劉樹鑫 楊森平 劉佳純

(1.華南農(nóng)業(yè)大學，廣東 廣州 510642；2.暨南大學，廣東 廣州 510632；3.中國人民大學，北京 100872)

一、 引言

地方財政自給度是特定分權(quán)財政體制下地方政府為履行財政權(quán)責，運用自有財力對事權(quán)支出責任的實際支持程度，表現(xiàn)為單位事權(quán)支出得到多少自有財力的支持，體現(xiàn)地方財政收支運行的自主狀態(tài)。在現(xiàn)行分稅制框架下，地方政府獲取財政援助的主要來源是中央政府對地方政府的各種轉(zhuǎn)移支付，所以，地方財政自給度越低，意味著地方政府為完成事權(quán)支出責任必須依賴的財政轉(zhuǎn)移支付越多。

鑒于當前中國地方政府同時受累于宏觀經(jīng)濟下行壓力、中央政府減稅降費政策的短期沖擊、疫情常態(tài)化防控等多重因素而致使“增收”難度加大，通過提高財政資金使用績效來達到合理的財政“節(jié)支”具有十分重大的意義。尤其是，分稅制以來中國地方政府始終處于財政自給度偏低的狀態(tài)。因此，準確識別地方財政自給度與公共產(chǎn)品供給效率之間的內(nèi)在聯(lián)系，顯然是一項亟須完成的研究議題。遺憾的是，地方政府對公共產(chǎn)品的供給效率是否會受到自身財政自給度的影響？其影響究竟如何？當前仍然沒有令人滿意的解釋。為此，本文立足于中國的現(xiàn)實，采用理論分析和實證檢驗相結(jié)合的方法，剖析和確認中國地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率的影響效應和實際作用，以期能為中國財稅體制的深化改革提供依據(jù)。

二、文獻綜述

地方政府的財政自給是建立在財政分權(quán)的基礎之上，關(guān)于地方財政自給度影響公共產(chǎn)品供給效率的研究，可追溯到財政分權(quán)與地方公共產(chǎn)品供給之間聯(lián)系的相關(guān)探討。第一代財政分權(quán)理論雖然沒有明確指出分權(quán)有利于提升地方公共產(chǎn)品在投入產(chǎn)出方面的效率，但強調(diào)“用腳投票”機制作用下的地方政府能利用信息優(yōu)勢及時提供符合轄區(qū)居民偏好的公共產(chǎn)品(Tiebout，1956；Musgrave，1939；Oates，1972)。Stigler(1957)進一步認為，獲得財政自主的地方政府利用對轄區(qū)異質(zhì)性公共需求的識別能力來配置公共資源，能通過規(guī)避資源錯配而節(jié)省公共產(chǎn)品的供給成本。然而，這些觀點卻受到第二代財政分權(quán)理論的挑戰(zhàn)。該理論認為，在唯GDP導向的考核驅(qū)動下，地方政府懷有自身利益最大化動機，地方財政資金會被用于維護市場和發(fā)展經(jīng)濟(Weingast，1995；Qian et al.，1996；Qian et al.，1998)。當?shù)胤秸铝τ谳爡^(qū)經(jīng)濟增長而滋生出生產(chǎn)性支出偏向時(傅勇 等，2007)，財政分權(quán)通過提高公共資源配置效率來實現(xiàn)公共產(chǎn)品廉價供給的作用路徑將可能失效。

為走出理論困境，Besley et al.(2007)提出實行地方財政自主，認為這能方便轄區(qū)居民評價地方政府的官員能力和財政資金的使用績效，進而提升公共產(chǎn)品的供給效率。一些把西方國家地方政府作為對象的實證研究表明，中央向地方政府下放財政權(quán)利有助于公共產(chǎn)品供給效率的提升。如，Boetti et al.(2012)指出，意大利城市政府部門越是通過財政自給來完成公共資源配置，越有助于改進公共服務效率。巴西的財稅體制實踐進程同樣表明，擴大地方政府的財政自主權(quán)對轄區(qū)公辦醫(yī)療系統(tǒng)的效率具有促進作用(De Sousa et al.,2020)。也有研究認為，地方政府在實施財政自給的過程中一旦受到資本利益集團的虜獲和出現(xiàn)尋租腐敗行為(Bardhan et al.，2000；Fisman et al.，2002；Fan et al.，2009)，對公共產(chǎn)品供給效率將會造成不良影響。針對掌握相同財政權(quán)利的地方政府在公共產(chǎn)品供給效率方面會有不同的表現(xiàn)，Shah(2004)認為各國分權(quán)財政體制的個性化設計是主要原因。Sow et al.(2015)則發(fā)現(xiàn)除了財政體制之外，國家政治因素也會影響地方財政自主對公共產(chǎn)品供給效率的實際作用。

那么，在中國式分權(quán)體制框架中，地方政府向轄區(qū)提供公共產(chǎn)品的效率究竟如何？陳詩一等(2008)的研究表明，中國公共產(chǎn)品的平均供給效率在分稅制改革以后確實獲得改善。席鵬輝(2014)采用2000—2010年中國31個省份面板數(shù)據(jù)進行實證分析，得到分權(quán)會提升地方政府財政支出效率的結(jié)論。趙為民等(2016)在研究中國式財政分權(quán)特點與地方政府社會性支出效率之間關(guān)系時發(fā)現(xiàn)，無論是財政收入分權(quán)抑或是財政支出分權(quán)，均能提升公共產(chǎn)品的供給效率。與之相對，部分研究則強調(diào)由于中國地方財政收支權(quán)利的非對等性以及長期注重經(jīng)濟增長指標的政績考核機制，地方政府對公共產(chǎn)品的供給效率或許并不理想(唐齊鳴 等，2015；汪小勤 等，2016)。特別是在醫(yī)療衛(wèi)生、基礎教育、環(huán)境保護等民生方面的支出效率，反而會受到財政分權(quán)的負向作用(汪小勤 等，2016;亓壽偉 等，2016；崔志坤 等，2017；Zhang et al.，2019)，高志勇(2019)則發(fā)現(xiàn)財政收入分權(quán)對地方科技投入效率影響不顯著，財政支出分權(quán)對地方科技投入效率有正向促進作用。此外，還有研究認為中國式分權(quán)與義務教育服務的供給效率存在非線性關(guān)系(儲德銀 等，2018)。

