龐 偉，孫玉棟

(中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872)

一、 引言

黨的十九大報(bào)告指出：“我國社會(huì)主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾?！敝袊厣鐣?huì)主義進(jìn)入新時(shí)代，但是民生領(lǐng)域依然存在不少短板，基本公共服務(wù)均等化等目標(biāo)尚未實(shí)現(xiàn)。財(cái)政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱。當(dāng)前我國中央政府以財(cái)政分權(quán)和晉升激勵(lì)等方式影響地方履行政府職能(傅強(qiáng)和朱浩，2013)[1]，但在“晉升錦標(biāo)賽”下(周黎安，2007)[2]，地方政府更加熱衷于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，公共服務(wù)供給的改善難以獲得同等程度的重視。

奧茨分權(quán)定理認(rèn)為，由于信息優(yōu)勢(shì)，如果下級(jí)政府能夠和上級(jí)政府提供同樣的公共品,那么由下級(jí)政府提供則效率會(huì)更高(Oates，1972)[3]。因此，相對(duì)于中央與地方，省以下政府間的財(cái)政關(guān)系對(duì)地方公共產(chǎn)品供給的改善發(fā)揮著更為重要和直接的作用。但是目前我國省以下財(cái)政體制并不健全，地區(qū)間財(cái)力分布并不均衡，進(jìn)而導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展的不平衡不充分。因此，本文從區(qū)域差異角度，分析和探討省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)地方公共服務(wù)供給的影響效應(yīng)。

二、 文獻(xiàn)綜述與理論框架

(一)財(cái)政分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給的影響

Bardhan和Mookherjee(2005)認(rèn)為，地方政府擁有更多的財(cái)政自主權(quán)有助于提高地區(qū)居民的福利水平[4]。隨著中央對(duì)地方財(cái)政分權(quán)程度的提高，地方政府會(huì)將注意力從轉(zhuǎn)移支付和中央政府的需求轉(zhuǎn)到本轄區(qū)居民的需求與偏好(Boyne，1996)[5]。平新喬和白潔(2006)的研究說明我國財(cái)政分權(quán)背景下的財(cái)政激勵(lì)使得地方政府增加在教育、衛(wèi)生、應(yīng)急管理和公路建設(shè)等方面的公共支出[6]。而傅勇(2010)則認(rèn)為上級(jí)政府的轉(zhuǎn)移支付能夠有效改善非經(jīng)濟(jì)性公共物品供給[7]。崔志坤和張燕(2017)通過研究發(fā)現(xiàn)，隨著中央人均轉(zhuǎn)移支付的增加，地方福利性財(cái)政支出的效率會(huì)越高[8]。

但是地方政府對(duì)改善公共服務(wù)供給水平的傾向存在“門限效應(yīng)”，當(dāng)可供支配人均財(cái)政資源小于一定的門限值時(shí)，地方政府會(huì)存在顯著的生產(chǎn)性支出偏向，導(dǎo)致重視基建支出而忽視公共服務(wù)支出(安苑和王珺，2012)[9]。地方政府支出責(zé)任與當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給水平呈現(xiàn)顯著的倒“U”型關(guān)系(龐偉和孫玉棟，2017)[10]，即過重的支出責(zé)任和事權(quán)財(cái)權(quán)嚴(yán)重不匹配會(huì)使得地方政府嚴(yán)重依賴轉(zhuǎn)移支付提供資金，但轉(zhuǎn)移支付使用效率低下，難以改善地方公共服務(wù)的供給效率；過低的支出責(zé)任則會(huì)造成公共產(chǎn)品供給不足，不能滿足人民日益增長(zhǎng)的公共服務(wù)需求(陳思霞和田丹，2013)[11]。

(二)區(qū)域差異對(duì)省以下財(cái)政分權(quán)的影響

制度層面導(dǎo)致城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展不平衡不充分的因素較多，由于行政等級(jí)差異，高行政層級(jí)城市可以借助行政權(quán)力攫取低行政層級(jí)城市的財(cái)政資源，從而加劇城市之間的發(fā)展不平衡(黃燕芬和張超，2018)[12]。我國增值稅“生產(chǎn)地原則”的分享方式造成了稅收收入歸屬與稅負(fù)歸屬的扭曲，導(dǎo)致地方政府進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)(楊帆和劉怡，2014)[13]，并且由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同，會(huì)出現(xiàn)增值稅稅收收入的不平衡，從而進(jìn)一步擴(kuò)大區(qū)域發(fā)展差距。

