王曉玲　周國富

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影響主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的財政因素研究*

王曉玲周國富

摘要：利用2005—2010年間中國287個地級行政區(qū)數(shù)據(jù)，以各主體功能區(qū)的基本公共服務及居民收入為基礎，綜合測度了各主體功能區(qū)的發(fā)展水平，并對影響主體功能區(qū)綜合發(fā)展的財政收入、財政支出結構及財政轉移支付等因素進行了實證檢驗。結果顯示，地方政府的自有財政收入、社會性財政支出比重及財政轉移支付對主體功能區(qū)的綜合發(fā)展影響不同。自有財政收入對其綜合發(fā)展水平的影響不顯著，社會性財政支出比重的提高對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升有明顯的改善作用，財政轉移支付則與其綜合發(fā)展水平顯著正相關。

關鍵詞：主體功能區(qū)；綜合發(fā)展水平；財政因素；空間面板數(shù)據(jù)模型

“十一五”期間國家出臺的主體功能區(qū)規(guī)劃，承載了我國首個空間規(guī)劃的美好設想，在繼續(xù)實施區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略的基礎上，將空間開發(fā)的有序性及生態(tài)環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展提到戰(zhàn)略發(fā)展的高度，具體是將整個國土空間劃分為優(yōu)化開發(fā)區(qū)、重點開發(fā)區(qū)、限制開發(fā)區(qū)和禁止開發(fā)區(qū)，各自承擔不同的主體功能，以此實現(xiàn)經(jīng)濟、社會、環(huán)境的全面協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展。然而，區(qū)域主體功能不會在市場機制下自動形成，它的實施將改變區(qū)域間的利益格局，這其實也是“市場失靈”之處，只能依靠國家和地方政府的政策引導來解決，而財政政策是中央和地方政府最主要的調(diào)控手段，財政在推進主體功能區(qū)形成中起著關鍵的作用。財政既可以通過矯正主體功能區(qū)建設過程中的市場失靈，以突出區(qū)域主體功能定位，又可以對不同的主體功能區(qū)進行利益協(xié)調(diào)，促進主體功能區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展目標的實現(xiàn)。突出區(qū)域主體功能定位，是為了彌補傳統(tǒng)區(qū)域政策的不足，避免“一刀切”“一窩蜂”式地追求GDP的高增長，優(yōu)化國土空間布局，在國家層面實現(xiàn)各區(qū)域優(yōu)勢互補，產(chǎn)業(yè)分工合理，實現(xiàn)人口、資源、環(huán)境、經(jīng)濟的協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展；而在突出各區(qū)域主體功能定位的同時，要對各主體功能區(qū)的經(jīng)濟利益進行必要的協(xié)調(diào)，引導主體功能區(qū)的良性發(fā)展。對主體功能區(qū)的發(fā)展內(nèi)涵采用科學、合理的指標進行監(jiān)督和考核，促進地方政府持久地落實主體功能定位。

一、主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的測度

（一）主體功能區(qū)數(shù)據(jù)

受到統(tǒng)計資料的限制，這里用2005—2010年間我國大陸31個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的287個地級行政區(qū)域的基本公共服務和收入數(shù)據(jù)①進行分析和評價。而關于主體功能區(qū)的劃分，主要根據(jù)國家級主體功能區(qū)劃分標準和省級的主體功能區(qū)規(guī)劃進行分類。雖然按地級行政區(qū)域進行劃分較縣級層面的劃分略顯粗糙，但限于資料（收）集的困難，在不影響基本結論的前提下，這樣的處理也不失為一種行之有效的變通辦法。

