财政集权的激励效应再评估：攫取之手还是援助之手？，本文主要内容关键词为：之手论文,效应论文,财政论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
众所周知，1994年分税制改革的本质是财政收入集权。关于这次改革，学术界的一个共识是，它极大地增强了中央政府的宏观调控能力和收入再分配能力，有利于中国经济与政治稳定(王绍光，2002；李永友、沈玉平，2009，2010；张军，2012；Huang and Chen,2012)。然而，这次改革却遭致了陈抗等(2002)的强烈批评。他们认为，财政收入集权将激励地方政府伸出攫取之手而不是援助之手。如果这是正确的话，那么分税制改革就很有可能被推倒重来，中国的经济与政治稳定就会因此受到威胁。问题是他们的观点真的是对的吗？在给出我们的答案之前，让我们先观察下该文发表后在学界的反响。通过中国知网，我们发现该文被广泛引用并被广泛认同①(单豪杰、沈坤荣，2007；方红生、张军，2009；司政、龚六堂，2010；傅勇，2010；黄新华，2011)。那么在学界为什么会出现这种不可思议的现象呢？我们认为可能有以下4个很重要的原因。第一，该文题目新颖、结论似乎较符合直觉，且不乏有国际文献的支持(Brennan and Buchanan,1980; Oates,1972,1985; Weingast,2000; Careaga and Weingast,2003)。第二，想当然的认为该文度量财政收入集权或分权的指标是正确的。事实是，陈抗等(2002)所构造的地方净收入比例指标(即净财政收入与本级财政收入之比②)存在两个明显的缺陷。一是对于净补贴省份大于1，这让我们很难将其归结为被财政集权的省份。考虑到被补贴的省份毕竟又是大多数，因此，他们构造的指标就难以反映分税制改革的财政收入集权的本质，因而就不是财政集权的合适的代理变量。二是误以为省本级财政收入就是一个省份的总财政收入，因此其构造的指标实质上既无法匹配其理论模型，也无法反映财政集权的本质。第三是数据问题、早期重要文献的误导与研究重心的偏离。其实，Lin和Liu(2000)早就意识到Zhang和Zou(1998)基于省本级财政收入而不是一个省份的总财政收入度量财政收入分权有问题，并意识到这个数据很难获得。或许，正是学者在现有公开的统计资料里面不易找到可用于度量省级层面财政收入集权或分权程度的基础数据，使其难以对陈抗等(2002)的观点进行再检验，于是只好凭着个人的直觉来接受。与此同时，当这一研究路径受阻的时候，他们也就不得不采用由Zhang和Zou(1998)提出的那些更容易获取基础数据的财政收入分权，特别是支出分权指标来做经验研究(张晏、龚六堂，2005；傅勇、张晏，2007)。第四是在过去很多年里，中国学者更多的是学习与检验西方的财政分权理论，而对于中国的财政收入集权的激励效应缺乏足够的理论思考。因此，在没有数据的情况下，相信陈抗等(2002)的观点就不足为奇了。然而令人欣慰的是，在最近几年里，中国学者在数据和理论方面取得了重大的进展。首先在理论方面。以陶然和张军为代表的学者提出了新财政集权理论(陶然等，2009；Su et al.,2012；张军，2012；Zhang,2012)。与旧财政集权理论认为财政集权弱化了地方政府竞争不同(Brennan and Buchanan,1980; Oates,1972,1985)，新财政集权理论认为，给定资本要素流动、制造业和服务业的产业关联(industrial linkage)及其地方政府对土地市场的垄断3个重要条件，中国的财政集权将激励地方政府为追求财政收入最大化而展开中国式的“蒂伯特竞争”，进而导致工业化和资本积累的加速和预算内收入的增长。这意味着中国的财政集权很可能是激励了地方政府伸出了援助之手而不是攫取之手。其次是数据方面。最近有学者通过相关资料测算了省级层面的税收集权程度(陈志勇、陈莉莉，2011；汤玉刚，2011；方红生、张军，2013)。考虑到税收集权才是财政收入集权的真正本质，因此，拥有省级层面的税收集权程度的面板数据就为我们检验陈抗等(2002)的观点和新近发展起来的新财政集权理论提供了一次绝佳的机会。
本文的贡献集中体现在以下几个方面。第一，通过引入预算外收入而发展了新财政集权理论。我们的分析表明，财政集权正是通过激励地方政府更偏好培育预算内收入和加强税收征管的策略而最大化其财政收入的，其中前者会通过其强大的“溢出效应”而带动预算外收入和土地出让金的增长。因此，我们可以预期，给定其他条件不变，财政集权将导致非预算内收入(即预算外收入和土地出让金之和)与预算内收入之比的下降。这意味着财政集权将激励地方政府伸出援助之手而不是陈抗等(2002)所言的攫取之手。