區(qū)域內(nèi)各城市的發(fā)展差異同樣影響著省以下財(cái)政分權(quán)水平。周黎安和吳敏(2015)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，省域內(nèi)各地級(jí)市經(jīng)濟(jì)變量差異程度越高，省本級(jí)稅收分成的比例越高。原因是各市的發(fā)展水平差異較大，省本級(jí)政府需要更多的財(cái)力，以稅收返還、轉(zhuǎn)移支付等方式縮小各市之間的財(cái)力差距[14]。席鵬輝和梁若冰(2014)認(rèn)為，省以下財(cái)政分權(quán)雖然能夠提高發(fā)達(dá)縣市的公共品供給水平，但是欠發(fā)達(dá)地區(qū)在市場(chǎng)力量下難以享受到匹配的公共服務(wù)，因而對(duì)于縣市經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大的省份，應(yīng)依靠省級(jí)政府適度的財(cái)政集權(quán)實(shí)現(xiàn)省域內(nèi)公共服務(wù)均等化[15]。

從上述文獻(xiàn)可以看出，財(cái)政收入分權(quán)水平的提高，能夠明顯增加地方公共產(chǎn)品供給，而事權(quán)與支出責(zé)任顯著影響著公共服務(wù)供給的改善。因此要實(shí)現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化，就需要理順政府間的財(cái)政關(guān)系，確定合適的財(cái)政分權(quán)水平，以增強(qiáng)地方政府改善公共服務(wù)的能力。另外，由于發(fā)展差異較大的省份需要依靠省級(jí)政府集中財(cái)力進(jìn)行區(qū)域內(nèi)的橫向平衡，也就意味著不同的發(fā)展差異程度對(duì)應(yīng)著不同的最優(yōu)財(cái)政分權(quán)水平，因此省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)促進(jìn)省域內(nèi)基本公共服務(wù)均等化的效果還應(yīng)考慮到區(qū)域內(nèi)發(fā)展不平衡不充分的影響。但目前大部分文獻(xiàn)并未對(duì)此進(jìn)行討論?？紤]到這些因素，本文在區(qū)域發(fā)展差異基礎(chǔ)上，分析省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)地方公共服務(wù)供給影響的門限效應(yīng)。

圖1顯示了區(qū)域發(fā)展差異背景下財(cái)政分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給的影響。

三、 變量選取與研究方法

(一)變量選取

1.被解釋變量

根據(jù)“十三五”時(shí)期我國對(duì)基本公共服務(wù)均等化的要求[注]國發(fā)〔2017〕9號(hào)《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”推進(jìn)基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃的通知》。，從文化教育、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境保護(hù)和交通設(shè)施等4個(gè)方面衡量地方的公共服務(wù)水平，用ser表示。其中，文化教育對(duì)應(yīng)的指標(biāo)為生均普通高等學(xué)校數(shù)、普通高中生師比和地區(qū)人均公共圖書館數(shù)，醫(yī)療衛(wèi)生對(duì)應(yīng)的指標(biāo)為人均醫(yī)療衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)和衛(wèi)生人員數(shù)，環(huán)境保護(hù)對(duì)應(yīng)的指標(biāo)為人均公園綠地面積，交通設(shè)施對(duì)應(yīng)的指標(biāo)為人均公路里程。為避免多重共線性，在選取的指標(biāo)均通過KMO與Bartlett檢驗(yàn)的前提下，按照主成分分析方法，采用SPSS軟件，選取第一、第二主成分的綜合主成分值代表地區(qū)的公共服務(wù)供給水平。

