论文部分内容阅读
中图分类号：F812 文献标识码：A
摘要：均衡性转移支付是指中央政府为了扶持经济欠发达地区的地方政府，平衡地方政府财力，依据客观因素对地方政府给予的一种不规定用途的资金补助。
目前针对均衡性转移支付的绩效研究基本上都是关于其均衡地方财政能力的效果研究。而政府的政策意图正在逐步从保障政府运行到保障民生转变，有必要对其缩小贫富差距的效果进行研究。本文通过1995年到2012年的时间序列数据的线性回归以及VAR模型的研究，发现均衡性转移支付总额在全国范围内确实可以起到一定的缩小贫富差距的作用。
关键词：均衡性转移支付；居民收入差距；线性回归模型；VAR模型
一、研究背景
均衡性转移支付是政府间转移支付的一种类型，是指中央政府为了扶持经济欠发达地区的地方政府，平衡地方政府财力，依据客观因素对地方政府给予的一种不规定用途的资金补助。它是唯一按照客观公式而进行的转移支付形式，与国外较完善的转移支付制度类似，是一种较为公平的再分配制度。作为一种重要的再分配制度，均衡性转移支付的目的在于均衡公共服务水平，为缩小我国贫富差距提供良好的环境。
目前针对均衡性转移支付的研究基本上是通过转移支付均衡财政收入的效果来验证转移支付的效率。例如，贾晓俊与岳希明的实证分析表明人均转移支付资金反而更多地被分配到了财力水平较强的省份去[1]。华丽萍通过对2000—2007年省级面板数据的实证分析也认为均衡性转移支付制度并没有完全地发挥均等化财力的作用[2]。可见，均衡性转移支付虽然较为客观，但是却存在一定的制度缺陷，有必要对其效率做进一步的分析。
均衡性转移支付在近年来的改革中逐渐体现出这一政策从偏重维持政府运转到注重民生的趋势。比如，均衡性转移支付计算公式的人口标准在2008年已经从财政供养人口转变为总人口，体现了该制度对全体公民而不仅是政府公务人员的重视。作为重要的均衡性政策之一，其根本目的是为了均衡各省的公共服务水平，进一步缩小居民的收入差距，促进和谐社会的发展。目前几乎没有学者从均衡性转移支付缩小居民收入差距的角度验证这一政策的效率，这正是本文的重要创新之处和研究价值所在。
二、实证研究
1.线性回归模型
由于我国从1994年才进行了分税制改革，所以关于均衡性转移支付的研究只能从1995年开始。基于数据的可得性，作者将使用1995-2012年的年度时间序列数据进行研究。均衡性转移支付用各年人均均衡性转移支付衡量，并利用年度GDP平减指数消除了通货膨胀的影响。全国居民收入差距使用国际上及学术界公认的基尼系数指标。数据均来自于国家统计局的官方网站以及统计年鉴。
首先，由于担心数据的平稳性问题影响回归的结果，本文对人均均衡性转移支付AE与基尼系数GN做了单位根检验（ADF检验）。结果显示，AE与GN均为一阶单整序列I（1）。在对其进行一阶差分检验后，二者的一阶差分均为I（0）。
为了研究均衡性转移支付对基尼系数的影响，作者将模型设定为：
DGNt=α1+α2 DAEt+εt（1）
其中， DAE为人均均衡性转移支付的一阶差分，DGN为基尼系数的一阶差分，t表示年份，且t=1，2， ……，17。α2表示当人均均衡性转移支付的变动增加1单位时，基尼系数的变动将增加α2。
由于均衡性转移支付目的是为了扶持经济欠发达地区，并且逐渐重视民生，可见均衡性转移支付应当对我国贫富差距有缩小的作用。所以我们预测DAE的系数α2符号为负。表1为EVIEWS8.0对模型式（1）进行OLS回归的统计结果。
统计结果显示，系数的符号符合我们的预测结果。系数α2为-0.0031，说明人均均衡性转移支付的变动每增加一单位，基尼系数的变动就会减少0.0031，可见我国均衡性转移支付在5%的显著水平下对基尼系数有缩小的作用。同时作者还分别通过White检验以及Breusch-Pagan-Godfrey检验验证了模型不存在显著的异方差性以及自相关性。
2.向量自回归模型