第二，基于上述修正的新财政集权理论，我们提出了一个以财政集权和转移支付为双内核的旨在解释非预算内收入与预算内收入之比③的理论框架。在这个框架中，如果说中央政府的财政集权导致地方政府巨大的财政压力的话，那么中央政府给予地方政府的转移支付无疑会缓解财政集权给地方政府所造成的压力。这意味着，财政集权对非预算内收入与预算内收入之比的负效应会随中央政府转移支付的增加而减弱(即假说1)。换言之，尽管财政集权将激励地方政府伸出援助之手，但是这种援助之手很有可能会被中央政府的转移支付扭曲成攫取之手④。
除抑制财政集权的间接效应外，中央政府的转移支付对于非预算内收入与预算内收入之比也具有负的直接效应(即假说3)。这意味着，中央政府的转移支付对非预算内收入与预算内收入之比的负效应会随财政集权而减弱。换言之，尽管转移支付将激励地方政府伸出援助之手，但是这种援助之手很有可能会被中央政府的财政集权扭曲成攫取之手。
此外，本文还分税收净流出和净流入地区拓展了以上两个假说。我们预期，相比于税收净流入地区，财政集权对非预算内收入与预算内收入之比的负效应在税收净流出地区要小，且不会随其援助之手而显著减弱(即假说2)，而相比于税收净流出地区，中央政府的转移支付对非预算内收入与预算内收入之比的负效应在税收净流入地区更显著，且会随财政集权而显著减弱(即假说4)。
第三，在假说的检验中，与陈抗等(2002)使用的1985～1998年省级面板数据和静态面板模型方法相比，我们使用了分税制后1999～2009年间更长的省级面板数据和可处理内生性的动态面板模型方法。我们认为这种做法可以更好地对分税制改革后财政集权的激励效应做出评估。
我们的研究显示，以上4个假说都很好地通过了检验。基于这些实证结果，本文重新评估了财政集权的激励效应。结果表明，财政集权将激励净流出地区的地方政府伸出援助之手行为，而在净流入地区，虽然中央政府的转移支付对财政集权的这一效应有所抑制，但总体上还不足以改变其援助之手的性质。本文的这一发现支持了新财政集权理论而证伪了陈抗等(2002)至今仍被广泛接受的一个攫取之手之观点。
文章余下的内容依次是：第二节是基于新财政集权理论提出了4个研究假说；第三节对本文所使用的模型和变量进行了介绍，并对相关数据的来源进行了说明；第四节是计量结果分析；最后是结论和政策含义。
二、研究假说
财政集权果真如陈抗等(2002)所言将激励地方政府为最大化财政收入而伸出攫取之手吗？显然，这是一个不容易回答的问题。庆幸的是，新近发展起来的新财政集权理论(陶然等，2009；Su et al.,2012；张军，2012；Zhang,2012)为我们回答这一重大问题提供了一个非常有价值的理论基准。该理论认为，地方政府所承担的大量支出压力塑造了其财政收入最大化的目标。给定资本要素流动、制造业和服务业的产业关联(industrial linkage)及其地方政府对土地市场的垄断3个重要条件⑤，财政集权将会激励地方政府为“资本”而展开“蒂伯特”式的横向竞争⑥，以便大力发展制造业。对于地方政府而言，制造业的快速发展不仅仅给地方政府带来了稳定持久的增值税和企业所得税等直接收益，而且还为其带来大量的营业税和高额的土地出让收入等间接收益⑦，其中间接收益的取得得益于制造业的发展对于商业和房地产等服务业发展的强大溢出效应(即产业关联效应)及其地方政府通过对土地市场的垄断而获取的高地价⑧。不仅如此，该理论还认为，财政集权还将激励地方政府为最大化财政收入而努力提高作为其第一大税种的营业税的征管效率，其中一个重要的原因是作为营业税主要课税对象的服务业具有区位粘性，地方政府有很强的激励将其充分征收。因此，该理论就为我们解释了地方政府为什么在只分享25％的增值税的情况下，还这么热衷于发展制造业。至此，新财政集权理论告诉我们，财政集权正是通过激励地方政府大力培育预算内收入和加强税收征管⑨而最大化其财政收入的，其中前者会通过其强大的“溢出效应”而带动土地出让金的增长⑩。