2.解釋變量

已有文獻(xiàn)經(jīng)常采用“收入指標(biāo)”“支出指標(biāo)”“自主度指標(biāo)”測(cè)量財(cái)政分權(quán)程度(陳碩等，2012)[16]。由于本文在衡量地區(qū)差異時(shí)會(huì)采用財(cái)政自主度指標(biāo)，因此作為核心解釋變量的省以下財(cái)政分權(quán)指標(biāo)僅采用“收入”和“支出”指標(biāo)。其中，財(cái)政收入分權(quán)指標(biāo)rev=地市級(jí)及以上城市一般公共預(yù)算收入/全省一般公共預(yù)算收入，財(cái)政支出分權(quán)指標(biāo)exp=地市級(jí)及以上城市一般公共預(yù)算支出/全省一般公共預(yù)算支出。

3.門限變量

前文的分析指出，在不同的區(qū)域發(fā)展差異水平下，同樣的省以下財(cái)政分權(quán)水平對(duì)地區(qū)公共服務(wù)供給的影響并不一致，因此本文將區(qū)域差異程度作為門限變量，分析省以下財(cái)政分權(quán)的門限效應(yīng)。由于財(cái)政自給率對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率具有顯著的促進(jìn)作用(徐綠敏和梅建明，2015)[17]，而且可支配財(cái)政資源的增加會(huì)改善當(dāng)?shù)毓卜?wù)(安苑和王珺，2012)[9]，按照周黎安和吳敏(2015)[14]使用變異系數(shù)測(cè)量經(jīng)濟(jì)差異的方法，采用省域內(nèi)地市級(jí)及以上城市財(cái)政自主度變異系數(shù)muni衡量區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異，變異系數(shù)越大說明差異化水平越高。

從圖2可以看出，2004—2016年東北部地區(qū)城市發(fā)展差異程度先縮小然后快速增大，其中遼寧的差異水平低于全國平均水平，只有黑龍江省內(nèi)各城市的差異化程度遠(yuǎn)高于全國水平。另外，東中部地區(qū)的發(fā)展差異程度低于全國水平，而西部地區(qū)的發(fā)展差異則遠(yuǎn)高于全國平均值，說明西部地區(qū)各省份的財(cái)政壓力仍然較大。

資料來源：根據(jù)《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》等數(shù)據(jù)計(jì)算得到；圖中數(shù)值分別代表當(dāng)年全國、東中西部和東北部各省份財(cái)政自主度的平均值[注]東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖南和湖北，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、甘肅、寧夏和陜西，東北部地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。

圖2各地區(qū)地市級(jí)以上城市財(cái)政自主度變異系數(shù)

4.控制變量

考慮到公共服務(wù)均等化既需要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與財(cái)政收入作為保障，又需要相應(yīng)的空間作為載體，而前者與當(dāng)?shù)氐膰裆a(chǎn)總值、房?jī)r(jià)等因素有關(guān)，因此采用空間城鎮(zhèn)化程度bpap(崔軍等，2014)[18]、住宅類商品房平均銷售價(jià)格對(duì)數(shù)值lhp和地區(qū)國民生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)值lgdp作為控制變量。

變量名稱及定義見表1。

表1變量名稱、定義和數(shù)據(jù)來源

(二)樣本選擇和數(shù)據(jù)采集

由于2003年我國中央與地方的所得稅收入分享比例進(jìn)行過調(diào)整，隨后省以下財(cái)政分權(quán)水平也發(fā)生相應(yīng)變化，因此研究基期定為2004年。考慮到缺失值因素的影響，不包括香港、澳門、臺(tái)灣、西藏、新疆、青海和海南的數(shù)據(jù)，即研究2004—2016年27個(gè)省份財(cái)政分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)，表2給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

表2各變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三)研究方法與模型設(shè)定

Hansen(1999)[19]提出的非動(dòng)態(tài)面板門限回歸，既能夠檢驗(yàn)門限的個(gè)數(shù)，又能夠有效估計(jì)出準(zhǔn)確的門限值，同時(shí)還可以對(duì)不同樣本回歸結(jié)果的差異性進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)(王靜，2014)[20]。因此，建立不同區(qū)域發(fā)展差異水平下省級(jí)以下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)模型：

serit=α0+α1Fedit×I(muni<γ)+α2Fedit×I(muni≥γ)+βXit+εit

(1)