綜上可見，雖然已有大量學術(shù)研究圍繞財政分權(quán)或地方財政自主與公共產(chǎn)品供給效率的關(guān)系進行過有益探討，為識別地方財政自給度對公共產(chǎn)品供給效率的影響作用提供了寶貴的啟示，但由于尚有較大的學術(shù)爭議，仍然無法厘定當前中國地方政府的財政自給度對轄區(qū)公共產(chǎn)品供給效率的確切作用和實際影響。第一，分稅制下中國的地方財政自給過程雖然建立在分權(quán)財政體制的基礎之上，但地方財政自給度體現(xiàn)的是地方政府財政收支運行過程的自主程度，而非地方政府實際掌握的財政權(quán)限空間大小(1)地方財政自給度水平只能體現(xiàn)地方政府在財政收支運行方面的自主程度，而無法反映地方政府在財政權(quán)利方面的自主程度。假如是財權(quán)更多地下放給地方政府，顯然有利于地方自有財力的增加，此時地方政府在財政權(quán)利方面的自主度和財政自給度均可能會增加；一旦換成是事權(quán)更多地下放給地方政府，無疑增加了地方事權(quán)支出責任，此時地方政府在財政權(quán)利的自主度方面獲得了提升，財政自給度卻出現(xiàn)下降。，現(xiàn)有的研究結(jié)論不能直接用來解釋地方財政自給度與公共產(chǎn)品供給效率的內(nèi)在聯(lián)系。第二，作為一種財政狀態(tài)，分稅制下中國的地方財政自給度還反映地方財政不同收支之間的對應關(guān)系，其對公共產(chǎn)品供給效率的影響難以采用一般的理論框架來進行分析。第三，現(xiàn)有相關(guān)主題的實證文獻大多只是將極少數(shù)或某一類公共產(chǎn)品供給效率作為考察對象，普遍忽略了財政支出可能具有的年度遞延效應及區(qū)域效應對地方政府財政支出效率的或有干擾，回歸結(jié)論依然存疑。和現(xiàn)有文獻相比，本文的邊際貢獻可能在于：第一，結(jié)合中國制度特征，將地方財政自給度與地方公共產(chǎn)品供給效率納入同一個理論框架，從而得到地方政府財政自給度水平對地方公共產(chǎn)品供給效率的作用機理，為后續(xù)相關(guān)理論研究提供了一個分析范式。第二，豐富了DEA模型的投入產(chǎn)出指標體系，使中國地方公共產(chǎn)品供給效率的測算更為準確。第三，采用系統(tǒng)GMM和面板Tobit估計方法，分別檢驗地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率的實際影響，不僅提高了實證結(jié)果的可信度，也為該類主題的計量分析提供了參考。

三、理論分析

假設一個國家的政府體系由中央和地方兩級政府構(gòu)成，并實行高度集權(quán)的垂直管理模式。鑒于地方政府在識別轄區(qū)居民公共需求方面具有信息優(yōu)勢，中央政府要求地方政府履行多數(shù)事權(quán)并承擔相應的財政支出責任，以實現(xiàn)提高公共資源配置效率的目標。為提高地方政府對轄區(qū)進行公共治理的積極性，中央政府不但與地方政府訂立財政契約以明確各自的事權(quán)歸屬，而且將地方事權(quán)支出責任的完成情況作為評價地方政府政績的主要參考依據(jù)，直接影響地方官員的晉升機會。為減少制度交易的成本，中央政府目前評價地方政府政績的策略是考察地方政府對事權(quán)支出責任的完成結(jié)果，而不是事權(quán)支出責任的履行過程。該策略假定能被地方政府完美識別。為解決財政契約可能出現(xiàn)的不完全問題，中央政府針對事權(quán)歸屬未得到明確的必要財政開支，有權(quán)裁定責任分擔主體。與此同時，為簡化分析，假設稅收是政府組織財政收入的唯一途徑。為強化自身的宏觀調(diào)控能力，中央政府通過集中財權(quán)、實施全口徑預算制度、設置包括一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付的縱向財力轉(zhuǎn)移機制等一系列舉措來控制財力分配，使得地方政府除了能在財權(quán)范圍內(nèi)汲取自有財政收入外，只能與中央政府進行討價還價，以爭取更多的財政援助。

地方政府利用財力履行財政支出責任實際上就是一個“花錢過程”，而地方政府承擔的財政支出責任包括事權(quán)支出責任和事權(quán)以外的支出責任(2)例如，預備役部隊及民兵訓練等一些國防支出、公安消防等一些公共安全支出、勞教所等部門的經(jīng)費開支，依然不同程度地落在地方財政的頭上(白景明 等，2016)。，能夠獲得的財力收入包括自有財力和外援財力。因此，地方政府用財力來完成財政支出責任會呈現(xiàn)出多種財政收支對應組合(3)例如，地方政府在面對事權(quán)支出責任時，部分由自有財力承擔，另一部分需要依靠外援財力，這里就出現(xiàn)了兩個財政收支對應組合。。由于不同的財政收支對應組合可能給地方政府帶來不同的利益，所以“理性”的地方政府出于追求自身利益最大化的目的，理應會對不同的財政收支對應組合具有差別的敏感性(Friedman et al.，1990)。