然而，新财政集权理论不是没有缺陷。在我们看来，至少有两个。第一个是忽视了对预算外收入的考察，这是因为政府财政收入除包含预算内收入和土地出让金外，还包括预算外收入(平新乔，2006；王有强、卢大鹏、周邵杰，2009；李学文、卢新海、张蔚文，2012)。周飞舟(2006)认为，财政集权给地方政府造成的财政压力将驱动其追求预算外收入。那么如何追求预算外收入呢？我们认为也不外乎采取两种策略，第一种就是采取如上所述的以工业化为基础的城市化策略，做大预算外收入的基础，特别是行政性事业收费和其他收入。原因有二。第一，观察图1，我们发现，1998～2010年间，行政事业性收费一直是预算外收入的第一大构成，大约为70％左右。其他收入虽然在2001年前较低，但此后迅速上升为预算外收入的第二大构成，2010年已超过30％。第二，该策略不仅可以带动如土地管理部门、农业、房产、水电、交通邮电等部门的行政性事业收费的增加(王有强、卢大鹏、周邵杰，2009)，而且还可以扩大执法经济的基础，增加属于其他收入中的罚款收入。第二种策略是加大收费和罚款的力度。然而考虑到中央政府1996年后加强了对预算外收入的管理，因此，这势必会提高地方政府提取租金的成本(汤玉刚、苑程浩，2010)，进而限制了地方政府通过这种策略获取预算外收入的规模。综上所述，我们可以发现，财政集权正是通过激励地方政府更偏好培育预算内收入和加强税收征管的策略而最大化其财政收入的，其中前者会通过其强大的“溢出效应”而带动预算外收入和土地出让金的增长。这意味着，给定其他条件不变，财政集权将导致非预算内收入(即预算外收入和土地出让金之和)与预算内收入之比的下降。换言之，财政集权将激励地方政府伸出援助之手而不是陈抗等(2002)所言的攫取之手。第二个是没有考虑到中央政府转移支付的影响。如果说财政集权导致地方政府巨大的财政压力的话，那么中央政府的转移支付无疑会缓解财政集权给地方政府所造成的压力。这意味着财政集权对非预算内收入与预算内收入之比的负效应将受到中央政府转移支付的抑制。由此我们提出如下假说。
图1 1998～2010年间预算外收入构成的变化
假说1：财政集权对非预算内收入与预算内收入之比的负效应会随中央政府转移支付的增加而减弱。
上述假说没有考虑地区之间的异质性，如果考虑异质性，假说1会有所不同。具体推理如下，一方面，相比于净流出地区，财政集权将导致净流入地区的地方政府财政压力更大，其结果必然是倒逼净流入地区的地方政府投入更大的努力去提高税收征管效率、加大收费和罚款的力度和推动制造业的发展(方红生、张军，2013)(11)，这样在净流入地区，财政集权对非预算内收入与预算内收入的之比的负效应就会更大。另一方面，相比于净流入地区，中央政府对于净流出地区的转移支付非常有限(李永友、沈玉平，2010；方红生、张军，2013)，所以在净流出地区，中央政府的转移支付在缓解财政集权给地方政府所造成的压力方面效果可能并不显著。由此，我们提出如下假说。
假说2：相比于净流出地区，财政集权对非预算内收入与预算内收入之比的负效应在税收净流入地区要大，且会随中央政府转移支付的增加而显著减弱。
刚才讨论了中央政府的转移支付对于财政收入集权效果的间接影响，那么中央政府的转移支付本身的效应如何，也是我们关心的另一个重要问题。最新研究发现，中央政府的转移支付有两个效应。一是粘蝇纸效应，即转移支付的改善会刺激地方财政支出规模过度膨胀(付文林、沈坤荣，2012；范子英、张军，2010a；李永友、沈玉平，2009)；二是可替换效应，即转移支付的改善会刺激地方政府将更多的资金投向基本建设而非科教文卫支出(付文林、沈坤荣，2012)(12)。考虑到这样有偏的支出结构有助于制造业的发展(方红生、张军，2013)，由此，我们不难推断，当过度膨胀的财政支出更多地被用于基本建设时，中央政府的转移支付必将导致一个更低的非预算内收入与预算内收入的比值。
此外，中央政府的转移支付还将激励地方政府提高税收征管效率来降低非预算内收入与预算内收入的比值。理由主要有以下两点，第一，中央政府的援助之手所诱致的政府支出过度膨胀不可避免的会导致地方政府累积大量债务，尽管地方政府可以求助于中央政府，但是不是件容易的事，因此地方政府就会责令地税局提高税收征管效率(方红生、张军，2013)。第二与中国转移支付体系有关。袁飞等(2008)认为，现有的转移支付体系中起主导地位的还是透明度较差、随意较强的专项转移支付。而地方政府要想获得专项转移支付，就必须配套相应的资金。为了筹集这些资金，地方政府就需要有更高的税收努力(李永友、沈玉平，2009)(13)。由此，我们提出如下假说。
假说3：中央政府的转移支付对非预算内收入与预算内收入之比的负效应会随财政集权而减弱(14)。