其中，被解釋變量serit為地區(qū)i在t年的公共服務(wù)供給水平；核心解釋變量Fed分別為rev和exp，分別表示省以下財(cái)政收入分權(quán)和財(cái)政支出分權(quán)；muni為門限變量，表示i省份第t年地市級(jí)以上城市的財(cái)政自主度變異系數(shù)；Xit為模型的控制變量；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。I(·) 為特征函數(shù)。

門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)。可以采用Hansen (1999)構(gòu)建的LM統(tǒng)計(jì)量對(duì)零假設(shè)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)[19]，即：

檢驗(yàn)門限估計(jì)值是否等于真實(shí)值。Hansen (2000)提出需要用似然比統(tǒng)計(jì)量LR確定其門限值的置信區(qū)間[22]，即在顯著性水平為α?xí)r，LR(γ)≤c(α)=-2ln[1-(1-α)^(1/2)]，不能拒絕零假設(shè)。其中，95%置信水平對(duì)應(yīng)的c(α)=7.3523。

以上分析方法僅考慮了存在一個(gè)門限的情況，但是在實(shí)際經(jīng)濟(jì)分析過程中經(jīng)常存在多個(gè)門限值。當(dāng)存在兩個(gè)門限值時(shí)，式(1)可以修改為：

serit=α0+α1Fedit×I(muni≤γ1)+α2Fedit×I(γ1γ2)+βXit+εit

(2)

四、 實(shí)證結(jié)果分析

(一)門限效果檢驗(yàn)

根據(jù)前文的分析可知，在不同的區(qū)域發(fā)展差異水平下，相同的財(cái)政分權(quán)水平會(huì)對(duì)公共服務(wù)供給產(chǎn)生不同的影響。本文以各省份地市級(jí)以上城市財(cái)政自主度變異系數(shù)作為區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異的代理變量，以空間城鎮(zhèn)化程度、住宅類商品房平均銷售價(jià)格對(duì)數(shù)值和地區(qū)國民生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)值作為控制變量，建立門限效應(yīng)模型(1)，分析財(cái)政分權(quán)對(duì)基本公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)。

首先，依次按照不存在門限值，存在一個(gè)門限、兩個(gè)門限和三個(gè)門限的假設(shè)對(duì)模型(1)進(jìn)行估計(jì)，從而確定門限值數(shù)量和模型的形式。表3顯示了模型(1)不同門限檢驗(yàn)類型的F統(tǒng)計(jì)量和采用Bootstrap方法得到的P值，由表3的結(jié)果可以看出，門限變量財(cái)政自主度變異系數(shù)muni的單一門限、雙重門限和三重門限檢驗(yàn)的P值分別為0.0000、0.0080和0.0000，并且均在1%顯著性水平下顯著，因此采用三重門限模型對(duì)財(cái)政分權(quán)的門限效應(yīng)進(jìn)行分析。

表3門限效果檢驗(yàn)結(jié)果

注：P值和臨界值均為采用Bootstrap方法(自抽樣法)反復(fù)抽樣(rep=500)得到的結(jié)果；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平

表4模型(1)門限估計(jì)值和置信區(qū)間

注：門檻越過率=財(cái)政自主度超過門限值的省份數(shù)/研究樣本數(shù)

按照同樣的方法，以bpap和lhp為控制變量構(gòu)建模型(2)，也能夠通過檢驗(yàn)得到適用于三重門限模型以及三個(gè)門限的估計(jì)值和置信區(qū)間，其中門限估計(jì)值與模型(1)相同。根據(jù)表4的門檻越過率可以得知，2004—2016年，按照財(cái)政自主度差異系數(shù)的大小，我國各省份的門限值主要集中在(0，0.3126)，[0.3126，0.4906)兩個(gè)區(qū)間，而大于第二、第三門限值的省份，即城市發(fā)展差異較大的省份主要為云南、甘肅、寧夏和四川等西部省份以及黑龍江等東北部省份。

(二)財(cái)政分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給的實(shí)證分析

1.財(cái)政收入分權(quán)對(duì)公共服務(wù)的門限效應(yīng)