1.地方支出責任

中央政府讓地方政府承擔事權(quán)支出責任和其他支出責任實際上可視為一種特殊的“雙任務委托代理”。事權(quán)支出責任被分稅制財政體制所明確，相當于中央政府以合同的形式，委托地方政府來完成公共產(chǎn)品供給，而其他支出責任則類似于中央政府交由地方政府的合同以外的公共產(chǎn)品供給任務。由于合同內(nèi)條款對受托人行為具有更強的激勵和約束，所以地方政府在完成事權(quán)支出責任方面的道德風險概率很可能低于其他支出責任(Holmstrom et al.，1991)。在中央政府沒有將效率作為考核條款的情景中(4)上文假設中央政府評價地方政績是重視地方政府對事權(quán)支出責任的完成結(jié)果，而非履行過程。，地方政府缺乏將地方公共產(chǎn)品供給效率作為決策的動力。就是說，與其他支出責任相比，事權(quán)支出責任縱然能讓地方政府更加“上心”，更多也只是關(guān)乎進度和質(zhì)量，也即地方支出責任本身難以促使地方政府重視公共產(chǎn)品供給效率。

2.地方財力

這里主要考察地方政府對外援財力的“使用偏見”(5)地方財政自給度還能影響地方公共產(chǎn)的供給過程中產(chǎn)生的制度交易成本，進而也會改變地方公共產(chǎn)品供給效率。，并借鑒吳永求等(2016)的思路進行分析。假設地方政府為完成財政支出責任而必須提供的公共產(chǎn)品集合可分為x1和x2兩種，其中，x1為一般性地方公共產(chǎn)品，x2為地方政府獲得具有特定用途的外援財力才會提供的公共產(chǎn)品；地方總財力y除了自有財力y1以外，外援財力還分為一般性轉(zhuǎn)移支付y2和專項轉(zhuǎn)移支付y3(6)當前財政轉(zhuǎn)移支付包括一般性轉(zhuǎn)移支付、專項轉(zhuǎn)移支付以及稅收返還。其中，稅收返還和地方政府稅收增長掛鉤，資金用途也無限制，一般可認為稅收返還的資金效率與地方自有財力無差別(吳永求 等，2016)。。地方政府和官員為能凸顯政績，將利用掌握的財力盡量地增加地方公共產(chǎn)品供給，以追求效用最大化。同時，考慮到邊際效用會出現(xiàn)遞減，將地方政府或官員的效用函數(shù)設置為：

Max{U}=max{ln x1+αln x2}

(1)

其中，參數(shù)α的取值范圍為α→1-，以反映如下事實：x2只能被專項轉(zhuǎn)移支付購買，且在某些情況下還需要配套資金(7)根據(jù)現(xiàn)行預算法，上級政府在安排專項轉(zhuǎn)移支付時，不得要求下級政府承擔配套資金，但是，按照國務院的規(guī)定，應當由上下級政府共同承擔的事項除外。，致使x2給地方政府帶來的平均效用水平與x1之間可能存在細微的差距。同時，地方財政的預算約束可表述成：

p1x1+max{p2x2-y3-ty1,0}=(1-t)y1+y2

(2)

其中，式(2)中的t為配套資金比例，根據(jù)現(xiàn)行預算法對配套資金的規(guī)定，設t→0+，表示實際配套資金占自有財力非常小的比例(8)需要說明的是，即便t=0，也不會影響模型的實質(zhì)性結(jié)論。。令p1為x1的價格，p2為x2的價格。聯(lián)立式(1)、(2)并用拉格朗日乘數(shù)法求解最優(yōu)化問題，可將地方政府目標效用函數(shù)轉(zhuǎn)換成：

(3)

為考察不同財力對地方政府效用的影響，將式(3)進行全微分，可得：

(4)

同時，地方政府為從中央爭到更大的轉(zhuǎn)移支付規(guī)模，在討價還價過程中仍要付出額外的交易成本。如地方政府在“公共池”激勵下，通過政治尋租向中央政府討要更高的轉(zhuǎn)移支付比例或更大規(guī)模的一次性轉(zhuǎn)移支付，將要支付尋租成本(張富強 等，2010；范子英 等，2014)。專項轉(zhuǎn)移支付不僅在某些情況下要求地方政府配套經(jīng)費，而且資金用途通常被中央政府所限定，使地方政府可能產(chǎn)生額外的執(zhí)行成本(張晏 等，2005)?；诘胤秸@取中央政府轉(zhuǎn)移支付要比自有財力多付出一些額外的制度交易成本，在總財力不變的前提下，地方政府增加自有財力而分別同時減少等量的一般性轉(zhuǎn)移支付、專項轉(zhuǎn)移支付時，有：

dy1=-dy2+Δc1

(5)

dy1=-dy3+Δc2

(6)

其中，Δc1、Δc2為地方政府付出的額外成本，所以有Δc1>0、Δc2>0。將式(5)代入式(4)并求解，可得(9)因篇幅所限，式(7)和式(8)的詳細推導過程省略，如感興趣，可與作者聯(lián)系。：

(7)

式(7)表明，相較于一般性轉(zhuǎn)移支付，增加地方自有財力更能增加地方政府的效用水平。同時，將式(6)代入式(4)并求解，可得：

(8)

式(8)表明，相較于專項轉(zhuǎn)移支付，增加地方自有財力更能提高地方政府的效用水平。

結(jié)合式(7)、(8)(10)值得一提的是，當Δc1=Δc2時，如果地方政府增加一般性轉(zhuǎn)移支付而同時減少等量的專項轉(zhuǎn)移支付時，有dy2=-dy3，代入模型，將得到地方總財力既定前提下，增加一般性轉(zhuǎn)移支付而減少等量的專項轉(zhuǎn)移支付，財政資金的使用效率將不低于原有水平。這與吳永求等(2016)的研究一致。，可以發(fā)現(xiàn)，當?shù)胤秸目傌斄榷ǖ臈l件下，增加自有財力給地方政府帶來的效應水平要高于等量增加的外援財力，即地方政府用屬于地方自有財力的財政資金來進行財政開支時，會比使用屬于外援財力的資金更加珍惜(Oates，1994)，進而有利于地方公共產(chǎn)品供給效率。