具體處理：按照《全國主體功能區(qū)規(guī)劃》的分類，將287個地級行政單位劃分為優(yōu)化開發(fā)區(qū)（共46個）、重點開發(fā)區(qū)（共126個）和限制開發(fā)區(qū)（共115個）三類（禁止開發(fā)區(qū)分布在其他三類主體功能區(qū)之中，且無法獲得研究數(shù)據(jù)，故不做單獨研究）。利用GIS技術，繪制了它們的基本布局（見圖1）。地級行政單位邊界采用國家基礎地理信息中心提供的2004年1：400萬比例尺數(shù)據(jù)。由圖1知，優(yōu)化開發(fā)區(qū)數(shù)量較少，主要位于我國的東部沿海地區(qū)。重點開發(fā)區(qū)主要分布在全國“兩橫三縱”城市化戰(zhàn)略格局中的路橋通道橫軸、沿長江通道橫軸以及京哈京廣通道縱軸、包昆通道縱軸和沿海通道縱軸上，是我國重點進行工業(yè)化、城市化開發(fā)的地區(qū)，但可開發(fā)的面積相比全國國土面積來講也是很有限的。我國大面積的區(qū)域屬于限制開發(fā)區(qū)域，而那些數(shù)據(jù)缺失比較嚴重的區(qū)域主要分布在青海、新疆、西藏等西部地區(qū)，更是需要限制開發(fā)的地區(qū)。這三類區(qū)域在國土空間上有著明顯不同的分布格局。

圖1　各主體功能區(qū)的布局圖

（二）主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的測度

優(yōu)化開發(fā)區(qū)、重點開發(fā)區(qū)、限制開發(fā)區(qū)和禁止開發(fā)區(qū)要以主體功能為基礎，進行開發(fā)式或保護式的發(fā)展。開發(fā)類地區(qū)主要進行工業(yè)化和城鎮(zhèn)化開發(fā)，承擔全國經(jīng)濟發(fā)展的功能，而保護類地區(qū)則被限制進行大規(guī)模的工業(yè)化和城鎮(zhèn)化開發(fā)，只能在主體功能允許的范圍內(nèi)進行一些符合主體功能定位的開發(fā)活動，主要功能是發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)和保護生態(tài)環(huán)境。因此，對于主體功能區(qū)的綜合發(fā)展水平，就需要以新的內(nèi)容和目標予以測度，即主要從主體功能區(qū)的基本公共服務水平及居民收入水平兩方面進行測度，通過選取適宜的指標構成主體功能區(qū)發(fā)展評價指標體系。居民收入采用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入；基本公共服務評價指標主要包含基礎教育服務、基本醫(yī)療服務、社會保障服務、生態(tài)環(huán)境服務等“軟”公共服務和公共基礎設施服務這一“硬”公共服務共五個方面的指標，然后借助統(tǒng)計綜合評價法分別測度主體功能區(qū)的基本公共服務水平和居民收入水平，并通過加權平均法將所測度的基本公共服務水平和收入水平合成一個反映主體功能區(qū)發(fā)展水平的綜合指標（王曉玲，仝耀華，2013），以此測度三類主體功能區(qū)的綜合發(fā)展水平（篇幅所限，具體結果從略）。

二、主體功能區(qū)綜合發(fā)展的財政制約因素分析

（一）空間面板數(shù)據(jù)模型的設定

空間面板計量模型是由空間截面計量模型擴展而來的。當經(jīng)濟問題的研究從截面數(shù)據(jù)拓展到面板數(shù)據(jù)時，基于橫截面數(shù)據(jù)的空間計量經(jīng)濟模型就需要拓展到空間面板計量模型。對于空間計量經(jīng)濟模型而言，空間相關性主要體現(xiàn)在因變量的滯后項和誤差項上，因此，空間計量模型就表現(xiàn)為空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）兩種基本形式。二者的差別在于，前者中周邊地區(qū)的作用是直接通過因變量施加的，而后者則是通過影響誤差項施加的。

空間滯后面板數(shù)據(jù)計量模型（SAR Panel）和空間誤差面板數(shù)據(jù)計量模型（SEM Panel）的基本形式分別如下所示：

其中，y=（y11,y21,…yN1,y22,…yN2,…,y1T,y2T,…,yNT）′為NT維因變量觀測值向量，x為NT×k階自變量觀測值矩陣（包括常數(shù)項），β為k維參數(shù)向量，ρ和λ分別為空間自回歸系數(shù)和空間誤差自相關系數(shù)。ε是NT維的隨機誤差向量，它通常被進一步分解為時間維度、空間維度的效應成分與隨機誤差之和。