同样，如果我们考虑两个地区之间的异质性，就可以拓展假说3。关于两个地区之间的异质性，主要有以下两点(方红生、张军，2013)。一是，相比于净流入地区，在净流出地区的地方政府很清楚，中央政府对其的转移支付实际上非常有限，所以它们就不会像净流入地区的地方政府那样过度扩张政府支出，特别是基础设施支出(15)。而且，它们也不会像净流入地区的地方政府那样因此而累积大量债务而被迫提高税收征管效率。二是，相比于净流入地区，净流出地区的地方政府更容易筹集到专项转移支付的配套资金，因而其税收努力水平更低。由此，我们提出如下假说。
假说4：相比于净流出地区，中央政府的转移支付对非预算内收入与预算内收入之比的负效应在税收净流入地区更显著，且会随财政集权而显著减弱。
三、数据与变量
为了检验假说1和3，我们构造如下的动态面板计量模型。
这里使用的是1999～2009年的省际面板数据。其中下标i和t分别表示第i个地区和第t年，
是不可观测的省际效应，是年度虚拟变量，
是误差项。
是被解释变量，反映地方政府的攫取之手。遵循陈抗等(2002)，该变量可以用非预算内收入与预算内收入之比来度量。陈抗等认为非预算内收入由预算外收入和制度外收入两部分组成。预算外收入的征收由国务院、国家计委或财政部发表的文件规定。但是其征收和管理高度分散于地方政府的各个机构和组织。虽然需要层层上报，但是上级政府一般不对这部分资金的分配和使用多加限制。因此，预算外收入不能被中央政府很好地控制(周飞舟，2006；陈抗等，2002)。制度外收入的征收则由政府官员任意规定，没有法规进行约束，也没官方统计数据。乱收费、乱罚款、乱筹资的“三乱”是对这部分收入的真实描述(陈抗等，2002)。然而李冬妍(2011)提醒我们，在1996年国务院公布《关于加强预算外资金管理的决定》之后，这部分源于“三乱”的资金就正式界定为预算外资金，进入预算外管理。1999年后，制度外收入的主体是土地出让收入，这与前面提到的几篇文献的做法基本一致(平新乔，2006；王有强、卢大鹏、周邵杰，2009；李学文、卢新海、张蔚文，2012)。因此，遵循现有文献的做法，本文的制度外收入只包括土地出让金(16)。周飞舟(2006)认为，由于其与预算外收入相比，中央一直没有妥善的管理办法，这部分收入也开始成为地方政府所主要倚重的财政增长方式。遵循陈抗等(2002)，这个非预算内收入(即预算外收入和土地出让金之和)与预算内收入之比越大，“攫取之手”行为就越强，“援助之手”行为就越弱，反之则反是。
是滞后一年的攫取之手(17)。
FC[,it]是财政集权，根据假说1，我们预期其系数为负，表示财政集权将激励地方政府伸出援助之手而非攫取之手
是财政集权和转移支付的交互项，根据假说1，我们预期其系数为正，表示财政集权的援助之手效应将受到中央政府转移支付的抑制。换言之，中央政府的转移支付有可能将财政集权的援助之手效应扭曲成攫取之手效应。考虑到财政集权的真正本质是税收集权，所以我们可以用税收集权来衡量财政集权。进一步的，考虑到税收集权有名义和真实之分，所以，财政集权也有名义和真实之分。参考现有文献的做法(Oates,1985；陈志勇、陈莉莉，2011；汤玉刚，2011；方红生、张军，2013)，名义财政集权可以用中央税收/总税收来衡量，反映的是中央政府在分税制改革中表面上占有国家总税收的程度。参考方红生、张军(2013)，真实财政集权可以用(中央税收＋地方上解－税收返还)/总税收来衡量，反映的是中央政府在分税制改革中实际上占有国家总税收的程度。
是转移支付，根据假说3，我们预期其系数为负，表示中央政府的转移支付将激励地方政府伸出援助之手。结合前面的交互项，我们可以说，这种援助之手效应有可能被中央政府的财政集权扭曲成攫取之手效应。同样，根据现有文献，我们可以用两种方式衡量转移支付，分别是名义转移支付和真实转移支付。遵循现有文献的做法(袁飞等，2008；范子英、张军，2010b；方红生、张军，2013)，名义转移支付可以用含税收返还的中央补助，本级地方财政支出来衡量，该指标反映的是中央政府表面上为地方政府支出援助的程度。遵循范子英、张军(2010b)和方红生、张军(2013)，真实转移支付可以用不含税收返还的中央补助/本级地方财政支出来衡量，该指标衡量的是中央政府实际上为地方政府支出援助的程度。度量以上名义与真实财政集权以及转移支付的基础数据来源于《地方财政分析资料》(2004)、《地方财政统计资料》(2005～2009)、《中国财政年鉴》(2000～2010)、《中国税务年鉴》(2000～2010)。
图2和图3分别是中央政府的名义与真实财政集权的时间变动模式和名义与真实转移支付的时间变动模式。观察图2和图3，我们发现：(1)真实财政集权比名义财政集权的程度要低，两者的差距随着时间的推移有不断缩小的趋势；(2)真实财政集权基本上呈现出比名义财政集权更为显著的上升态势；(3)真实转移支付比名义转移支付的程度要低，两者的差距随着时间的推移有不断缩小的趋势；(4)真实转移支付呈现出比名义财政集权更为显著的上升态势。