3.地方政府的“花錢矩陣”

根據(jù)地方政府對不同財力與支出責任的態(tài)度，參考Friedman et al.(1990)的做法，首先構(gòu)建一個反映地方政府對各種財政收支對應組合的敏感性矩陣(見圖1)。其中，第I象限表示地方政府使用外援財力來完成事權(quán)支出責任，第II象限表示地方政府使用外援財力來完成其他支出責任，第III象限表示地方政府使用自有財力來完成其他支出責任，第IV象限表示地方政府使用自有財力來完成事權(quán)支出責任。從地方政府對支出責任的重視程度來看，第I、IV象限要優(yōu)于第II、III象限；從地方政府對財力珍惜程度來看，第III、IV象限要優(yōu)于第I、II象限(11)需要注意的是，這里即便放松地方政府是“理性”的假定，而是認為地方政府可能存在所謂的“財政幻覺”，即誤認為財政轉(zhuǎn)移支付資金是一筆“意外”之財，也不會影響“敏感性矩陣”的分析。因為根據(jù)行為經(jīng)濟學的相關(guān)理論(Benartzi et al.，1995)，自有財力與轉(zhuǎn)移支付收入會分別歸入地方政府的不同“心理賬戶”，從而使同一數(shù)量的財政資金卻會出現(xiàn)不同程度的財政支出規(guī)模(粘蠅紙效應)。對于地方政府自行組織的財政收入部分，地方政府會受到“損失厭惡”的心理暗示而自覺地在提供公共產(chǎn)品過程中力求節(jié)儉，主動避免資源浪費所引致的效率損失。，因此得到敏感性矩陣的均衡解為第IV象限，表示當?shù)胤秸酝耆斦越o的狀態(tài)來履行事權(quán)支出責任時，地方政府對支出責任的重視程度和對資金使用的珍惜程度都將達到最高。

綜上可知，地方財政自給度的提升，將對地方公共產(chǎn)品供給效率具有促進作用。

四、指標測度和分析

(一)地方公共產(chǎn)品供給效率的測量方法

Farrell(1957)指出，公共產(chǎn)品供給效率可以從投入和產(chǎn)出兩個角度來進行評價。地方政府公共產(chǎn)品的供給效率實際上就是在其他條件不變的情況下，地方政府提供相等數(shù)量的同質(zhì)公共產(chǎn)品是否可以滿足成本最小化條件，或是在既定的財政投入下能否實現(xiàn)公共產(chǎn)出的最大化。與其他參數(shù)方法相比，數(shù)據(jù)包絡理論分析方法(Data Envelopment Analysis，DEA)不但可以規(guī)避需要預先對參數(shù)權(quán)重賦值而導致的主觀隨意性，還能擺脫生產(chǎn)函數(shù)具體形式的束縛，只要合理確定可決策單位(DMU)的投入產(chǎn)出變量就能測算出相應的效率得分(Charnes et al.，1978)。由于公共產(chǎn)品供給效率的準確計算與規(guī)模報酬因素相關(guān)，所以本文采用BCC模型(13)本文使用的CCR模型和BCC模型均設定為產(chǎn)出導向型，使分析更具有經(jīng)濟意義。和CCR模型來分別計算公共產(chǎn)品的純技術(shù)效率和綜合技術(shù)效率。

投入產(chǎn)出指標的選擇和處理是運用DEA方法評價公共產(chǎn)品供給效率至關(guān)重要的一步。在指標選擇方面，與地方政府財政投入指標的可獲得性和確定性相比較，地方政府的公共產(chǎn)出指標選擇則需要謹慎對待(14)中國各地區(qū)在資源分布、地理位置和文化環(huán)境等方面可能存在較為明顯的差異，難以直接對地方政府的“生產(chǎn)結(jié)果”進行觀測,所以國內(nèi)使用DEA方法測量公共產(chǎn)品供給效率的研究往往選擇地方政府所提供的部分公共產(chǎn)出作為模型的產(chǎn)出指標。其中，教育、醫(yī)療衛(wèi)生及基礎設施等三個方面的公共產(chǎn)出被認為是各個省級轄區(qū)居民都具有相似需求的公共產(chǎn)品，且相對容易核算(陳詩一 等，2008；代娟 等，2013；王金秀 等，2018)。。在指標數(shù)據(jù)處理方面，現(xiàn)有研究基本上采取兩種做法：一是直接使用投入產(chǎn)出指標的原始數(shù)據(jù)，通過相關(guān)軟件進行計算得出結(jié)果(李勝會 等，2016)；二是根據(jù)投入產(chǎn)出指標的原始數(shù)據(jù)進行正規(guī)化處理，再用標準化的數(shù)據(jù)進行測算(陳詩一 等，2008；代娟 等，2013；王金秀 等，2018)。理論上，CCR模型中的投入產(chǎn)出指標單位并不影響效率的測算結(jié)果(成剛 等，2011)，但模型中DMU的數(shù)量原則上不應少于投入和產(chǎn)出指標數(shù)量的乘積，且不少于投入和產(chǎn)出指標數(shù)量的3倍，否則構(gòu)建的CCR模型將可能喪失對DMU效率進行區(qū)分的能力(成剛，2014)。因此，本文做了如下處理：一是基于中國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾，各地方政府轄區(qū)居民具有相似性需求的公共產(chǎn)品已不再局限于教育、醫(yī)療衛(wèi)生和生產(chǎn)性基礎設施三個方面，還應當包括科學技術(shù)進步、公共環(huán)境美化等方面。二是根據(jù)產(chǎn)出指標，以投入產(chǎn)出的配比原則確定對應的投入指標，確保符合生產(chǎn)可能集的要求(15)成剛(2014)認為，生產(chǎn)可能集的正確性會影響DEA模型測算結(jié)果的準確性。。三是為了提升模型對DMU效率的區(qū)分能力和數(shù)據(jù)口徑的可比性，將投入產(chǎn)出指標均正規(guī)化為一個投入指標和一個產(chǎn)出指標。

