据来源和变量设置;第五部分和第六部分是计量结果及其分析;最后是主要结论。二、财政投入与公共支付基于最优政府间转移支付模型(Flattersetal.,1974;BoadwayandFlatters,1982;Albouy,2010)和“净财政收益”概念(Buchanan,1950;王雍君、张志华,1998;BoadwayandShah,2007),分析民族地区财政转移支付的必要性及其应有效应。据此,提出理论假说,指引后续实证研究。假设在一个实行财政分权体制的多民族国家里,存在两级政府——中央政府和地方政府。该国的消费、生产、税收和公共品供给等活动满足一定的假设条件(限于篇幅,假设条件请见Albouy,2010)。在上述假设条件下,可以证明各地区的净财政收益(netfiscalbenefits)是:由等式(1),结合相关文献(王雍君、张志华,1998,第231页;BoadwayandShah,2007,p59),对净财政收益(NFBj)的解释如下:某地区的个体,在扣除了其缴纳的各种税费之后,实际享受到的地方政府提供的各类物品或服务(等式右边第一项,相当于地方政府的人均公共支出,但不含行政消费),以及中央政府提供的针对个体的转移支付(等式右边第二项)。(1)其他条件不变,资本和劳动力将流向净财政收益较高的地区(BoadwayandShah,2007)。文献将这一现象称为“财政引致的要素流动”(fiscallyinducedfactorsmobilityormigration)(BoadwayandShah,2007)。进一步地,根据等式(1),在净财政收益里,决定资本和劳动力跨地区流动的关键因素是地方公共支出(1-α)(pGjGj/Nj),而非中央补助(1/Nj)∑eNejFe。为了简化分析,假设该国只有民族地区j和非民族地区i两类地区。而且,这两类地区存在一定的经济发展差距:假定民族地区经济发展水平较低、自有财力不足和劳动力素质较低。(2)根据上述假设及等式(1),得到:(1)如果资本和劳动力均不能自由流动,那么民族地区与非民族地区之间存在的公共支出差异和经济发展差距既不缩小,也不扩大。(2)如果生产要素可跨地区流动,情况就不同了。即使非民族地区的净财政收益较低,但由于其公共支出水平较高,追求利润最大化或成本最小化的资本,以及追求自身效用最大化的劳动力,会通过“用脚投票”(Tiebout,1956;BanzhafandWalsh,2008),不断流向非民族地区,从而加剧民族地区的要素流失。此时,虽然民族地区的消费、生产、税收和公共品供给仍有效率,但在吸引资本和劳动力方面的劣势却日益明显,最终陷入发展滞后的困境。避免上述困境的关键在于缩小民族地区与其他地区的公共支出差异。这要求中央政府实施专门针对民族地区的财政转移支付政策。根据上述分析,提出如下理论假说。假说1:民族地区转移支付政策将减少民族地区与其他地区之间的公共支出差异。如果假说1成立,民族地区吸引资本和劳动力的能力将随之增强,这导致地方政府继续改善公共服务的激励随之减弱。因此,假说1应有以下推论。推论1:如假说1成立,在实施一段时间后,民族地区转移支付政策减少地区间公共支出差异的促进效应将逐渐减弱。上述假说反映的是该项政策直接和短期的效应。中长期而言,如果其他条件不变(例如未出台针对其他地区的优惠政策),民族地区与其他地区公共支出差异的减少,将促进民族地区经济发展,从而缩小地区间经济发展差距。这是该类政策的最终目标,表述为如下假说。假说2:如假说1成立,且其他条件不变,民族地区转移支付政策将促进民族地区与其他地区之间经济发展差距的缩小。但是,根据财政联邦制以及政府间转移支付的相关理论(Oates,2005;Bahl,2000),由于存在道德风险(例如地方政府挪用转移支付资金)等因素,上述理论假说可能并不成立。因此,民族地区转移支付政策究竟能否减少地区间公共支出差异并缩小经济发展差距,有待实证研究。