從財(cái)政分權(quán)的地區(qū)發(fā)展差異門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果看，財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政支出分權(quán)對(duì)當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給都能表現(xiàn)出顯著的影響，但是這些影響有一定差異。從表5可以看出，財(cái)政收入分權(quán)與公共服務(wù)供給水平呈現(xiàn)出非線性影響。例如模型(1)，當(dāng)省域內(nèi)城市財(cái)政自主度變異系數(shù)muni小于第一個(gè)門限值(0.3126)時(shí)，財(cái)政收入分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給水平存在統(tǒng)計(jì)意義上的顯著正向影響，其影響系數(shù)為0.7509，并且通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)。在1%的顯著性水平下，當(dāng)muni在第一個(gè)門限值和第二個(gè)門限值之間時(shí)，財(cái)政收入分權(quán)的影響轉(zhuǎn)而變?yōu)橄麡O，影響系數(shù)為-0.9690，影響程度大于之前的正向影響效果。但是，隨著區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異程度的增大，財(cái)政收入分權(quán)指標(biāo)影響的顯著性逐漸減弱，當(dāng)muni大于0.4906之后，則無法表現(xiàn)出顯著的影響。

總之，當(dāng)區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異水平很低時(shí)，財(cái)政收入分權(quán)水平的提高，地市級(jí)以上政府獲得的財(cái)政收入越多，當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給會(huì)得到顯著改善。但是當(dāng)區(qū)域發(fā)展差異逐漸增大到0.4906之后，地市級(jí)政府財(cái)政收入的增加，卻會(huì)阻礙當(dāng)?shù)毓卜?wù)均等化進(jìn)程。另外，財(cái)政收入指標(biāo)難以改善發(fā)展差異水平較高地區(qū)的公共服務(wù)，可以從以下幾個(gè)方面加以解釋：

首先，當(dāng)財(cái)政自主度差異程度較低時(shí)，說明省域內(nèi)各個(gè)城市的財(cái)政壓力程度差異不大，可支配的財(cái)政資源規(guī)模也大體相當(dāng)，地方政府的生產(chǎn)性支出和公共服務(wù)供給偏向也都較為接近。此時(shí)，省級(jí)政府集中較少的財(cái)政資源，各地市級(jí)以上政府就能夠獲得更多的財(cái)政收入，這樣可以同時(shí)提高各個(gè)城市地方官員對(duì)改善公共服務(wù)的積極性，從而促進(jìn)省域內(nèi)的公共服務(wù)均等化。

其次，隨著城市間發(fā)展差異的增大，財(cái)政自主度差異水平相應(yīng)提高。對(duì)于經(jīng)濟(jì)總量較大、經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的城市，財(cái)政收支的缺口壓力可能遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)總量小、經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的城市。在我國“晉升錦標(biāo)賽”體制下，這種財(cái)政自主度差異會(huì)加強(qiáng)地方政府對(duì)GDP的追求，進(jìn)而不利于當(dāng)?shù)毓卜?wù)的改善。對(duì)于財(cái)政收支缺口較大、可支配財(cái)政資源較少的城市而言，地方政府官員為了追求政治晉升，具有更加強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)將有限的財(cái)政資金用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)，促進(jìn)GDP增長(zhǎng)。即使省級(jí)政府通過轉(zhuǎn)移支付、提高稅收收入分享比例等方式增加當(dāng)?shù)刎?cái)政收入，當(dāng)?shù)卣矔?huì)更傾向于采用拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)進(jìn)而促進(jìn)財(cái)政收入增加的方式。因?yàn)檫@樣既能夠獲得一定的GDP增速，與鄰近地區(qū)進(jìn)行競(jìng)爭(zhēng)換取政治晉升，又能夠增加當(dāng)?shù)卣目芍湄?cái)政資源，從而縮小與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政自主度水平的差距，進(jìn)而為之后的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奠定基礎(chǔ)。此外，在城市間發(fā)展差異不太大時(shí)，對(duì)于財(cái)政自主度較高的城市，可支配財(cái)政資源也較為有限。當(dāng)gdpzit-1gdpzjt-1時(shí)，考慮到財(cái)政壓力較大地區(qū)能夠獲得省級(jí)政府的資金支持，增加其經(jīng)濟(jì)建設(shè)的財(cái)政資金，從而對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增速進(jìn)行“追趕”，出于這種博弈心里，即使之前經(jīng)濟(jì)增速較快的城市，t期也“被迫”增加更多的生產(chǎn)性投入(龐偉和孫玉棟，2018)[24]。而從省以下財(cái)政分權(quán)角度看，省級(jí)政府一般不會(huì)增加財(cái)政自主度水平較高城市的財(cái)政收入，即使增加這些城市的可支配財(cái)政資源，當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)支出也會(huì)因?yàn)闄M向政府競(jìng)爭(zhēng)的壓力，其規(guī)模和增速都會(huì)不及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出。