本文的投入產(chǎn)出指標體系及其數(shù)據(jù)來源詳見表1。

表1 地方政府提供地方公共產(chǎn)品的投入產(chǎn)出指標

(二)結(jié)果分析

BBC模型和CCR模型得出的效率結(jié)果均為相對效率的得分值，地方政府在任意年度內(nèi)的效率得分值越接近于1，則表示地方公共產(chǎn)品的供給效率越有效；當效率得分值越接近于0，則表示地方公共產(chǎn)品的供給效率改進空間越大，即同樣的財政投入理應得到更大的公共產(chǎn)出。本文利用MaxDEA軟件對2007—2017年地方政府提供公共產(chǎn)品過程中的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)計算31個省份提供公共產(chǎn)品的純技術(shù)效率和綜合技術(shù)效率，發(fā)現(xiàn)樣本期間內(nèi)中國地方政府公共產(chǎn)品的供給效率主要存在以下特征：

第一，純技術(shù)效率與綜合技術(shù)效率略有差異。大多數(shù)地區(qū)的公共產(chǎn)品純技術(shù)效率和綜合技術(shù)效率基本相近，只有北京、上海、西藏和青海等少數(shù)地區(qū)出現(xiàn)較為明顯的差異。這說明中國地方政府在提供公共產(chǎn)品過程中普遍具有良好的規(guī)模效率(16)綜合技術(shù)效率=純技術(shù)效率×規(guī)模效率。。

第二，純技術(shù)效率與綜合技術(shù)效率普遍不高。僅有北京、河北、江蘇、河南和湖北的地方公共產(chǎn)品供給有過技術(shù)前沿有效。其中，唯有江蘇純技術(shù)效率得分和綜合技術(shù)效率得分始終保持高位水平。大部分地區(qū)的兩種技術(shù)效率都有明顯的改進空間。特別是西藏，不僅純技術(shù)效率得分在2007年、2009年以及2010年無法達到0.5，綜合技術(shù)效率得分甚至始終在0.5以下。

第三，純技術(shù)效率總體呈現(xiàn)下降趨勢。由于效率得分區(qū)間(0，1]可被五等均分為[0.8，1]、[0.6，0.8)、[0.4，0.6)、[0.2，0.4)、(0，0.2)，并分別記為A、B、C、D、E五個區(qū)間。通過分類后發(fā)現(xiàn)，樣本期間中國地方公共產(chǎn)品純技術(shù)效率得分主要落在A、B、C三個區(qū)間(17)因篇幅所限，此處不列出表格分類具體信息，如感興趣，可與作者聯(lián)系。。2007年，A區(qū)間有19個地區(qū)，B區(qū)間有11個地區(qū)，C區(qū)間有1個地區(qū)；到了2017年，A區(qū)間只有13個地區(qū)，B區(qū)間變?yōu)?6個地區(qū)，C區(qū)間變?yōu)?個地區(qū)。由此可見，隨著時間推移，更多地區(qū)的公共產(chǎn)品純技術(shù)效率得分出現(xiàn)下降的情況。

第四，純技術(shù)效率區(qū)域不均衡。與水平較高的北京、江蘇、河北和河南等地相比，海南、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏和新疆的公共產(chǎn)品純技術(shù)效率得分長期不盡理想。例如，2017年純技術(shù)效率得分能超過0.9的地區(qū)分別為北京、河北、遼寧、江蘇、浙江和河南，主要集中在東部區(qū)域(18)這里采用三大區(qū)域的劃分標準，詳見下文。，而純技術(shù)效率得分相對較低的西藏(0.57)(19)括號內(nèi)為當?shù)毓伯a(chǎn)品的純技術(shù)效率得分。、海南(0.58)、貴州(0.62)、云南(0.62)、甘肅(0.64)、青海(0.64)、吉林(0.66)、寧夏(0.68)和新疆(0.69)等主要集中在西部區(qū)域。

五、計量模型、變量描述與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型設定

地方政府為提供地方公共產(chǎn)品而進行的部門采購或公開招標等舉措往往都會有相對固定的程序。同時，在中央政府沒有下達針對地方財政支出進行大幅度改革的行政命令和地方部門的主要決策者沒有發(fā)生重大人事更換等特殊情況下，地區(qū)制度環(huán)境、行政文化、部門辦事風格等影響地方公共產(chǎn)品供給效率的多種因素，不僅相對穩(wěn)定，也會使地方政府當期的決策行為成為下期的決策參照，即地方財政支出行為可能帶有時間慣性。由此，本文先將地方公共產(chǎn)品供給效率的滯后項引入到計量模型中，以表征地方公共產(chǎn)品供給效率的遞延性質(zhì)。為消除計量模型中被解釋變量滯后項可能隱含的內(nèi)生性問題和避免弱工具變量的干擾，故采用系統(tǒng)GMM作為計量模型的估計方法，并將核心解釋變量地方財政自給度設定為內(nèi)生變量。結(jié)合理論和參考Arellano-Bond二階殘差自相關(guān)檢驗及Hansen檢驗結(jié)果，最終確定把地方公共產(chǎn)品供給技術(shù)效率的一期滯后Pteit-1作為解釋變量之一，回歸過程將Pteit的工具變量調(diào)整到二期滯后和三期滯后，將財政自給度Fissit的工具變量調(diào)整至二期滯后。另外，隨著中央政府不斷重視對地方財政資金使用質(zhì)量的監(jiān)控，預算績效管理制度日益完善，引入年度虛擬變量進行時間效應的控制，以盡量規(guī)避遺漏變量所導致的內(nèi)生性問題。模型形式設置成：