根據(jù)誤差成分分解的不同，空間面板數(shù)據(jù)模型也可以分為固定效應模型和隨機效應模型。其中，固定效應模型控制了兩類非觀測效應——空間固定效應和時間固定效應，前者反映隨區(qū)位變化、但不隨時間變化的背景變量（如自然稟賦、地理位置、文化等）對因變量的影響；后者反映隨時間變化、但不隨區(qū)位變化的背景變量（如暫時性沖擊、經(jīng)濟波動和商業(yè)周期等）對因變量的影響。若將時間和地區(qū)固定效應引入空間滯后面板和空間誤差面板數(shù)據(jù)模型中，則模型（1）和模型（2）轉化為：

其中，η=iT?sf，δ=tf?iN，對應于每個觀測值的空間和時間固定效應列向量；iN和iT分別為N維和T維元素全為1的列向量；sf=（η1，η2，…，ηN），tf=（δ1，δ2，…，δT），分別為表示空間固定效應的N維列向量和時間固定效應的T維列向量；v是NT維隨機誤差向量。其余變量涵義同模型（1）和模型（2）。通過Hausman檢驗、LMerr和LMlag及其穩(wěn)健形式的空間自相關檢驗可對SAR panel和SEM panel進行選擇（Baltagi，2001；Anselin L and Rey S，1991）。

（二）變量說明及數(shù)據(jù)處理

本文以2005—2010年間全國287個地級主體功能區(qū)為研究對象，所采用的財政相關數(shù)據(jù)來自相關年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》；社會經(jīng)濟數(shù)據(jù)主要來自相關年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。用于建立模型的主要自變量和控制變量如下：

1.主要自變量

人均自有財政收入（per-revenue）。自有財政收入是指各級政府本級通過征稅等行為所獲得的財政收入，主要用于本級財政支出需求。

財政支出結構（str-social）。財政支出包含較多的分類支出項目。一方面，由于數(shù)據(jù)的可獲得性限制，只能采用部分支出項目進行分析；另一方面，本文的研究中我們更關注社會性支出所占比重（教育支出比重、社會保障支出比重、醫(yī)療衛(wèi)生支出比重）對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。因此，這里用社會性支出所占比重來代表財政支出結構變量，考察其對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。

人均財政轉移支付（per-transfer）。我國的財政轉移支付（主要涵蓋稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付）主要用于緩解地方政府的財政困難，其中的專項轉移支付中用于基本公共服務的專項和一般性轉移支付則主要由受援地方政府為本地居民提供基本公共服務。這里，我們選取人均轉移支付（元/人）這個變量來考察其對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。由于2010年的轉移支付數(shù)據(jù)缺失，為保持研究的完整性，利用2005—2009年各轉移支付的年均增長率推算得到2010年的數(shù)據(jù)供模型建立使用。

2.控制變量

人均GDP（per-gdp）。因為主體功能區(qū)地方政府自身經(jīng)濟實力的差異可能會造成各地方政府在政治影響力等方面不同，從而在獲得上級政府的轉移支付等方面存在差異，最終會對各主體功能區(qū)的綜合發(fā)展水平產(chǎn)生不同的影響。因此，引入人均GDP（元/人）來反映各主體功能區(qū)的經(jīng)濟基礎差異以及由經(jīng)濟基礎差異引致的地方政府影響力等方面的差異對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。

人口密度（pop-density）。人口密度影響著地方政府基本公共服務的供給，同時，由于人口密度（人/平方公里）的差異也會造成各主體功能區(qū)提供基本公共服務成本上的差異（Behiman和Craig，1987；郭慶旺，賈俊雪，2008）。因此，引入該變量的主要目的是用來間接地捕捉這兩方面的差異可能會給主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平帶來的影響。

萬人財政供養(yǎng)人口（mil-support）。財政供養(yǎng)人口（人）是衡量政府規(guī)模的一個常用變量。此處，我們引入萬人財政供養(yǎng)人口（人/萬人）這個變量來反映地方政府在這些方面的差異可能會對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平造成的影響。