再次，當(dāng)省域內(nèi)財(cái)政自主度差異程度繼續(xù)擴(kuò)大之后，除上述的政府競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出對(duì)公共服務(wù)支出的擠出效應(yīng)以外，經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)能夠擁有足夠的可支配財(cái)政收入用于經(jīng)濟(jì)建設(shè)，因而對(duì)公共服務(wù)供給的支出傾向也會(huì)增強(qiáng)，同時(shí)由于醫(yī)療、教育等軟公共物品具有一定外溢性，這些城市公共服務(wù)供給水平的提高會(huì)通過“輻射”，改善周邊地區(qū)的公共服務(wù)，從而促進(jìn)省域內(nèi)公共服務(wù)均等化。但是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)財(cái)政收支缺口更大，此時(shí)如果增加地市級(jí)以上政府的財(cái)政資源，省級(jí)政府的財(cái)政收入隨之減少，那么用于區(qū)域內(nèi)均衡發(fā)展的轉(zhuǎn)移性支付資金相應(yīng)減少，不利于這些城市公共服務(wù)的改善。正是由于以上這些因素的正向影響和負(fù)面影響的疊加和抵消，導(dǎo)致在區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異較大時(shí)，財(cái)政收入分權(quán)難以對(duì)省域內(nèi)公共服務(wù)供給的改善產(chǎn)生顯著影響。

表5財(cái)政分權(quán)對(duì)基本公共服務(wù)供給門限效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號(hào)內(nèi)數(shù)值為各系數(shù)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量

2.財(cái)政支出分權(quán)對(duì)公共服務(wù)的門限效應(yīng)

財(cái)政收入分權(quán)指標(biāo)僅在發(fā)展差異較小的地區(qū)產(chǎn)生顯著影響，但是財(cái)政支出分權(quán)既能在省域內(nèi)財(cái)政自主度變異系數(shù)較低時(shí)對(duì)公共服務(wù)供給產(chǎn)生顯著影響，又能作用于差異程度最大的地區(qū)。由表5中模型(1)可知，在5%的顯著性水平下，當(dāng)省域內(nèi)城市財(cái)政自主度變異系數(shù)muni在第一個(gè)門限值和第二個(gè)門限值之間時(shí)，財(cái)政支出分權(quán)對(duì)當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給的負(fù)面影響系數(shù)為-0.3337，而當(dāng)muni>0.6359時(shí)，財(cái)政支出分權(quán)的影響系數(shù)降低為-0.1859，但也能通過1%顯著性水平的檢驗(yàn)。由此可知，當(dāng)區(qū)域內(nèi)發(fā)展存在差異時(shí)，盡管財(cái)政支出分權(quán)對(duì)公共服務(wù)供給的負(fù)向影響與之前的研究相符(龐偉和孫玉棟，2017)[10]，但是由于當(dāng)muni在(0，0.3126]和(0.4906，0.6359]時(shí)，財(cái)政支出分權(quán)exp的影響并不顯著，且當(dāng)muni在(0.3126，0.4906]和(0.6359，∞)時(shí)，財(cái)政支出分權(quán)exp對(duì)公共服務(wù)供給ser的影響系數(shù)并不一致，因此可以說明財(cái)政支出分權(quán)指標(biāo)對(duì)當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給也存在非線性影響。

表6財(cái)政分權(quán)對(duì)基本公共服務(wù)供給門限效應(yīng)

注：“+”和“-”分別表示對(duì)公共服務(wù)供給的正向和負(fù)向影響，“/”表示無顯著影響

表6為財(cái)政分權(quán)對(duì)基本公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)。