三、双重差分法与趋势评分匹配为了控制政府间转移支付与地方经济增长、公共支出之间存在的内生关联(Knight,2002;Dahlbergetal.,2008),本文并未直接以民族地区转移支付的支出金额作为解释变量进行回归,而是采用了双重差分法与趋势评分匹配法相结合的计量方法。一方面,双重差分法能够捕捉到处理组和参照组的特定行为在政策变化前后的相对差异,这种相对差异反映了政策的实际效果。而且,使用面板数据时,双重差分法还可以控制不可观察的固定效应,从而控制一部分内生性问题。但是,该方法不能控制如下这类内生性问题:由于政策受益对象不是随机决定的(例如,受人为因素干扰,处理组与参照组不是随机划分的),产生了“选择偏差”(selectionbias);这种偏差会使解释变量与残差之间产生关联,从而导致内生性问题。如能有效控制“选择偏差”,双重差分法的回归结果将更为可靠(Heckmanetal.,1998)。另一方面,基于趋势评分匹配的双重差分法能较好地控制上述“选择偏差”问题(Khandkeretal.,2010)。该方法的原理如下:首先,借助特征变量重估每一观察对象成为处理组的概率,即趋势评分pi(X)=Pr(Di=1|Xi)=F(h(Xi))。(1)其中,Di代表处理组哑变量,F(.)为Logistic分布函数,h(.)为第i个地区特征变量(Xi)的线性函数。然后,根据趋势评分结果,重新匹配处理组与参照组。匹配的准则是趋势评分必须满足平衡性(balancingproperty)。所谓平衡性,是指当该属性得到满足时,以pi(X)为条件将样本划分为若干组,在每一组里处理组的选择都是随机的(袁诚、陆挺,2005)。最后,利用匹配后的数据,开展相关实证分析。本文的实证研究使用上述计量方法,以同时控制“选择偏差”和各类固定效应。根据样本数据,处理组(民族县)与参照组(非民族县)的确不是随机划分的,而是存在系统性差异。由表1,1999年(实施民族地区转移支付政策的前一年),相比于参照组,处理组的经济发展水平较低,财政收入较少,但财政支出并不少;(2)产业结构以农业为主;政府规模较大,总人口较少,人均耕地较多,但文盲率也较高。经过趋势评分匹配之后,“选择偏差”得到了控制。仍由表1,选取人均实际国内生产总值等变量作为特征变量进行趋势评分,并保留通过平衡性检验的评分结果,发现民族县与非民族县在上述各方面的差异均显著缩小了:除了人口规模和文盲率,其他特征变量的差异不再显著。利用上述经过趋势评分匹配后的数据,建立双重差分法的计量模型,方程如下:其中,yit是被解释变量;MZXit是处理组哑变量(MZXit=1表示匹配后的处理组,MZXit=0表示匹配后的参照组),POLICYt是政策变化哑变量(POLICYt=1表示政策实施后的年份,POLICYt=0表示政策实施前的年份);EFFECTit是核心解释变量,等于处理组哑变量与政策变化哑变量的交叉项(EFFECTit=MZXit×POLICYt),其回归系数γ1即政策效应;α0是常数项,αi和αt分别代表地区(县级或省级)和时间的固定效应;Zit是控制变量,uit是随机扰动项;与γ1相似,γ2、γ3和β也是回归系数。为了使回归系数能够反映政策效果的强度(即回归系数数值大小不受变量原始数值大小的影响),后续实证分析还考虑了相关变量的自然对数。计量方程如下:四、数据和变量(一)人口普查数据本文实证分析所用数据来自历年《全国地市县财政统计资料》、《中国区域经济统计年鉴》、《中国县(市)社会经济统计年鉴》和《中国分县农村经济统计概要》,以及《新中国55年统计资料汇编1949—2004》、1990年和2000年人口普查数据。这些数据包含了1993年至2003年,中国大陆31个省区、1600多个县、近400个县级市和800多个市辖区的共计27937次观察。这些观察涵盖了上述地区的政府一般预算收支及其细分项、工农业总产值(或国内生产总值)、农业总产值和工业总产值(或第一产业增加值和第二产业增加值)、政府间转移支付、财政供养人口、总人口、耕地面积和文盲半文盲人口等指标。