纵向转移支付空间配置分析——基于动态空间杜宾模型

◆朱德云 ◆孙若源

内容提要：纵向转移支付在平衡各级财政能力、弥补地方财政缺口等方面具有重要作用。文章以DMSP/OLS全球夜间灯光数据设置空间权重矩阵，采用动态杜宾模型探究纵向转移支付空间配置状况。研究发现：我国转移支付存在空间配置缺位现象，导致地方财政收支缺口的扩大化；同时，地方财政对转移支付资金具有长期依赖性，致使地方政府资源配置功能弱化；此外，本区域转移支付外部性并非表现为单方向溢出，还存在双向反馈作用。为此，在确定纵向转移支付规模及结构时，应打破区域行政壁垒，化解地方官员基于任期的投机行为，扭转转移支付空间配置缺位状况。

一、引言

改革开放以来，我国地方财政状况总体上得到改善，但两级分化趋势比较明显。这种不平衡现象的形成原因很复杂，涉及经济水平、自然禀赋、文化差异等因素，但纵向转移支付资源配置的不完善无疑是一个重要原因。转移支付制度能否良好设计，已成为地方财政能否顺利承担相应事权和支出责任的关键。

在国家治理过程中，中央政府必须在协调好央地关系的前提下，提升地方政府对于缓解地方困境努力行为的激励。关键是怎样协调各区域间的财政资金分配。或者说，如何在各地财力不均衡的状态下构建一个促进相对均衡的调节机制？这深刻影响着地方政府行为，也影响着地方治理水平。比如，医疗、社会保障等公共领域均等性和配套性财力转移存在预算软约束，一旦获得较多转移支付，地方财政即趋向于基本建设支出，忽视民生性公共服务供给，继而出现财政支出结构可替换性矛盾（付文林和沈坤荣，2012）；又如，转移支付影响地方征税努力程度，均等性（含补助、均衡性转移支付）和总量性（税收返还）转移支付有可能对地方政府征税行为产生抑制效应（胡祖铨等，2013）。

毫无疑问，对上述问题的探索和解答，对于我国通过纵向转移支付实现资源协调配置以及调整区域间发展不平衡至关重要。因此，本文拟从空间层面分析我国纵向转移支付的配置问题。

二、计量模型构建

纵览已有相关文献，关于地方财政与转移支付关系的探索，虽然思想内涵莫衷一是，但多数都试图揭示转移支付规模或结构设计对地方财政决策的影响（贾康和白景明，2002；Tobler，1970；

李永友等，2009；范子英，2013）。然而，转移支付结构可以分为自上而下授权的纵向转移支付和同级政府间相互关联的横向转移支付，类别不同，属性自然相异。当前很多文献仅仅将研究放在转移支付整个实践基础上做文章，疏忽了其不同属类的异质性。同时，虽然转移支付实施政策是静止、短暂、间断的，但作用方式及效果是动态、长期、连续的。因而，仅仅将研究放在行政区域局限内，并不能全面阐释其配置状况。为此，本文根据我国财政转移支付规模和结构实践，重点关注其空间效应对地方财政状况的影响，即借助客观性指标—DMSP/OLS夜间灯光数据构造地级市空间权重矩阵，采用动态空间杜宾模型，尝试构建纵向转移支付与地方政府间关系的计量模型，藉以对纵向转移支付的政策设计提供可借鉴的思路。

（一）空间模型的设定

中央自上而下分权的转移支付政策对于区域地方财政状况有重要影响。这种影响究竟是直接效应还是间接效应？有没有区域性的不同反馈作用？为从实证层面验证中央转移支付的空间外部性及溢出性，本文借鉴LeSage和Pace（2009）的空间杜宾模型（SDM），具体拟合如下：

通过构造上式静态空间杜宾模型，在检验直接、间接效应基础上，进一步构造动态空间杜宾模型。一方面保证空间面板信息的全面性，另一方面采用被解释变量滞后期可以克服部分内生性，具体设定如下：