为了保证结果的稳健性，作者还使用了向量自回归模型（VAR模型）来检验均衡性转移支付（DAE）与基尼系数（DGN）的联合内生动态关系。由于本文使用的是年度数据，数据较少，故将滞后期限定在1、2、3中选择。 在VAR模型中，5个滞后期评价指标中有3个指标认为滞后期应为3，故依据少数服从多数原则，将滞后期选定为3。
用EVIEWS8.0运行后的统计结果如下：只有DAE（-2）对DGN的影响系数（-0.0055）以及DGN（-1）对DAE的影响系数（-115.5679）显著，显著水平均为10%。模型的R2为0.442 ，调整的R2为0.219， F值为1.984（10%显著水平）。可见，人均均衡性转移支付的变动会对两年后基尼系数的变动产生负的显著影响，而基尼系数的变动又会对一年后的均衡性转移支付产生负向影响。这是和经济理论比较相符的结果。这一结果意味着：上一年基尼系数变动越大，均衡性转移支付决策时的增加额就越大；同时，由于宏观政策的时滞性，人均均衡性转移支付的增加会降低2年后基尼系数的变动。
三、结论
以上两种方法得出的统计结果一致，均表明我国均衡性转移支付总量对全国居民的收入差距存在一定的缩小作用。
这一结果体现了均衡性转移支付的积极的一面，与针对它的很多均衡财力的研究结论不同[1，2]。主要原因除了验证的绩效标准不同以外，以前的研究数据年份偏早，而均衡性转移支付制度却一直在改革和进步，添加了更多维护民生的参考项目，有可能影响结果。同时，关于均衡各省财力的研究针对的是对各省的情况，意图验证其省际分配效率，而本文的研究针对的是均衡性转移支付的总额与全国范围的整体收入差距问题，没有针对该制度对各省的分配问题，也可能造成结果不同。
所以，本文的研究表明，在缩小全国居民收入差距的角度上，我国应当继续保持均衡性转移支付总额的稳定增长机制，以进一步缩小贫富差距，促进和谐社会的发展。
参考文献：
[1]贾晓俊，岳希明. 我国均衡性转移支付资金分配机制研究[J].经济研究，2012（1）：17-30.
[2]华丽萍.我国均衡性转移支付制度研究—基于省级面板数据的分析[D].厦门：厦门大学，2014.
作者简介：
张萌萌，同济大学经济与管理学院研究生。
摘要：均衡性转移支付是指中央政府为了扶持经济欠发达地区的地方政府，平衡地方政府财力，依据客观因素对地方政府给予的一种不规定用途的资金补助。
目前针对均衡性转移支付的绩效研究基本上都是关于其均衡地方财政能力的效果研究。而政府的政策意图正在逐步从保障政府运行到保障民生转变，有必要对其缩小贫富差距的效果进行研究。本文通过1995年到2012年的时间序列数据的线性回归以及VAR模型的研究，发现均衡性转移支付总额在全国范围内确实可以起到一定的缩小贫富差距的作用。
关键词：均衡性转移支付；居民收入差距；线性回归模型；VAR模型
一、研究背景
均衡性转移支付是政府间转移支付的一种类型，是指中央政府为了扶持经济欠发达地区的地方政府，平衡地方政府财力，依据客观因素对地方政府给予的一种不规定用途的资金补助。它是唯一按照客观公式而进行的转移支付形式，与国外较完善的转移支付制度类似，是一种较为公平的再分配制度。作为一种重要的再分配制度，均衡性转移支付的目的在于均衡公共服务水平，为缩小我国贫富差距提供良好的环境。
目前针对均衡性转移支付的研究基本上是通过转移支付均衡财政收入的效果来验证转移支付的效率。例如，贾晓俊与岳希明的实证分析表明人均转移支付资金反而更多地被分配到了财力水平较强的省份去[1]。华丽萍通过对2000—2007年省级面板数据的实证分析也认为均衡性转移支付制度并没有完全地发挥均等化财力的作用[2]。可见，均衡性转移支付虽然较为客观，但是却存在一定的制度缺陷，有必要对其效率做进一步的分析。
均衡性转移支付在近年来的改革中逐渐体现出这一政策从偏重维持政府运转到注重民生的趋势。比如，均衡性转移支付计算公式的人口标准在2008年已经从财政供养人口转变为总人口，体现了该制度对全体公民而不仅是政府公务人员的重视。作为重要的均衡性政策之一，其根本目的是为了均衡各省的公共服务水平，进一步缩小居民的收入差距，促进和谐社会的发展。目前几乎没有学者从均衡性转移支付缩小居民收入差距的角度验证这一政策的效率，这正是本文的重要创新之处和研究价值所在。