Pteit=α1+β0Pteit-1+β1Fissit+δXit+?t+ui+εit

(9)

其中：i表示省份，t表示年份；Pteit表示第i個地方政府在t年公共產(chǎn)品的供給效率；Pteit-1為一期滯后項，表示第i個地方政府在t-1年公共產(chǎn)品的供給效率；Fissit表示地方政府的財政自給度；Xit表示相關(guān)控制變量向量；?t表示時間效應，ui表示個體固定效應，εit為隨機擾動項，α1為常數(shù)項，β0、β1、β2、δ均為待估計參數(shù)。

(二)變量描述

1.被解釋變量：地方公共產(chǎn)品供給效率(Pte)

BBC模型和CCR模型的最主要區(qū)別在于兩者背后隱含的假定不同。前者是以生產(chǎn)技術(shù)規(guī)模收益的可變性作為前提條件，而后者則以生產(chǎn)技術(shù)規(guī)模收益的不變性作為理論基礎。借鑒陳詩一等(2008)的思路，本文主要根據(jù)前文BBC模型計算得到的地方公共產(chǎn)品純技術(shù)效率(Pte)來直接表征地方政府公共產(chǎn)品的供給效率。

2.核心解釋變量：財政自給度(Fiss)

根據(jù)前文的理論分析，地方政府的財政自給度不僅體現(xiàn)了其自主收支的對應情況，更反映單位自有財力實際上能支持地方政府完成多少事權(quán)支出責任。為保證變量之間的計算口徑一致和基于數(shù)據(jù)可得性，這里將省域視為一個地方單位，并借鑒高琳(2012)和黃思明(2019)等的做法，采用《中國財政年鑒》各省份公共財政預算收支決算總表中的本級財政收入決算數(shù)與本級財政支出決算數(shù)之比來計算地方政府的財政自給率，以表征地方財政自給度。系數(shù)符號預期為負。

3.控制變量

結(jié)合目前中國的政治體制特點和財政實踐現(xiàn)實狀況，本文選取如下控制變量：

財政汲取程度(Fin)。財政汲取程度是地方政府在動員社會資源能力方面的集中體現(xiàn)。當?shù)胤秸呢斦橙〕潭仍酱螅娇赡芤碌胤秸畬ψ陨碡斦橙∧芰Φ倪^度自信和忽略對地方財源的恰當涵養(yǎng)，越易使財政資源無法得到最大化的利用(Borger et al.，1996)。本文采用地區(qū)人均財政收入占人均GDP的比重來進行表征。系數(shù)符號預期為負。

政府競爭(Com)。地方政府之間的橫向經(jīng)濟性競爭往往會造成地方財政支出行為的扭曲。在中國式分權(quán)的情景之中，以顯性業(yè)績作為地方官員職級上升的主要評價標準，這無疑會誘發(fā)地方政府追求基建工程擴張、經(jīng)濟增長等“顯性公共產(chǎn)品”的供給偏向(呂冰洋，2018)。如果從自上而下的評價角度考慮，中央政府對地方的政績考核是“以一對多”的形式來進行，鑒于有限信息，依據(jù)“顯性公共產(chǎn)品”供給成績的排名進行評判無疑具有低成本、易操作的優(yōu)點，但也會催生地方政府“唯上”的標尺競爭效應。在愈演愈烈的橫向經(jīng)濟性競爭中，過度或過快地追求“顯性公共產(chǎn)品”數(shù)量規(guī)模的地方政府，極易出現(xiàn)忽視供給效率的現(xiàn)象。本文采用各地區(qū)實際利用外商直接投資額占全國同期總額的比值來表征(20)其中，上海市的利用外商直接投資額用實際吸收到的外資金額代替。。系數(shù)符號預期為負。

物價水平(Pric)。物價水平會影響財政資金的實際購買力，地方政府為提供地方公共產(chǎn)品所需進行的各種采購，也會受到市場價格波動的影響。當物價總體水平上升的時候，單位財政資金的地方公共產(chǎn)品供給數(shù)量會減少，迫使地方政府不得不提高財政資金的支出效率。本文采用各地區(qū)的年度商品零售價格指數(shù)來進行表征。系數(shù)符號預期為正。

地區(qū)人口密度(Dens)。公共產(chǎn)品具有非競爭性和非排他性兩個區(qū)別于私人產(chǎn)品的顯著特征，而非競爭性使一定區(qū)域范圍的人口數(shù)量規(guī)模可能有利于公共產(chǎn)品的規(guī)模經(jīng)濟效益，進而對地方公共產(chǎn)品的供給效率起到提升作用(Grossman et al.，1999)。本文采用各地區(qū)年末常住人口除以地區(qū)面積，以表征該區(qū)域的人口密集程度。系數(shù)符號預期為正。

計劃單列市啞變量(Pla_ci)。中國現(xiàn)存的計劃單列市有大連、青島、寧波、廈門和深圳等5個城市。在行政建制不變的前提下，計劃單列市享有相當于省一級的經(jīng)濟管理權(quán)限，其財政與中央財政掛鉤?？紤]到計劃單列市對地方財政貢獻度相對較小(21)事實上，5個計劃單列市并非都與所屬省份的財政完全脫鉤。如廈門市1994—2010年17年間就累計上繳福建省財政200.3億元，寧波市在2013年上繳中央和浙江省共41.5億元，大連市在2015年上繳中央和遼寧省共42.98億元，而深圳市自1990年起就將屬于深圳市的各項財政收支從廣東省劃出來，財政報表、金庫等完全直接對接中央。，地方政府對計劃單列市的財政收支可能并不上心，缺乏監(jiān)管計劃單列市財政資金使用績效的動力。同時，計劃單列市與省內(nèi)其他副省級城市、省會城市的經(jīng)濟競爭關(guān)系，也會影響地方政府對計劃單列市的態(tài)度。也就是說，包含計劃單列市的地方可能具有其他地方?jīng)]有的內(nèi)部問題，對地方公共產(chǎn)品供給效率可能產(chǎn)生某種影響。本文將包含計劃單列市的地方設為1，沒有包含計劃單列市的地方設為0，以表征地方財政內(nèi)部特殊結(jié)構(gòu)的影響。系數(shù)符號方向不確定。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文原始數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2008—2018)、《中國財政年鑒》(2008—2018)、《中國勞動統(tǒng)計年鑒》(2008—2018)、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》(2008—2018)、Wind數(shù)據(jù)庫以及各省份相關(guān)年份統(tǒng)計年鑒。因為政府的財政支出分類從2007年開始實施新的方法，為保證口徑一致性和基于數(shù)據(jù)的可得性，將樣本期間確定為2007—2017年。