(1)(二)变量配置1.民族地区经济发展差距相对较大被解释变量包括公共支出差异和经济发展差距两类。一方面,用公共支出水平(县级地区的人均实际本级财政支出及其细分项)和公共支出结构(县级地区非行政管理支出占比和行政管理费占比)来反映公共支出差异。(1)人均实际本级财政支出越多,说明公共支出水平越高。(2)(2)非行政管理支出占比越高,说明公共支出结构越有利于经济发展和改善民生。这是因为,非行政管理支出包括教育支出、社会保障支出、基本建设支出和农林水气事业费,这些公共支出能够促进当地的人力资本投资、基础设施建设和农业发展,提高消费能力或改善消费预期,维护社会稳定。(1)另一方面,经济发展差距包括县级(县级地区人均实际国内生产总值的自然对数)和省级(省以下县级地区人均实际国内生产总值的基尼系数)两类变量:(1)其他因素保持不变,民族县人均实际国内生产总值增速快于非民族县,说明民族地区转移支付政策有利于缩小地区间经济发展差距。(2)民族省区的县级人均实际国内生产总值基尼系数相对越高,说明民族地区与非民族地区之间的经济发展差距越大。2.民族地区转移支付政策效应政策效应变量作为关键变量,是政策变化哑变量与处理组哑变量的交叉项,其回归系数反映民族地区转移支付政策的效应。其中,使用县级数据时,政策变化哑变量是以民族县作为处理组,以非民族县作为参照组;使用省级数据时,分别以民族省区和非民族省区作为处理组和参照组。3.对我国经济发展水平与物质条件的描述依据已有文献(Hamilton,1983;Bakeretal.,1999;Knight,2002;Tsui,2005;乔宝云等,2006;Tochkov,2007;尹恒等,2007;Lou,2008;Qiaoetal.,2008;Yao,2008;陈诗一、张军,2008;郭庆旺、贾俊雪,2008;袁飞等,2008;尹恒、朱虹,2009;Zou,1996;Rozelleetal.,1998;Martin,1999;ParkandPhilippopoulos,2003;EconomidesandMiaouli,2006),还控制了经济发展水平(人均实际国内生产总值或人均实际本级财政收入)、产业结构(第一产业增加值或第二产业增加值占国内生产总值的比重)、政府规模(财政供养人口占比)等相关因素。此外,还需要说明:(1)所有名义值均使用GDP平减指数剔除了物价波动的影响。(2)由于政策实施前后,个别变量的统计方法发生了变化,在设置变量时考虑了上述变化,以保证变量含义的一致性。(2)五、转移支付政策对区域之间公共支出差异的影响(一)转移支付政策对民族县公共支出的影响首先,以县级地区人均本级财政支出作为被解释变量,分别使用普通双重差分法和基于趋势评分匹配的双重差分法对等式(3)进行回归分析,结果见表2。表2显示,民族地区转移支付政策显著促进了民族县公共支出水平的相对增长:无论采用哪种计量方法,分析结果均显示在其实施后的3年里(2001—2003年),该项政策导致民族县人均实际本级财政支出发生了相对增长,而且增长幅度不小(15—20%之间)。(3)若干控制变量也对民族县公共支出水平产生了影响:人均实际国内生产总值的回归系数为正,符合Wagner法则———经济发展水平越高、民众对公共服务的需求越大(RosenandGayer,2008);农业产值占比的回归系数为负,说明以农业为主的县级地区公共支出水平相对较低,符合中国实际情况(Tsui,2005);财政供养人口占比的回归系数为正,且系数数值较大,这与直觉相符,即政府规模越大、人均财政支出也越多;总人口的回归系数为负,即人口规模越大、人均财政支出越少,说明公共品供给存在一定的规模经济。然后,分别以县级地区非行政管理支出占比和行政管理费占比作为被解释变量,使用基于趋势评分匹配的双重差分法对等式(3)和(4)进行回归分析,结果见表3。