方程（2）描绘了转移支付配置策略对于地方财政状况的影响条件以及溢出的外部性，用以说明转移支付资源配置（Eit）与地方财政状况（Vit）之间关联与依赖的动态效应。其中，i和t表征各城市以及相关年份，ωit为空间权重矩阵，Cit为其他控制变量，μi、λi代表城市和时间固定效应，εit为误差项。Yt-1是被解释变量滞后项的动态系数，ρ为地方财政状况衡量指标的空间自相关系数，β代表转移支付策略的直接效应系数，γ为该策略的空间外溢效应系数，控制变量各参数拟设定为δ，上述均为本文待估计参数。

（二）变量与数据说明

1. 具体变量描述

（1）地方财政自给缺口：在描述地方财政状况的指标中，已有文献从财政收入和支出两个维度进行衡量。其中，财政收入维度包括税收收入占比、非税收入占比和财政收支缺口等指标，而支出方向涵盖人均财政支出、人均经济性支出等。本文试图综合财政收支两个维度，但2015年新《预算法》出台之前，地方财政不列赤字，因而本文以财政收支差额的自给缺口作被解释变量。鉴于地区间财政收支规模跨度较大，为了减少数据波动，控制异方差，对所有变量做对数化处理。

除此之外，在刻画地方政府财政情况时，已有文献大多聚焦于财政工具选择，如赤字规模、公共财政支出占GDP的比重等。而本文在关注上述地方财政自给缺口的同时，着重偏向性与稳健性。地方政府长期处于政治晋升激励之下，地方财政支出的策略更倾向于基本建设投资。藉于此，本文除选用一般性指标，即地方财政的自给缺口作为描述地方财政具体情况的变量之外，使用DMSP/OLS夜间灯光数据来体现地方的基础设施建设，藉此创新性描绘地方财政的支出策略的偏向。夜间灯光数据一般常用作基础设施、城市化及生活方式转变等地区经济发展过程。其中，灯光强度与密度有力地证明了政府在地方基础设施上的投入；同时，客观灯光亮度与面积有利于克服反向因果内生性，即倾向基本建设投资的地方财政支出会改变要素市场资源配置，进而影响当地及邻近区域的经济发展与财政收支水平。而经济水平变动所带来的政治晋升机制的相应调整反过来又会左右地方财政支出策略的基础设施偏向性。出于以上两方面考虑，特别是第二阶段的内生性，本文采用夜间灯光数据构建空间动态杜宾模型，研究结果预期会更稳健。

（2）DMSP/OLS夜间灯光原始数据。DMSP来自于美国国防部所施行的气象卫星计划。本论文所用数据是NGDC公布的非辐射同时定标的第四版本夜间灯光强度。此类数据采集的是全球的夜间影像，具体数据的像元大小是30＂的弧度，其覆盖的范围从经度的-180°一直到180°，所涉及的纬度范围从-65°一直覆盖到75°。经过与中国相应年份的DMSP/OLS数据对比发现，各个卫星之间所收集到的数据存在着较为轻微的异质性，并且相关数据具有一定的光噪声。因而，本文借鉴曹子阳等（2015）的方法对数据进行了校正并做相应降噪处理。夜间灯光数据跨度为2000—2013年，涉及全国243个地级市，出于省级面板层面的考量，本文采用Arcgis抓取省内各地市数据，扣除强度最高与最低地市，平均该省所管辖区域的具体夜间灯光数据。最终以该省相关地市的具体合成均值作为财政支出自给的指代变量（dmo），并以此作为本文被解释变量的替代指标进行稳健性检验。

核心解释变量选取转移支付与其空间滞后项，用以描绘依赖性的动态特征。其他控制变量主要有经济增长率（pgdp）、人口抚养比(fyb)、人口增长率(rkzenglv)、对外开放水平(foreign)、消费者价格指数(cpi)、失业率（unemplv）等，并对全部变量取对数处理。详见表1。

表1 变量说明与数值统计特征

2. 相关数据说明

为了进行空间计量分析，拟首先构建整体省级层面的测算估计值。其中，31个省级样本主要来源于1999—2016年《中国统计年鉴》《中国财政年鉴》以及财政部网站等。受数据可得性限制，港、澳、台因缺失值较多，做剔除处理。值得注意的是，因涉及地方政府以及转移支付的跨期行为，文中转移支付及地方财政自给缺口列示了空间滞后项。此外，2014年各省转移支付仅有北京市和黑龙江省数据，其他省份由估计值代替。西藏地区人口组成结构特殊，1998—2004年城镇化程度以及2000年、2002年、2004年失业率数据缺失，同样删除，并只列为控制组对照验证。而上海市2001年及2005年失业率数据遗失，进行估计时可被stata自动忽略。最终样本为除港、澳、台外的全部31个省级行政区跨度18年的数据。