二、实证研究
1.线性回归模型
由于我国从1994年才进行了分税制改革，所以关于均衡性转移支付的研究只能从1995年开始。基于数据的可得性，作者将使用1995-2012年的年度时间序列数据进行研究。均衡性转移支付用各年人均均衡性转移支付衡量，并利用年度GDP平减指数消除了通货膨胀的影响。全国居民收入差距使用国际上及学术界公认的基尼系数指标。数据均来自于国家统计局的官方网站以及统计年鉴。
首先，由于担心数据的平稳性问题影响回归的结果，本文对人均均衡性转移支付AE与基尼系数GN做了单位根检验（ADF检验）。结果显示，AE与GN均为一阶单整序列I（1）。在对其进行一阶差分检验后，二者的一阶差分均为I（0）。
为了研究均衡性转移支付对基尼系数的影响，作者将模型设定为：
DGNt=α1+α2 DAEt+εt（1）
其中， DAE为人均均衡性转移支付的一阶差分，DGN为基尼系数的一阶差分，t表示年份，且t=1，2， ……，17。α2表示当人均均衡性转移支付的变动增加1单位时，基尼系数的变动将增加α2。
由于均衡性转移支付目的是为了扶持经济欠发达地区，并且逐渐重视民生，可见均衡性转移支付应当对我国贫富差距有缩小的作用。所以我们预测DAE的系数α2符号为负。表1为EVIEWS8.0对模型式（1）进行OLS回归的统计结果。
统计结果显示，系数的符号符合我们的预测结果。系数α2为-0.0031，说明人均均衡性转移支付的变动每增加一单位，基尼系数的变动就会减少0.0031，可见我国均衡性转移支付在5%的显著水平下对基尼系数有缩小的作用。同时作者还分别通过White检验以及Breusch-Pagan-Godfrey检验验证了模型不存在显著的异方差性以及自相关性。
2.向量自回归模型
为了保证结果的稳健性，作者还使用了向量自回归模型（VAR模型）来检验均衡性转移支付（DAE）与基尼系数（DGN）的联合内生动态关系。由于本文使用的是年度数据，数据较少，故将滞后期限定在1、2、3中选择。 在VAR模型中，5个滞后期评价指标中有3个指标认为滞后期应为3，故依据少数服从多数原则，将滞后期选定为3。
用EVIEWS8.0运行后的统计结果如下：只有DAE（-2）对DGN的影响系数（-0.0055）以及DGN（-1）对DAE的影响系数（-115.5679）显著，显著水平均为10%。模型的R2为0.442 ，调整的R2为0.219， F值为1.984（10%显著水平）。可见，人均均衡性转移支付的变动会对两年后基尼系数的变动产生负的显著影响，而基尼系数的变动又会对一年后的均衡性转移支付产生负向影响。这是和经济理论比较相符的结果。这一结果意味着：上一年基尼系数变动越大，均衡性转移支付决策时的增加额就越大；同时，由于宏观政策的时滞性，人均均衡性转移支付的增加会降低2年后基尼系数的变动。
三、结论
以上两种方法得出的统计结果一致，均表明我国均衡性转移支付总量对全国居民的收入差距存在一定的缩小作用。
这一结果体现了均衡性转移支付的积极的一面，与针对它的很多均衡财力的研究结论不同[1，2]。主要原因除了验证的绩效标准不同以外，以前的研究数据年份偏早，而均衡性转移支付制度却一直在改革和进步，添加了更多维护民生的参考项目，有可能影响结果。同时，关于均衡各省财力的研究针对的是对各省的情况，意图验证其省际分配效率，而本文的研究针对的是均衡性转移支付的总额与全国范围的整体收入差距问题，没有针对该制度对各省的分配问题，也可能造成结果不同。
所以，本文的研究表明，在缩小全国居民收入差距的角度上，我国应当继续保持均衡性转移支付总额的稳定增长机制，以进一步缩小贫富差距，促进和谐社会的发展。
参考文献：
[1]贾晓俊，岳希明. 我国均衡性转移支付资金分配机制研究[J].经济研究，2012（1）：17-30.
[2]华丽萍.我国均衡性转移支付制度研究—基于省级面板数据的分析[D].厦门：厦门大学，2014.
作者简介：
张萌萌，同济大学经济与管理学院研究生。