以上相關的財政變量和經(jīng)濟變量已采用GDP平減指數(shù)（2005年為基期）轉化為不變價格的變量，納入模型中的上述各變量均采用對數(shù)形式。

3.空間權重矩陣

空間計量經(jīng)濟模型不同于一般計量經(jīng)濟模型的一個重要差異是其充分考慮了空間地理因素的影響，代表了空間單元之間潛在的相互作用方式（Cliff和Ord，1981），而空間權重的設定方式會對空間數(shù)據(jù)分析結果產(chǎn)生重要的影響。常用的空間權重矩陣有空間鄰接矩陣、倒數(shù)距離矩陣、距離二分矩陣、K個鄰近矩陣等?？臻g鄰接矩陣是最常用的一種空間權重矩陣，但這種權重矩陣的設定方式過于簡單，僅僅認為兩兩相鄰的地區(qū)之間有影響，不能完全體現(xiàn)各地區(qū)間發(fā)展水平的相互影響。為更全面地表征主體功能區(qū)各地級行政單位的空間關系，這里采用Kelly（1997）提出的距離二分矩陣。即首先利用GIS軟件提供的地理經(jīng)緯度坐標數(shù)據(jù)，測量空間兩點之間的歐氏距離（dij）。其中，空間中的點以287個地級行政單位的地理中心為中心點。然后確定一個空間單元的距離臨界點（d），用以區(qū)分兩個空間單元的空間關系。根據(jù)中國地市級相關經(jīng)驗研究（張浩然，衣保中，2011）的結果獲知，空間單元距離的臨界點以200公里為宜。這樣，空間權重矩陣中的元素就確定下來了，其對角線元素代表本身和本身的關系，取值為0；非對角線上，當dij≤d時，Wij取值為1；當dij＞d時，Wij取值為0，再對上述得到的空間距離二分矩陣進行標準化處理，即用矩陣中的每個元素除以其所在行的元素之和，使得每行元素之和都為1，標準化之后的空間權重矩陣即可為模型所用。

（三）模型估計及檢驗

以主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平為因變量，首先分別以人均財政收入、財政支出結構和人均財政轉移支付以及相應的控制變量為自變量，建立三個空間計量經(jīng)濟模型（見表1和表2中的模型1、模型3）來考察各種財政因素獨立對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響；然后再將所有的財政因素納入一個模型（見表2中的模型4）中進行綜合考察。

1.空間相關性檢驗

首先，分別采用OLS法估計四個模型（從略），分別對其殘差進行空間相關性檢驗。檢驗的結果見表3。其中，四個模型的Moran’s I值分別為0.2010、0.1676、0.1912和0.1629，相應的統(tǒng)計量分別為14.4676、11.5819、13.1984和11.3128，伴隨概率都遠遠小于1%；同時，各模型的其他三個統(tǒng)計量LM、LR和Wald也都通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗，因此，拒絕原假設，從而可以判斷，四個模型的殘差項均存在嚴重的空間相關性問題，所以不適合采用傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟模型進行分析，在模型中引入空間相關因素是極為必要的。

表1　空間誤差（SEM Panel）時空固定效應模型的ML估計結果（一）

表2　空間誤差（SEM Panel）時空固定效應模型的ML估計結果（二）

2.空間相關形式的判斷

根據(jù)前述的判斷標準對三個模型的空間形式進行檢驗，相關的檢驗結果見表4。由表中結果知，在1%的顯著性水平上，四個模型的LMerr和LMlag都比較顯著，且模型2和模型4的R-LMerr顯著，而R-LMlag不顯著；模型1和模型3的R-LMerr都較R-LMlag更顯著。因此，選擇空間誤差（SEM Panel）模型較為合理，這說明主體功能區(qū)之間綜合發(fā)展水平的相互影響更多地可能來自周邊地區(qū)的外溢性，而這種外溢性對誤差項有沖擊作用。因此，我們選取空間誤差（SEM Panel）模型形式來構建計量經(jīng)濟模型。