當(dāng)省域內(nèi)財(cái)政自主度差異程度非常小時(shí)，在財(cái)政收入水平一定的前提下，各城市的生產(chǎn)性支出偏向也相差不大，因此即使增加市級(jí)政府的財(cái)政支出規(guī)模，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)可能也不會(huì)發(fā)生相應(yīng)改變，此時(shí)財(cái)政支出對(duì)公共服務(wù)供給的影響并不顯著。隨著財(cái)政自主度差異水平的提高，各城市地方官員的支出偏向也相應(yīng)發(fā)生變化。根據(jù)之前的分析，在橫向政府競(jìng)爭(zhēng)和晉升激勵(lì)的影響下，市級(jí)政府由于承擔(dān)著更多的財(cái)政事權(quán)導(dǎo)致財(cái)政支出增加，使得財(cái)政壓力較大的城市更重視地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而財(cái)政壓力較小的城市由于鄰近地區(qū)的“經(jīng)濟(jì)趕超”，也會(huì)增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出比重，從而換取更高的經(jīng)濟(jì)增速，這就可以解釋當(dāng)muni在第一個(gè)門限值和第二個(gè)門限值之間時(shí)，財(cái)政支出分權(quán)會(huì)惡化當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給水平。

當(dāng)muni在第二個(gè)門限值和第三個(gè)門限值之間時(shí)，財(cái)政自主度較低的地區(qū)公共服務(wù)質(zhì)量難以滿足當(dāng)?shù)鼐用竦男枨螅焕谏鐣?huì)穩(wěn)定。市級(jí)政府財(cái)政支出規(guī)模增加的同時(shí)意味著省級(jí)政府財(cái)政支出的減少，即使不改變財(cái)政收入分權(quán)程度，省級(jí)政府的可支配財(cái)政資源也將相對(duì)增加。在這兩方面的影響下，省級(jí)政府會(huì)通過轉(zhuǎn)移支付等方式改善欠發(fā)達(dá)地區(qū)的公共服務(wù)水平。這種正向影響抵消了一部分財(cái)政支出分權(quán)的負(fù)面效應(yīng)，從而導(dǎo)致顯著性水平下降。

當(dāng)省域內(nèi)財(cái)政自主度差異程度大于第三個(gè)門限值之后，省級(jí)政府用于區(qū)域內(nèi)橫向平衡的財(cái)政資金規(guī)模不足以彌補(bǔ)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政收支缺口，其對(duì)公共服務(wù)的正向改善作用弱化，因而此時(shí)財(cái)政支出分權(quán)的負(fù)面影響相對(duì)突出，表現(xiàn)為市級(jí)政府的財(cái)政支出規(guī)模越大，省域內(nèi)公共服務(wù)均等化水平越低。

五、 結(jié)論與政策建議

為了滿足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要，改善地方公共服務(wù)供給，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步理順各級(jí)政府之間的財(cái)政關(guān)系，合理界定各級(jí)政府的事權(quán)與支出責(zé)任。由于地方政府的信息優(yōu)勢(shì)，相對(duì)于中央與地方，省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)地區(qū)公共服務(wù)的影響更為直接，但是這種影響受到區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異程度的影響，表現(xiàn)為非線性關(guān)系。本文選取2004—2016年27個(gè)省份財(cái)政分權(quán)與地區(qū)公共服務(wù)供給水平等數(shù)據(jù)，以財(cái)政自主度變異系數(shù)作為區(qū)域發(fā)展差異的代理變量，分析不同發(fā)展差異程度下省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)省域公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)。

研究認(rèn)為，當(dāng)區(qū)域發(fā)展差異水平處于不同的門限值區(qū)間時(shí)，省以下財(cái)政收入分權(quán)對(duì)當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給表現(xiàn)出完全相反的影響，即當(dāng)省域地市級(jí)政府的財(cái)政自主度變異系數(shù)在第一門限值以內(nèi)時(shí)，市級(jí)政府財(cái)政收入的增加會(huì)改善當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)；當(dāng)?shù)貐^(qū)差異系數(shù)在第一門限值與第二門限值之間時(shí)，市級(jí)政府財(cái)政收入越多，越會(huì)惡化當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)供給。不同于財(cái)政收入分權(quán)指標(biāo)，只有當(dāng)?shù)貐^(qū)發(fā)展差異水平在第一門限值與第二門限值之間以及第三門限值以上時(shí)，省以下財(cái)政支出指標(biāo)才會(huì)對(duì)公共服務(wù)產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響，即省以下政府承擔(dān)的財(cái)政事權(quán)越多，越不利于公共服務(wù)的改善。