从本文的空间计量模型设定及估计过程看，需要设定相应的空间权重矩阵。在空间经济学研究中，大多文献通过引入邻接权重矩阵来显示地理特征。而本文选取的243个地级市中大部分并不相邻，但一些城市出于同一省内较集中区域，具有相似的地理与经济特征。所以文中针对地理因素，不采用邻接权重矩阵，而是构建地理距离权重矩阵。即：

上式d为两地区间欧式距离。此外，为增加权重矩阵中对于经济差异的描述，在地理距离矩阵基础上引入经济距离矩阵。其中，财政分权体制下，地方政府进行竞争，区域间易形成扩散溢出效应（周亚虹等，2013）。因而，文中除引入GDP差为代表的经济距离矩阵之外，另引入财政分权距离矩阵，即：

PGDPi和PGDPj表征两区域2001年实际人均GDP水平（基期2000年），而FDZi和FDZj为相关地区财政分权程度指标，出于地级市数据部分样本考虑，由地方本级收入与地方本级支出比值衡量。以上31个省级城市权重矩阵设置由Arcgis采用2000年国家大坐标系抓取，经由matlab形成稀疏矩阵之后获得。

三、空间计量实证检验

（一）空间诊断性检验及模型选择

空间自相关是对空间中相邻区域集聚度的有效度量方法。按照所研究的空间范围大小，空间自相关检验可以划分成全局和局域的空间自相关。截至目前，专门被用做空间自相关检验和度量的方法有很多，但纵观主流经济学文献，学术圈普遍认同Moran's I指数测算方法。Moran's I指数不仅包括全局Moran's I指数，还含有局部Moran's I指数。针对空间相关性检验，本文对要素配置偏向性计算全局Moran's I指数，Geoda估计结果显示Moran'I指数均大于0，且p值基本处于5%显著水平内，说明存在空间依赖性且为正向空间自相关。

图1 1998—2015年分年Moran's I指数拟合①

图2 1998—2015年各年Moran's I指数及对应p值

图2列示了1998—2015年各个年份的Moran's I指数及P值。由图2可知，Moran's I指数均为正，同时其所对应的p值均小于0.1，这表明地方财政状况存在正向的空间相关性。进一步地，在计算局部Moran's I指数基础上绘制Moran散点图，如图1所示。该图显示大部分的省份财政所需资源偏拟合于正向，这也表明我国各省地方财政状况呈现空间依赖特征。

除此之外，为对异值空间性的存在进行更深一步地检验，本文除采用传统的LM检验同时，还加入稳健性LM检验，并以此来说明本文空间计量的模型选择。如表2式（1）—（4）所示，其分别对应联合OLS估计、空间固定效应、时间固定效应及双向固定效应，具体各参数估计见下表：

如表2所示，无论是传统LM还是稳健LM检验，基本拒接原假设，说明模型存在空间滞后被解释变量和空间误差项。具体估计为：当使用了传统的LM检验时，均显著拒绝了没有空间滞后项（被解释变量）和没有空间误差自相关的原假设；而使用稳健LM检验时，除（4）式所代表的时间和空间双固定效应的空间误差稳健LM检验没有通过假设检验外，均拒绝了不存在空间滞后的被解释变量的原假设。此外，对于空间固定效应的非显著性联合原假设的检验，其似然比LR检验的具体结果为：拒绝空间固定效应联合非显著性原假设；同样也拒绝了时间固定效应联合非显著性假设。由上述结果可知应采用双向固定效应模型，即估计模型应扩展为具备空间固定效应与时间固定效应的双向固定效应模型。