變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

六、實證分析

(一)回歸結(jié)果

根據(jù)表3的實證報告，模型(1)引入核心解釋變量后只控制了時間效應，地方財政自給度系數(shù)顯著為正，表明地方政府財政自給度水平很可能對地方公共產(chǎn)品供給效率產(chǎn)生正向作用。模型(2)～(6)分別在模型(1)的基礎上依次增加控制變量后，地方財政自給度系數(shù)始終顯著為正，說明地方財政自給度水平越低，只能越依賴于財政轉(zhuǎn)移支付資金才能完成事權(quán)支出責任時，地方政府公共產(chǎn)品供給效率越低；地方財政自給度水平越高，主要通過自有財力來完成事權(quán)支出責任時，地方政府公共產(chǎn)品供給效率越高?；鶞蕦嵶C結(jié)果與上文關(guān)于地方財政自給度對公共產(chǎn)品供給效率具有促進作用的理論推演結(jié)論一致，說明在中國現(xiàn)行的分稅財政體制下，地方政府公共產(chǎn)品供給效率會隨著財政自給度的提高而改善。畢竟，地方財政自給度的提升不僅能夠減輕地方政府在提供公共產(chǎn)品過程中對財政資金的“使用偏見”，提高公共產(chǎn)品供給效率(Oates，1994；喬寶云 等，2006)(22)Oates(1994)認為，地方政府在使用來自上級政府的轉(zhuǎn)移支付的過程中的珍惜程度會低于使用自有財力時。喬寶云等(2006)的研究也表明，與地方政府利用地方自有財力來提供公共產(chǎn)品所形成的成本收益鏈條不同，中央政府的財政轉(zhuǎn)移支付猶如“公共池”資源，地方政府爭取到的轉(zhuǎn)移支付資金相當于將地方公共產(chǎn)品供給成本轉(zhuǎn)嫁給其他地方政府，因而會做出“別人的錢使用起來不會心疼”的行為。，也可以節(jié)省地方政府對縱向財力轉(zhuǎn)移過程的額外管理成本(23)當然，也包括地方政府為從上級部門得到更多財政轉(zhuǎn)移支付而付出的尋租成本。，使更多財力得以用于地方事權(quán)支出責任，還可以防范中央轉(zhuǎn)移支付在地方各級政府間層層流動時可能出現(xiàn)的“截留”現(xiàn)象，避免“財政滲漏”引致的公共產(chǎn)品供給效率損失。

事實上，自1994年實施至今的分稅制，通過逐步停征或取消農(nóng)業(yè)稅、筵席稅、屠宰稅、固定資產(chǎn)投資方向調(diào)節(jié)稅等地方稅，取消預算外收入，全面實行“營改增”以及合并國稅地稅機構(gòu)等一系列舉措，對地方政府的財政自給能力形成了強烈的沖擊，使地方本級財政陷入以“財力小馬”去拉“支出大車”的財政困境(劉尚希 等，2018)，對財政轉(zhuǎn)移支付的依賴性日益增強(朱德云 等，2018)。譬如，1995年地方政府從中央獲得的一般性轉(zhuǎn)移支付只有21億元，專項轉(zhuǎn)移支付為375億元(24)謝旭人：《中國財政改革三十年》，中國財政經(jīng)濟出版社，2008年版，第91頁。，到了2019年，則各自升到67763.1億元和7635.9億元(25)此處引自《2019年中央對地方轉(zhuǎn)移支付預算表》中對應指標的預算數(shù)。，分別至少擴大了3225倍和19倍。與此同時，在高度集權(quán)的政治框架中，地方政府的考評激勵和審查約束主要來自上級部門，決定了地方政府行為具有“唯上”或“恐上”的特征。地方政府為規(guī)避上級施加一票否決等政治懲罰，還要將上級政府部門的法律事權(quán)作為自己的當然事權(quán)，導致地方實際事權(quán)支出責任愈加沉重(白景明 等，2015)，給地方政府帶來了財政自給壓力。當中央政府沒有將支出效率納入轉(zhuǎn)移支付資金的分配依據(jù)，地方政府始終缺少足夠的動力來提高外援財力的使用效率(Borck et al.，2003)。中國的績效預算改革起步相對較晚(26)美國1993年頒布《政府績效與結(jié)果法案》，并于2010年頒布《政府績效與結(jié)果修正法案》；英國在1999年頒布《地方政府法案》；日本在2001年頒布《行政機關(guān)政策評價法》；韓國在2006年頒布《政府績效評估框架法案》。中國直到2018年才由中央印發(fā)《關(guān)于全面實施預算績效管理的意見》。，財政資金的使用績效長期缺乏健全的外在約束機制的現(xiàn)實下，地方財政自給度無疑會對地方公共產(chǎn)品供給效率起到促進效應。