我國已進(jìn)入中國特色社會(huì)主義新時(shí)代，但是城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距依然較大。由于在不同的發(fā)展差異水平下省以下財(cái)政分權(quán)對(duì)當(dāng)?shù)毓卜?wù)有著非線性影響，因此要促進(jìn)基本公共服務(wù)均等化需要從兩方面著手：一是要縮小省域內(nèi)地區(qū)之間的發(fā)展差異，因?yàn)樵谳^低差異水平下，財(cái)政分權(quán)更能夠發(fā)揮改善地方公共服務(wù)供給的作用；二是全國各個(gè)省份的發(fā)展差異必然存在差別，要針對(duì)當(dāng)?shù)爻鞘信c城市之間、城市與農(nóng)村之間的差異程度確定合理的財(cái)政分權(quán)水平。由此，提出以下政策建議：

第一，加強(qiáng)社會(huì)對(duì)地方官員的監(jiān)督與評(píng)價(jià)，調(diào)整地方官員晉升激勵(lì)考核指標(biāo)。地方政府改善公共服務(wù)供給，最直接的受益人是各地區(qū)的常住居民。建議由中央指派各地區(qū)的科研機(jī)構(gòu)或者通過政府采購方式向社會(huì)組織購買地方政府滿意度調(diào)查報(bào)告，調(diào)查對(duì)象來自當(dāng)?shù)氐母魃鐣?huì)組織和不同收入群體。評(píng)價(jià)結(jié)果能夠客觀反映地方的公共服務(wù)改善狀況，并且被大多數(shù)居民認(rèn)可。中央應(yīng)當(dāng)將評(píng)價(jià)結(jié)果賦予一定權(quán)重，納入到對(duì)地方官員的政治晉升體系中。

第二，合理劃分中央與地方的事權(quán)和支出責(zé)任，健全地方稅收體系。明確政府與市場(chǎng)的邊界，大力推進(jìn)政府與社會(huì)資本合作模式增加公共服務(wù)供給。制定基本公共服務(wù)保障國家基礎(chǔ)標(biāo)準(zhǔn)，規(guī)范和落實(shí)義務(wù)教育、基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、基本住房保障等18個(gè)基本公共服務(wù)支出責(zé)任的分擔(dān)方式，并逐步擴(kuò)大范圍，合理劃分公共服務(wù)的共同事權(quán)和支出責(zé)任。另外，在房屋保有環(huán)節(jié)，按照房屋評(píng)估值開征房地產(chǎn)稅，使新的房地產(chǎn)稅成為地方的主體稅種。借鑒德國、加拿大等國的橫向轉(zhuǎn)移支付經(jīng)驗(yàn)，由中央對(duì)增值稅分享機(jī)制進(jìn)行調(diào)整，建立橫向平衡機(jī)制，以解決區(qū)域間發(fā)展不協(xié)調(diào)問題。

第三，實(shí)行差異化的財(cái)政分權(quán)機(jī)制，完善省以下財(cái)稅體制。借鑒中央與地方的事權(quán)劃分方法，充分考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和財(cái)力差距，采用差異化方式進(jìn)行完善。對(duì)于省域內(nèi)發(fā)展差異程度較低的地區(qū)，省級(jí)政府可以適度分權(quán)；而對(duì)于發(fā)展差異程度較大的地區(qū)，則更多地采用集權(quán)方式改善區(qū)域內(nèi)的公共服務(wù)。完善省以下財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度，省級(jí)政府要加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)財(cái)政收支壓力較大地區(qū)的資金支持，從而履行對(duì)所轄區(qū)域財(cái)政橫向平衡的職責(zé)。