图2 中央政府的名义财政集权与真实财政集权的时间变动模式
注：两个序列根据各省份的算术平均值得到。
图3 中央政府的名义与真实转移支付的时间变动模式
注：两个序列根据各省份的算术平均值得到。
是控制变量集。遵循陈抗等(2002)，我们引入腐败程度(CORRUPTION)和政府规模(STAFF)。遵循陈刚、李树(2012)，我们用人民检察院每年立案侦查的贪污贿赂、渎职案件的涉案人数占当地公职人员数的比例(人/万人)来度量腐败程度。数据来源于陈刚、李树(2012)。与陈抗等(2002)使用的来源于透明国际的清廉指数这类主观指标相比，这类客观指标已越来越受学术界的欢迎(周黎安、陶婧，2009；Goel and Nelson,2007; Glaeser and Saks,2006)。
参考陈抗等(2002)，我们分别用财政供养人员(取对数，STAFF1)和财政供养人员与总人口的比值(人/万人)(STAFF2)表示政府规模(18)。程文浩、卢大鹏(2010)认为，西方“政府雇员”的范围与中国财政供养人员范围大致相当，但存在两个重要区别：一是中国的财政供养人员包括行政部门和事业单位的离退休人员，而西方的政府雇员一般不包括此类人员；二是西方国家的政府雇员一般包含军队，而财政供养人员概念一般不包含军队。由财政部编写的历年《地方财政统计资料》，我们可知，分省份财政供养人员的数据由行政部分的财政供养人员和事业部分的财政供养人员两部分构成，而在行政部分和事业部分的财政供养人员中又分别由财政预算开支人数和自收自支单位人数两个部分组成。遵循陈宇峰、钟辉勇(2012)，本文中的财政供养人员只统计了其中由财政预算提供开支的人数。
为了检验假说2和4，我们将方程(1)修正如下。
其中
是净流出地区，即如果某地区某年的税收净流出大于0，则该地区为税收净流出地区，我们令
，其中税收净流出＝中央税收＋地方上解－含税收返还的中央补助收入。
是净流入地区，即如果某地区某年的税收净流出小于0，则该地区为税收净流入地区，我们令
。其他变量的解释同方程(1)。
根据以上定义，中国31个地区，到底哪些是净流出，哪些是净流入呢？为了显示的方便，我们将这些地区分成三类，见表1。观察表1，我们发现，在1999～2009年度期间，所有年份都是净流出的地区有9个地区，而且都是来自东部地区。所有年份都是净流入的地区共17个，除海南外，其余地区都来自不发达的中西部地区。其余的是混合地区，共5个。
图4～图5显示了净流出和净流入地区在财政集权和转移支付方面的基本情况。我们发现：(1)两类地区的真实财政集权基本上都呈现持续上升的态势，不过净流入地区的上升趋势更快；净流出地区的真实财政集权的程度要明显高于净流入地区。(2)两类地区的真实转移支付也基本上都呈现持续上升的态势，不过净流入地区的上升趋势更快。特别的，相比于净流入地区，中央政府对净流出地区的真实转移支付的力度非常之低，而且名义转移支付基本上呈不断下降的趋势。正如假说中所看到的，这的确产生了不同的激励效应。
图4 净流出和净流入地区名义与真实财政集权的时间变动模式
图5 净流出和净流入地区名义与真实转移支付的时间变动模式
表2是对表1中的所有年份都是净流出的地区的描述性统计。我们发现在1999～2009年间的所有9个净流出地区中，北京的平均净财政集权(或净流出占总税收的比重)最高，为54.3，最低的地区是辽宁，只有12.77。天津是平均名义财政集权和真实财政集权最高的地区，分别是67.08和60.05，最低的地区是福建，分别只有47.22和32.85。辽宁是平均名义转移支付和真实转移支付最高的地区，分别是47.47和29.34，最低的地区是广东，分别是21.93和2.98。
表3是对表1中的所有年份都是净流入地区的描述性统计。我们发现在1999～2009年间的所有17个净流入地区中，西藏的平均净补助程度(或净流入占总税收的比重)最高，为1122.3，最低的地区是湖北，只有13.93。吉林是平均名义财政集权最高的地区，为58.26，最低的地区是西藏，只有40.19。真实财政集权最高的地区是新疆，为47.20，最低的地区是西藏，只有10.47。西藏也是平均名义转移支付和真实转移支付最高的地区，分别是100.05和97.25。最低的平均名义转移支付地区是海南，为49.97，最低的真实名义转移支付地区是广西，只有41.32。
四、实证结果及分析(19)