3.固定效應和隨機效應判斷

分別對四個空間誤差（SEM Panel）模型進行關于空間、時間和時空效應的Hausman檢驗，以確定各個模型的影響效應是固定影響還是隨機影響。檢驗結果表明，四個模型均具有固定影響效應。通常情況下，當樣本局限于一些特定的個體時，固定效應模型是比較好的選擇，我們的檢驗結果也與這一定性判定標準吻合。從空間誤差模型的各種固定效應形式（空間固定效應、時間固定效應和時空固定效應）的結果看，同時包含時間和空間固定效應的模型所具有的擬合優(yōu)度R2和對數(shù)似然函數(shù)值LogL都較其他形式的模型有明顯的改善，且各主要回歸變量的顯著性程度較高，同時，空間誤差項的顯著性程度也較高?？梢姡黧w功能區(qū)地級行政單元間既存在空間固定效應影響，同時也存在時間固定效應影響。

通過以上統(tǒng)計檢驗，最終四個模型形式都設定為SEM Panel時空固定效應模型，四個模型的ML估計結果見表1和表2。由于本部分研究關注的是自變量斜率系數(shù)，而非時間和空間固定效應，同時限于篇幅，不予報告固定效應估計結果。

表3　空間相關性檢驗

表4　模型設定檢驗

三、模型結果的分析與評價

從各模型的上述估計結果來看，四個模型的空間誤差項的系數(shù)都顯著為正，分別為0.1780、0.1700、0.1710和0.1650，表明空間相關性通過模型的誤差沖擊實現(xiàn)了正向的空間傳遞。接下來，我們依據(jù)模型估計結果，分別就不同的財政因素對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響進行分析。

（一）財政收入對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響

從模型1的估計結果看，除人均GDP（per-gdp）變量在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗外，其余各變量均不顯著。其中，人均自有財政收入（per-revenue）變量的回歸系數(shù)為0.0034，對主體功能區(qū)的綜合發(fā)展水平具有正向影響，說明主體功能區(qū)各地方政府的自有財政收入的增加有利于其綜合發(fā)展水平的提升。但該系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著，這在一定程度上說明某些主體功能區(qū)地方政府的自有財政收入規(guī)模較小，不足以對主體功能區(qū)的綜合發(fā)展水平產(chǎn)生巨大的推動作用。因此，增強這些地方政府的財政實力，為這些地方的財政支出需求提供充足的財政保障是未來財政政策轉型調(diào)整的重點。再來看各個控制變量對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響，其中人均GDP的回歸系數(shù)顯著為正（0.1718），說明主體功能區(qū)的經(jīng)濟基礎對其綜合發(fā)展水平有較強的正向影響，因此，優(yōu)化開發(fā)區(qū)和重點開發(fā)區(qū)經(jīng)濟實力的提升有助于其綜合發(fā)展水平的提高；而限制開發(fā)區(qū)在一定范圍內(nèi)進行點狀開發(fā)和其主體功能相適應的特色經(jīng)濟，將有利于其綜合發(fā)展水平的提升，從而能增強主體功能區(qū)之間發(fā)展的協(xié)調(diào)性。人口密度（pop-density）和萬人財政供養(yǎng)人口（mil-support）的回歸系數(shù)分別為-0.0020 和-0.0119，且均不具有統(tǒng)計顯著性，說明各主體功能區(qū)地方政府提供公共服務的壓力和成本對其綜合發(fā)展水平具有一定的負向影響，公共服務的供給壓力越大、供給成本越高越不利于主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升，這是顯而易見的；同時，地方政府的規(guī)模越大、財政運行壓力越大，對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升越不利。因此，盡量降低基本公共服務的供給成本，精簡地方政府機構，減輕地方政府的財政運行壓力等措施都能在一定限度內(nèi)促進主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升，但其效應也是有限的，最重要的還是努力增強各主體功能區(qū)地方政府的財政收入，幫助地方政府擺脫財政困境，才能實現(xiàn)主體功能區(qū)基本公共服務水平的普遍提升，從而進一步促進主體功能區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