结合表2和表3发现:一方面,民族地区转移支付政策不仅促进了民族县公共支出水平的相对增长,而且相对增加的公共支出主要被用于有利于当地经济发展的教育、社会保障、基本建设和农业发展等领域。另一方面,政策效应变量的回归系数并非逐年递增。仍由表3:(1)以非行政管理支出占比作为被解释变量,回归系数在2002年最大,其他年份的数值较小。(2)以人均公共支出取自然对数作为被解释变量,回归系数数值在2001年最大,之后两年数值较小。上述结果说明,在实施一段时间后,民族地区转移支付政策减少民族县与其他地区公共支出差异的效应并非逐年增强。综上,基准回归结果支持理论假说1和推论1。(二)稳定性试验1.非民族地区的转移支付基准回归对处理组和参照组的设置,与民族地区转移支付政策的实施情况不完全一致。样本数据的描述性统计发现,2001—2003年期间,民族地区转移支付并非都发放给民族县,也有一些非民族县(有少数民族居民,但未被认定为民族县)获得了这类转移支付。(1)为此,将2001—2003年期间,实际获得民族地区转移支付的非民族县视为民族县,补充到处理组里,根据回归结果,发现调整处理组设定,该项政策仍显著减少了民族县与其他地区的公共支出差异,且上述作用也不是逐年增强。因此,没有证据显示计量模型设定与政策实施情况之间存在的差别会改变基准回归结果。(2)2.民族县非行政管理支出绝对水平的相对增长了,尤其是非在公共支出结构发生积极变化的同时,民族县各项非行政管理支出的绝对水平是否也相对增长了,基准回归未作分析。以县级地区的人均实际教育支出、社会保障支出、基本建设支出和农林水气事业费作为被解释变量。回归结果显示,民族县各项非行政管理支出的绝对水平发生了显著的相对增长。(3)3.实证分析:面数据使用与分析基准回归使用的是政策实施前后各一年的数据,其结果可能受特定时间窗口的影响。为此,使用1999—2003年多年(不包括2000年—政策出台当年)的面板数据进行实证分析。回归结果发现调整时间窗口之后,政策效应变量的回归系数符号保持不变,数值略有变化,且均通过了显著性检验。因此,基准回归结果并不依赖于特定时间窗口。(1)4.政策效应的回归系数表示分别以1999—2000年、1993—2000年以及1998—1999年作为时间窗口,对等式(3)和等式(4)进行计量分析。回归结果发现基准回归结果发生了明显变化:政策效应变量的回归系数或数值明显减小,且显著程度有所下降;或符号出现反转。这说明基准回归结果反映的是民族地区转移支付政策的效应,而非其他政策。(2)此外,还尝试了单独控制某些重要政策。这些政策主要是国家扶贫政策和西部大开发战略。(1)在经过趋势评分匹配后的样本里,去掉属于国定贫困县或国家扶贫开发工作重点县的观察值,再使用双重差分方法进行实证分析。回归结果显示,政策效应变量的回归系数符号与基准回归结果一致、数值相近,且通过了显著性检验。(3)(2)在样本里仅保留西部大开发战略覆盖的12个省区的观察值。回归结果发现控制西部大开发战略的影响,虽然回归系数的显著程度有所下降(主要原因是由于样本限制在12个省区,观测值大幅减少),但民族地区转移支付政策减少民族县与其他地区公共支出差异的结论仍然成立。(4)六、区域转移政策对区域经济发展差距的影响(一)政策效应变量的回归分析以县级地区人均实际国内生产总值的自然对数作为被解释变量,控制投资、劳动力投入、人口素质、产业结构、政府规模和自然禀赋等因素,并将时间窗口设定为1999—2003年,使用基于趋势评分匹配的双重差分法对等式(4)进行回归分析,结果见表4。表4显示:政策效应变量的回归系数值是0.0238,但不显著。这说明民族地区转移支付政策并未显著促进民族县人均实际国内生产总值的相对增长。调整时间窗口(扩大至1993—2003年),或在样本里剔除国定贫困县(或国家扶贫开发工作重点县),或仅保留西部大开发战略12个省区的观察值,结果也见表4。表4显