(一)财政集权的激励效应：攫取之手还是援助之手？
表4是采用系统广义矩方法(SYS－GMM)对(1)式进行估计的结果(20)。模型1是未引入任何控制变量的基准估计结果。我们发现，财政集权(FC)及其与中央政府的转移支付的交互项(FC×TF)的系数分别显著为负和显著为正，这与假说1的预期完全一致。此外，我们还发现，中央政府的转移支付(TF)的系数显著为负。考虑到其与财政集权的交互项(FC×TF)显著为正，这就与假说3的预期完全一致。模型2是遵循陈抗等(2002)的做法，引入了腐败程度(CORRUPTION)和政府规模(STAFF1)。我们发现，核心解释变量的结果仍然非常符合假说1和3的预期。对于控制变量，虽然腐败程度的系数不显著，但是显著为正。不过，尽管政府规模的系数的符号与陈抗等(2002)的完全相反，但是不显著。模型3是用万人财政供养人员(STAFF2)替换模型2中的财政总供养人员(STAFF1)进行再估计的结果。我们发现无论是核心解释变量的结果还是控制变量的结果，与模型2相比都没有发生任何实质性的变化。这意味着，我们关于核心解释变量的结果具有相当的稳健性。换言之，表4的结果表明，理论部分的假说1和3是成立的。
下面我们以模型3为例，对核心解释变量做进一步的具体分析。首先我们发现，当中央政府的转移支付程度小于70％时，中央政府的财政集权程度的提高将激励地方政府伸出援助之手行为，否则将激励地方政府伸出攫取之手行为。换言之，财政集权的激励效应是援助之手还是攫取之手取决于中央政府的转移支付程度。如果转移支付的程度小于70％，那么财政集权的激励效应是援助之手，否则为攫取之手。观察数据的结构，我们发现，除青海的10年和宁夏的3年外，中央政府对其他地区的转移支付程度都小于70％。不过，值得指出的是，在1999～2009年间，即使是青海和宁夏，中央政府对其的转移支付程度也并非全部超过70％。具体而言，中央政府在2000～2009年间对青海的转移支付程度都超过70％，而对宁夏的转移支付程度也只有2004年、2007年、2008年这3年超过70％。这意味着，基于全样本，我们可以说，财政集权的激励效应总体上表现为援助之手行为。
其次，我们发现，当财政集权程度小于65％时，中央政府的转移支付的激励效应是援助之手，否则为攫取之手。观察数据的结构，我们发现只有6个观察值超过65％，分别是北京(2008～2009年)和天津(2005～2008年)，这意味着，基于全样本的实证结果，我们可以说，中央政府的转移支付的激励效应也总体上表现为援助之手。
(二)财政集权的激励效应：分地区考察
表5是采用系统广义矩方法(SYS－GMM)对(2)式进行估计的结果。我们发现，在没有引入任何控制变量的情况下(即模型1)，除FC×TF×FLOW的符号不符合预期外(21)，核心解释变量在净流出地区和净流入地区的表现与假说2和4的预期一致。模型2是加入陈抗等(2002)的控制变量后的估计结果。此时，我们发现，有关核心解释变量的估计结果与假说2和4的预期完全一致。也就是说，财政集权将激励净流出地区的地方政府伸出援助之手行为，但在净流入地区则不一定，这是因为，尽管财政集权在净流入地区直接的激励效应依然是援助之手，但最终的激励效应是否是援助之手还要看中央政府的转移支付程度。对于控制变量，腐败程度(CORRUPTION)的符号和显著性同陈抗等(2002)。不过，政府规模(STAFF1)的符号虽然同陈抗等(2002)，但不显著。模型3是用万人财政供养人员(STAFF2)替换模型2中的财政总供养人员(STAFF1)进行再估计的结果。我们发现核心解释变量的估计结果与模型2相比没有实质性改变，这意味着，我们关于核心解释变量的结果具有相当的稳健性。换言之，表5的结果表明，理论部分的假说2和假说4是成立的。对于控制变量，腐败程度虽然依然为正，但不显著，而政府规模虽然显著，但符号为负。这表明，提高官民比(即万人财政供养人员)不一定就会导致地方政府伸出攫取之手。一个可能的解释是，中央政府通过过去若干次机构改革和干部培养体制的改革的确如张军等(2007)所言培育出了一大批高度职业化的致力于经济发展的公务员队伍，从而导致地方政府最终伸出援助之手而不是攫取之手。