（二）財政支出結構對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響

模型2主要顯示了社會性財政支出項目對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。從結果看，社會性財政支出比重（str-social）的回歸系數(shù)為0.0717，相應的伴隨概率為0.0006，在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，說明社會性財政支出項目的增加有助于主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升。因為基礎教育支出、基本醫(yī)療支出以及社會保障支出的增加，提高了基本公共服務的投入水平，這些基本公共服務投入水平的提升使基本公共服務的產(chǎn)出水平也有所提高，從而也有利于主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提高。所以，財政支出結構的公共化改革不僅可以完善公共財政體制，而且能有效促進主體功能區(qū)的協(xié)調(diào)發(fā)展。模型2中三個控制變量對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響與模型1中的表現(xiàn)類似。

（三）財政轉移支付對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響

模型3主要顯示了財政轉移支付對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。從結果看，各控制變量對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響同樣呈現(xiàn)出類似于模型1和模型2中的表現(xiàn)，這再次證明了模型中這三個控制變量對因變量的影響具有較強的穩(wěn)健性，模型的估計結果是可靠的，能在一定程度上為我們所研究的問題提供合理的解釋。下面我們主要來關注財政轉移支付對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響。從模型3可知，人均財政轉移支付（per-transfer）在1%的顯著性水平上通過了統(tǒng)計檢驗，其回歸系數(shù)為0.0376，表明人均財政轉移支付的提高能顯著促進主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升。我國在實施了分稅制財政體制改革后，中央政府集中了較多的財政收入，地方政府的財政收入明顯減少，這在一定程度上削弱了地方政府的財政自給能力，加之部分地區(qū)（特別是限制開發(fā)區(qū)和禁止開發(fā)區(qū)）往往生產(chǎn)條件較差，生態(tài)環(huán)境惡劣，不適合發(fā)展經(jīng)濟，其獲取財政收入的能力和條件更加薄弱，只能依賴上級政府的轉移支付，可見轉移支付對于這些地區(qū)的地方政府維持其正常財政運行具有重要的作用。但是，由于我國的財政轉移支付主要包括稅收返還、一般性轉移支付和專項轉移支付，其中稅收返還所占比重較大，基數(shù)較大的發(fā)達地區(qū)往往獲得的稅收返還最多，所以，現(xiàn)行的轉移支付制度實際更有利于以發(fā)達地區(qū)為代表的優(yōu)化開發(fā)區(qū)綜合發(fā)展水平的提升。為驗證這一點，我們嘗試著以這三類人均轉移支付（人均稅收返還、人均一般性轉移支付、人均專項轉移支付）變量來替代模型中的人均總轉移支付變量來建立模型（從略），檢驗它們各自對于主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的影響，結果發(fā)現(xiàn)，人均稅收返還的回歸系數(shù)為0.0599，顯著為正；人均專項轉移支付的回歸系數(shù)為0.0342，同樣顯著為正；而人均一般性轉移支付的回歸系數(shù)為-0.0020，且不具有統(tǒng)計顯著性。其中，人均稅收返還的回歸系數(shù)的符號和顯著性與前述人均總轉移支付變量的回歸系數(shù)的符號和顯著性一致，這就進一步驗證了上述觀點：由于稅收返還在財政轉移支付中所占比重較大，現(xiàn)行的轉移支付制度實際更有利于以發(fā)達地區(qū)為代表的優(yōu)化開發(fā)區(qū)綜合發(fā)展水平的提升，不利于主體功能區(qū)之間的協(xié)調(diào)發(fā)展。類似地，專項轉移支付與綜合發(fā)展水平之間也保持正向關系，也沒有起到抑制差距擴大的作用。在三類轉移支付中，僅一般性轉移支付與主體功能區(qū)的綜合發(fā)展水平負相關，對抑制差距擴大發(fā)揮了一定的作用，但這種作用在統(tǒng)計上不顯著。所以，總的來看，1994年伴隨分稅制財政體制改革建立起來的轉移支付制度在我國還遠遠不夠成熟完善，相比發(fā)達國家較為成熟的轉移支付制度，我國的轉移支付不僅在形式上有待完善，在轉移支付結構上也存在諸多不合理之處，這一分析結論與眾多學者的分析不謀而合（付文林，沈坤榮，2012；范子英，張軍，2013）。可見，調(diào)整轉移支付結構，完善轉移支付制度以使其能有效地推動主體功能區(qū)的建設，協(xié)調(diào)主體功能區(qū)的發(fā)展，有極為重要的現(xiàn)實意義。