在选择双向固定效应之后，空间计量研究者认为应构建空间杜宾模型，进而通过相关的假设检验来验证模型最终选择，即选择空间滞后模型亦或是空间误差模型。其中，如果估计模型参数之后原假设均被拒绝，那么则采用空间杜宾模型进行下一步的研究，相反则针对具体的检验指标选择采用空间滞后模型或者空间误差模型。这两种检验都服从于卡方分布，检验形式一般采用LR检验或者Wald检验，两类检验的形式和方式存在异质性。本文均对两类检验进行了计算和估计，具体结果如表3所示。与此同时，由于涉及静态空间面板，本文进一步针对静态空间面板采用ML估计，分别检验空间固定效应、时间固定效应以及双向固定效应，依次对应于表3列（1）—（3）。其中，三种静态空间模型Wald以及LR估计值均通过显著水平检验，拒绝转化为空间滞后或空间误差模型。综上所述，可使用双向固定效应空间杜宾模型进行后续分析。

由表3可知，模型可进一步扩展为双固定效应空间静态杜宾模型。而表中估计值除验证了模型的空间性之外，被解释变量所选择的地方财政自给缺口对于邻近省份的影响为负向，这表明本省份自身的财政缺口对于周边省份具有一定的负外部性，本省份财政缺口的扩大倾向于抑制周边省份的财政缺口。同时，无论本省份还是周边省份对于本区域的地方财政缺口均存在拉大现象，这显然与转移支付政策实施的初衷相背离。那么，如何解释该种悖论？通过对转移支付时间滞后性分析可知，该矛盾现象存在短期与长期时效的区别。转移支付的缺口扩大趋势与地方财政自身供给的抑制倾向说明，地方财政状况与转移支付的资源配置存在明显的作用方向差异，也即是说地方财政致力于缩小收支缺口的需求区域，转移支付配置呈现作用不足的现象，这也就表明转移支付存在资源配置的缺位。

（二）空间动态模型估计

表3中主要变量空间滞后项基本通过显著性检验，这表明地方财政状况与转移支付的资源配置呈现空间依赖特性，邻近省份的地方财政状况及转移支付的作用将会影响本省份的财政资源的配置。为控制时间性趋势项的内生性，并更细致描述转移支付的各期值对于地方财政状况的影响，本文采用动态空间杜宾模型进行分析，其具体估计如表4所示。

表4 空间交互动态杜宾模型估计

如表4所示，与静态空间杜宾模型对比发现，加入时间滞后项与空间滞后项的被解释变量之后，各变量的相关系数的作用方向发生了较大的偏移。例如，本省的地方财政缺口对于附近省份的相关作用在空间静态模型中呈现出抑制性，而在加入时间项之后的动态模型中却表现出增大缺口的趋势。而转移支付的具体效应变化更为突出，除纯地理因素的相关变量不显著之外，其他经济因素以及政治分权因素的引入使得本区域的转移支付倾向于增大地方财政缺口，对于邻近周边省份的地方财政状况呈现负外部性作用。

（三）动态空间效应偏微分分解

据以往针对空间计量模型的研究发现，动态空间杜宾模型系数解释具有复杂性，表4中的各个变量的参数估计值并不能完全解释其边际影响程度。基于此，本文通过对各系数进行求偏微分分解，具体结果如表5所示。

表5 动态空间效应分解

由上表可知，本省份所接受的转移支付资金对于本地财政状况的影响在短期呈现增大缺口的趋势，但是在一定程度上抑制了邻近省份地方财政缺口的扩大。而该现象在长期来看却表现出相反的状况。该结果的出现可能关系两种情况。一方面，地方政府对于转移支付资金的具体利用状况。在短期内，地方政府受政治晋升激励，倾向于使用转移支付资金投资基础设施。这就造成短期内的地方政府不会过多考虑地方财政的实际支撑能力，从而增大了地方财政的收支缺口。而从长期来看，可能涉及地方政府换届等行为，新上任的地方领导者不得不考虑上届地方财政遗留的历史压力，因而会在一定程度上谨慎使用转移支付资金去偿还部分地方债务，这就缩小了本省份的地方财政收支缺口。而各省份之间并不是孤立的，其间存在复杂的资金流动，本地区的地方政府倾向于缩小财政收支缺口，这势必会影响周边省份的贸易流通。本地区缩减对于邻近省份的相关商品的支出，必然会造成附近省份的收支逆差，进而导致附近省份收支缺口的增大。另一方面，本文认为转移支付对于地方财政收支缺口的作用效果在短期与长期出现较为相反的情况，这恰恰说明了转移支付存在空间性与时间滞后性。对于本省份的短长期直接效应的相反表现说明转移支付在其政策作用过程中出现了时滞，可能存在当期的转移支付生效于下期的情形。而对于短长期间接效应的相反表现则说明转移支付的空间性导致其存在配置缺位的情况，即短期来看的减少周边区域财政收支差额的效应在长期来看效应是缺失的。该结果表明，长期来看，转移支付并没有对周边区域（非本地区）的财政收支差额产生应有的效果，其作用的无效性证明转移支付存在空间资源配置的缺位。