下面我们再以模型3为例，对净流入地区的核心解释变量做进一步的具体分析。我们有3点主要发现。第一，如果转移支付的程度小于67％，那么财政集权的激励效应是援助之手，否则为攫取之手。观察数据的结构，我们发现，除青海的10年、宁夏的9年和甘肃的1年外(22)，中央政府对其他净流入地区的转移支付程度都小于67％。如果以模型2为基准来讨论，我们会发现，超过76％的地区和年份会更少。这表明，即使在净流入地区，财政集权的激励效应都将总体上表现为援助之手行为。第二，如果财政集权的程度小于30％，那么中央政府的转移支付的激励效应是援助之手，否则为攫取之手。观察数据的结构，我们发现，对于净流入地区有70.75％的观察值落在30％以外，这意味着，在净流入地区，中央政府的转移支付的激励效应总体上表现为攫取之手行为。第三，结合前两点的发现，我们发现，如果中央政府将转移支付的程度和财政集权的程度分别控制在67％和30％以内，那么就可更好地激励地方政府伸出援助之手行为。
五、结论及政策含义
十多年前，陈抗等(2002)发表了一项至今仍被广泛接受的研究成果，即财政集权将激励地方政府伸出攫取之手而不是援助之手行为。本文对此表示了质疑，并重新评估了财政集权的激励效应。通过改进新近发展起来的新财政集权理论，我们提出了一个以财政集权和转移支付为双内核的旨在解释非预算内收入与预算内收入之比的理论框架，并提出了4个研究假说。通过构造1999～2009年间的财政集权与转移支付的省际面板数据并界定净流出入地区，本文证实了所提的假说。具体而言，我们有以下重要发现。第一，使用全样本，尽管财政集权直接的激励效应表现为援助之手行为，但是这种援助之手行为有可能被中央政府的转移支付扭曲成攫取之手。第二，在净流出地区，财政集权将激励地方政府伸出援助之手行为，而在净流入地区，财政集权所表现出来的援助之手行为有可能被中央政府的转移支付扭曲成攫取之手。第三，使用全样本，中央政府的转移支付所表现出来的援助之手行为有可能被财政集权扭曲成攫取之手。第四，相比于净流出地区，中央政府的转移支付更能激励净流入地区的地方政府伸出援助之手行为，不过这种援助之手行为有可能被财政集权扭曲成攫取之手。
基于上述重要发现，本文通过观察数据结构对财政集权的激励效应进行了再评估。我们发现，财政集权将激励净流出地区的地方政府伸出援助之手，而在净流入地区，虽然中央政府的转移支付对财政集权的这一效应有所抑制，但总体上还不足以改变其援助之手的性质。因此，本文的这一发现就证伪了陈抗等(2002)至今仍被广泛接受的一个攫取之手之观点，而对新近发展起来的新财政集权理论提供了有力支持。这表明，就其总体上有利于激励地方政府伸出“援助之手”行为而言，中国1994年财政再集权的努力应该说是成功的。我们没有必要采用所谓只有收入权力和支出责任同时下放(或财权和事权相匹配)才是好的治理模式(Weingast,2000; Careaga and Weingast,2003)，否则必然危及中国的政治与经济稳定(Boadway and Tremblay,2011；王绍光，2002)，因为中国是一个发展极不平衡的大国，这样那些适用于较为均衡发展的国家的高度分权的治理模式就不怎么适用于中国(方红生、张军，2013)。对此，我们务必要保持高度警惕。
尽管我们对中国1994年财政再集权的努力给予了高度的肯定，但是基于本文的实证研究发现，我们也清醒地看到，由分税制改革所遗留下来的这个治理模式的确还有很大的提升空间。比如说，中央政府就可以在以下3个方面有所作为。首先，为财政集权可以更好地激励地方政府伸出援助之手行为，中央政府很有必要将对净流入地区的转移支付的程度控制在67％以内。其次，为将中央政府的转移支付在净流入地区的激励效应由攫取之手行为变为援助之手行为，中央政府应将净流入地区的财政集权的程度控制30％以内。最后，虽然政府之间的激烈竞争有助于约束政府的行为(Oates,2008)，并因此提高中央政府转移支付资金的配置效率和技术效率，但是无很好的转移支付制度势必会降低援助效率(Boyne,1996; Weingast,2000；袁飞等，2008；范子英、张军，2010a；付文林、沈坤荣，2012；李永友、沈玉平，2009，2010)。的确，我们的实证结果显示，尽管中央政府的转移支付在净流入地区有着显著的直接的援助之手效应，但是在净流出地区则不显著。这意味着构造一个良好的转移支付制度也是确保政府伸出援助之手的重要保障。
本文曾在《经济研究》编辑部和延边大学联合举办的论坛、第十三届中国经济学年会和浙江大学经济研究所2013年度学术讨论会上报告过，感谢与会学者的评论和意见。
注释：
①截至目前，该文被引次数已高达406次。