四、結論與建議

本文的實證研究表明，主體功能區(qū)地方政府的自有財政收入、社會性財政支出比重以及財政轉移支付對主體功能區(qū)的綜合發(fā)展有不同的影響。自有財政收入對其綜合發(fā)展水平的影響不顯著。由于主體功能定位不同，改變了各類型區(qū)域的利益分配，財政收入規(guī)模明顯不同，對提升主體功能區(qū)的綜合發(fā)展作用不足。而社會性財政之處比重及財政轉移支付對主體功能區(qū)的綜合發(fā)展具有顯著的正向作用。社會性財政支出比重的提高對主體功能區(qū)綜合發(fā)展水平的提升有明顯的改善作用，但其內(nèi)部結構是否合理，還有待更深入的分析。但可以判定的是，提高限制和禁止開發(fā)區(qū)的社會性財政支出，對居民的收入和基本公共服務都會起到正向的促進作用，可以平衡不同主體功能區(qū)間的利益格局，提升主體功能區(qū)的綜合發(fā)展；財政轉移支付是影響收入再分配的一個關鍵途徑，與綜合發(fā)展水平顯著正相關，這說明財政轉移支付對其綜合發(fā)展水平有顯著的促進作用。加大財政轉移支付的規(guī)模能夠提升主體功能區(qū)的綜合發(fā)展，但目前我國的財政轉移支付在結構上也存在缺陷，隨著財政轉移支付制度的不斷完善，期望其對主體功能區(qū)的發(fā)展起到更有力的推動作用。

注釋

①截至2010年底，我國大陸31個省、市、自治區(qū)所轄的地級行政區(qū)劃單位共333個，但部分地級行政區(qū)存在數(shù)據(jù)缺失。剔除掉含有大量缺失數(shù)據(jù)的行政單位，我們所研究的地級行政區(qū)劃單位縮小為287個。

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（責任編輯：平萍）

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Research on Fiscal Factors Impacting the Development Level of Major Function-oriented Zones

Wang Xiaoling Zhou Guofu

Abstract：This paper carries out a detailed econometrical analysis using regional data coving 287 cities from 2005 to 2010. First，we measure the development level of major function-oriented zones based on public services and income；then we construct a spatial economic model to test the impact of fiscal revenue，fiscal structure and fiscal transfer on regional development level. The results show that fiscal revenue is not a significant factor for improving the development level of major function-oriented zones，both fiscal structure and fiscal transfer then have positive influence on the development level of major function-oriented zones.

Key Words：Major Function-oriented Zones；Development Level；Fiscal Factors；Spatial Panel Data Model

作者簡介：王曉玲，女，山西大同大學數(shù)學與計算機科學學院講師，經(jīng)濟學博士（大同037009）。周國富，男，天津財經(jīng)大學統(tǒng)計系教授，博士生導師（天津300222）。

*基金項目：國家社會科學基金項目“基于經(jīng)濟一體化的霧霾治理與產(chǎn)業(yè)關聯(lián)統(tǒng)計研究”（15BTJ020）；山西省高校哲學社會科學研究一般項目“基于主體功能區(qū)劃的山西省城鎮(zhèn)化動力機制與路徑選擇”（2015256）；山西大同大學青年科學研究基金項目“主體功能區(qū)規(guī)劃下的地方財政支出結構轉型研究”（2013Q7）。

中圖分類號：F812.4

文獻標識碼：A

文章編號：2095—5766（2016）01—0113—07

收稿日期：2015—11—10