除此之外，考虑并对比地理距离因素与附加经济权重以及财政分权权重的分析。在纯粹的地理距离因素之下，转移支付资金配置的间接效应不显著，而无论是短期还是长期直接效应均为显著。这说明，在纯粹的地理区位的外部溢出性程度上，并不存在绝对的周边省份的联系，也就是说各个省份之间针对转移支付的关联并不表现为地理距离上的差异。值得注意的是，在地理距离矩阵下的转移支付对于本省的政策性作用均表现为增加地方财政收支缺口，这一定程度上表明，从纯粹的地理方位方面考虑，区域内的各个省份并不会因为距离比较近而共同应对某个省份的地方财政困难，各个省份之间存在行政性壁垒。而加入经济因素和财政分权因素之后，相应的各个变量又表现为显著，相关变量的各参数也表现出与邻接矩阵所类似的情形，这就说明在我国转移支付政策的实施过程中，空间上所呈现的资金配置缺位现象一直存在。

（四）稳健性检验

针对被解释变量的选择，本文进一步使用DMSP/OLS夜间灯光数据来体现地方的基础设施建设，并藉此描绘地方财政的支出策略的偏向。其中，各项估计值均与原估计值相似，且通过了效应分解检验。具体估计结果见表6，效应的分解见表7。

表6 夜间灯光空间交互动态杜宾模型检验

表7 夜间灯光动态空间效应分解

由表6及表7的估计结果可以看出，虽然替换被解释变量的数据样本为DMSP/OLS夜间灯光数据，然而其估计结果在显著性与具体作用方向上并不存在较大的异质性。纵观各个估计值，除邻接矩阵中的短期间接效应不显著之外，转移支付作用的效应分解均呈现出增加地方财政收支缺口的现象。这也说明对于较为邻近的区域，各地表现出趋同的趋势，体现为针对转移支付资金配置的合作与效仿。但加入各个省份的经济（经济距离）与政治（财政分权）因素之后，各地区虽然在短期内均出现增大缺口趋势，然而长期看，各个省份确实致力于缩小本省份的收支缺口，这也表明了各个省份长期与短期对于转移支付资金处置的异质性，也就证明了转移支付在配置过程中存在缺位现象。除此之外，长短期的作用效果不同也体现了转移支付产生效应存在不同的作用时滞，这与我国长期存在的“两下两上，先下后上”的预算编审流程也存在较大的关联。

四、相关政策含义

综合上述研究发现，具体政策建议如下：

首先，空间性集聚要求中央政府在确定转移支付规模时应充分考量地方财政与区域经济的发展关联。中央政府在制定针对特定省份及自治区的转移资金时，不能仅仅将眼光聚焦于所需资金的专门省份以及自治区，而是要加入所在区域间整个经济体的属性进行综合考量。

其次，空间性溢出要求中央政府在调整转移支付结构时应聚焦于整体的宏观战略层面。转移支付的资金配置存在溢出性，而该种属性往往以地理邻近、经济相似或者政治趋同的省份与自治区的互相模仿与学习作为主要的表现形式。随着经济与政治交流的增强，“见贤思齐”的现象已经成为各个区域经济发展的新常态，如何促进具有相似性区域的共同发展与进步，理应成为中央政府在进行转移支付结构调整时必须考量的问题。

最后，空间性时期分解的异质性要求地方政府在实现转移支付作用效应时不能仅仅将眼光放在任期。每届地方政府存在任期年限，其任期虽然呈现短期性，但是地方政府的决策者理应通过长期规划来共同担负地方财政所需承担的压力。执政者应将所统辖地区财政的长期利益作为自己任期内的政治目标。同时，对于换届之后地方财政的历史遗留压力，应采用追责制以及终身制加以防止。