②他们的净财政收入是等于本级财政收入－地方上解＋含税收返还的中央补助。特别一提的是，通过和陈抗教授的邮件联系，他确认了我们对其公式理解的正确性。实际上，在陈抗等(2002)的原文中，地方政府的分成比例(财政分权)=省级预算收入占省级负担总预算收入的比重，其中省级预算收入是在省级组织征收的预算收入中扣除向中央上解额并加上从中央获得的补贴后的调整数据。1994年之后的数据包含了从中央得到的税收返还。省负担的总预算收入在1994年前是省级组织征收的预算收入。1994年后的数据与前期保持一致的统计口径。坦率地说，理解这个公式不容易。
③即陈抗等所定义的攫取之手。
④尽管财政收入集权给地方政府带来了很大的创收压力，但是现行中央政府不规范、不透明、无很好监督的转移支付制度(Boyne,1996；Weingast,2000；袁飞等，2008；范子英、张军，2010a；付文林、沈坤荣，2012；李永友、沈玉平，2009、2010)无疑给予了地方政府极大的寻租空间，从而也就大大缓解了其创收的压力，所以财政收入集权对于地方政府发展经济的正向刺激很有可能因此被抑制，进而最终导致地方政府伸出攫取之手行为。
⑤值得一提的是，旧财政集权理论之所以得出财政集权将使地方政府无激励竞争和无心发展经济的结论正是其忽视了这3个重要条件的存在。
⑥地方政府为资本而竞争所采取的常见策略性手段有减税(如违规给企业认定高新技术企业资格、征管不力，甚至先征后返等)(范子英、田彬彬，2013)、低价出让土地(陶然等，2009)和提供良好的基础设施(张军等，2007)等。
⑦实际上，制造业的快速发展并由其带动的城市化还有一个显著的间接收益，就是带来预算外收入的增加。对此，我们将在后面讨论。
⑧李学文等(2012)认为地方政府要想获取高额的土地出让金，需要培育一个特定的、有利于“经营土地”的市场。按市场的供求定律，土地的供给已垄断在地方政府手中，地方政府要做的就是创造有效需求，而最便捷最快速的方法就是大力发展制造业。这是因为制造业的发展是本地服务业需求增长的最佳途径，而后者的增长可以创造出对土地的有效需求。
⑨然而值得指出的是，财政集权不仅仅提高了地方政府的税收征管效率，实际上也极大地提高了中央政府的税收征管效率(汤玉刚、苑程浩，2010)，而这对于提高地方政府预算内财政收入也至关重要。
⑩值得指出的是，一些学者(陶然等，2009；陶然等，2010；Su et al.,2012)认为，这里的财政收入最大化模型要优于晋升和政治锦标赛模型(Chen et aL.,2005; Li and Zhou,2005；周黎安，2007)。不过张军(2012)发现，就官员的策略性选择而言，官员在两个模型中的选择其实是一致的。
(11)值得一提的是，考虑到中央政府对预算外收入的规范化管理，我们认为，在提高政府收入的作用方面，加大收费和罚款的力度这一策略肯定不及提高税收征管效率这一策略。
(12)尹恒、朱恒(2011)认为，如果县级政府以经济增长率最大化为目标，他们就会尽可能将财政资源投入生产性支出项目。
(13)尽管在偿还地方债务和提供配套资金方面，地方政府也很可能加大收费和罚款的力度。然而，同样地，考虑到中央政府对预算外收入的规范化管理，我们认为，在提高政府收入的作用方面，加大收费和罚款的力度这一策略肯定不及提高税收征管效率这一策略。
(14)根据假说1，财政集权与转移支付的交互项为负，所以假说3中的“减弱”是显而易见的。当然，这里也可参照方红生、张军(2013)给出一个合理的经济解释，即如果地方政府意识到中央政府的援助并不纯粹是无偿的，而是部分有偿的(即中央政府的集权部分)，那么地方政府支出规模的过度膨胀将会有所收敛。
(15)付文林、沈坤荣(2012)发现，相比于落后地区，转移支付的改善在较为发达的地区所刺激出来的基础设施投资要小。
(16)土地出让金数据来源于历年《中国国土资源年鉴》和《中国国土资源统计年鉴》。
(17)预算内收入和预算外收入数据来源于历年《中国财政年鉴》。
(18)总人口数据来自历年《中国统计年鉴》。
(19)用名义财政集权和名义转移支付的实证结果都不显著，这表明地方政府只对真实财政集权和真实转移支付做出理性反应，这符合预期。为节省篇幅，这里不再报告这些结果。
(20)文中所有模型都通过了Hansen test和AR(2)检验，表明所使用的工具变量有效和模型设定正确。其中后者在5％显著性水平上通过了检验。正如方红生、张军(2009)和Mackiewicz(2006)所做的那样，我们认为5％显著性水平是可以接受的。
(21)不过，不显著是符合预期的。
(22)具体而言，青海是2000～2009年，宁夏是2000～2002年和2004～2009年，甘肃是2008年超过67％。
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