其他控制變量的實證情況，本文采用模型(6)的回歸結(jié)果進行考察。地方公共產(chǎn)品供給效率的一期滯后項(Pte-1)系數(shù)為正，表示當期的地方公共產(chǎn)品供給效率與下期的地方公共產(chǎn)品供給效率呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。財政汲取程度(Fin)系數(shù)顯著為負，表明財政汲取程度水平與地方公共產(chǎn)品供給效率具有負相關(guān)關(guān)系。財政汲取程度越大，反而不利于地方公共產(chǎn)品的供給效率。政府競爭(Com)系數(shù)為負，但并不顯著。可能的原因是當?shù)胤秸诮?jīng)濟性競爭過程中以招商引資作為重要方式時，也可能會引入外來的預算資金管理理念(27)例如2000年以后，中國開始引入一些西方國家的績效管理理念。，對地方財政支出效率反而存在促進作用。物價水平(Pric)系數(shù)顯著為正，表明物價水平與地方公共產(chǎn)品供給效率具有正相關(guān)關(guān)系。市場物價水平的上漲，會增加地方政府提供地方公共產(chǎn)品的單位成本，造成財政資金的名義價值高于實際價值，迫使地方政府不得不重視財政支出的效率問題。地區(qū)人口密度(Dens)系數(shù)顯著為正，表明人口密集程度與地方公共產(chǎn)品供給效率可能存在正相關(guān)關(guān)系。地區(qū)人口數(shù)量規(guī)模越大，對地方公共產(chǎn)品的需求數(shù)量和種類則越多，也會使地方政府越關(guān)注財政資金的節(jié)約使用。計劃單列市啞變量(Pla_ci)系數(shù)為負，表明行政管轄區(qū)域內(nèi)有計劃單列市的地方政府，在提供地方公共產(chǎn)品效率方面不如沒有計劃單列市的地方政府。

表3 地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率的線性面板模型檢驗結(jié)果(一)

(二)擴展性回歸結(jié)果

中國是一個幅員遼闊的多民族國家，地理、氣候、資源等客觀環(huán)境條件具有明顯的地區(qū)差異，會形成一定特征的地域文化。在特定地域文化的熏陶下，不同區(qū)域的政府官員和政府機構(gòu)容易附有某種特點的決策思維和行事風格，并在財政行為細節(jié)方面予以反映，從而可能對地方公共產(chǎn)品的供給效率產(chǎn)生影響。為排除區(qū)域效應的可能干擾，本文依據(jù)中國地域劃分的常見標準，通過在模型(6)的基礎上分別控制住不同劃分標準的區(qū)域效應，以確認基準回歸結(jié)論的解釋力。

根據(jù)表4的回歸結(jié)果，模型(7)將全國(28)本文的全國不包括港澳臺地區(qū)。分成東部、中部和西部等三大區(qū)域(29)東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。。在控制區(qū)域效應后，模型中的地方財政自給度系數(shù)顯著為正，表明地方財政自給度能夠促進地方公共產(chǎn)品供給效率。模型(8)將全國分成東北部、東部、中部和西部四大區(qū)域(30)這里的東北包括遼寧、吉林、黑龍江；東部包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南;中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。。在控制區(qū)域效應后，模型中的地方財政自給度系數(shù)顯著為正，還是表明地方財政自給度有利于地方公共產(chǎn)品供給效率的提高。模型(9)將全國分成東北、華北、華東、華中、華南、西北、西南等七大區(qū)域(31)這里的東北包括黑龍江、吉林、遼寧；華東包括上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東；華北包括北京、天津、山西、河北、內(nèi)蒙古；華中包括河南、湖北、湖南；華南包括廣東、廣西、海南；西南包括重慶、四川、貴州、云南、西藏；西北包括陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。。在控制區(qū)域效應后，模型中的地方財政自給度系數(shù)顯著為正，說明地方財政自給度確實會使地方政府注重公共產(chǎn)品的供給效率。

表4 地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率的線性面板模型檢驗結(jié)果(二)

同時，表3和表4中的模型(1)～(9)都通過Arellano-Bond二階殘差自相關(guān)檢驗，即模型擾動項差分不存在二階自相關(guān)性；利用構(gòu)建Hansen估計量進行的過度識別檢驗也表明，各模型中所設置的工具變量都有效，從而使實證回歸結(jié)論具有良好的解釋力。

七、穩(wěn)健性檢驗

(一)替換核心解釋變量

為檢驗本文實證回歸結(jié)論的穩(wěn)健程度，采用地方財政赤字率替換計量模型中的核心解釋變量地方財政自給度。具體為，令Ficz為地方政府的財政赤字率，fise為地方政府的本級財政支出，fisr為地方政府的本級財政收入，則地方財政赤字率的計算方法為：

(10)

理論上，地方財政自給度與地方財政赤字率會存在負相關(guān)關(guān)系。地方政府的財政自給度水平越高，意味著財政赤字率越低；財政自給度水平越低，則意味著財政赤字率越高。因而，可以從地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給技術(shù)效率具有正向作用的分析中，預期到地方財政赤字率理應對地方公共產(chǎn)品供給技術(shù)效率具有負向作用。同時，按照原本的實證回歸策略解決計量模型潛在的內(nèi)生性問題，繼續(xù)沿用基準回歸的變量處理方式和采用系統(tǒng)GMM方法進行估計，從而得到地方財政赤字率對地方公共產(chǎn)品供給技術(shù)效率的實際影響(結(jié)果見表5和表6)。

表5 地方財政赤字率對地方公共產(chǎn)品供給效率的線性面板穩(wěn)健性檢驗(一)

表5中模型(1)～(6)的回歸結(jié)果顯示，不管控制變量如何增減，地方財政赤字率系數(shù)符號均顯著為負，表明地方政府的財政赤字率越高，地方公共產(chǎn)品供給技術(shù)效率會越低；財政赤字率越低，地方公共產(chǎn)品供給技術(shù)效率反而越高。地方財政赤字率變動會使地方公共產(chǎn)品供給效率發(fā)生反方向變化的回歸結(jié)果，與實證預期一致。通過對比表3和表5中各模型的回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，控制變量系數(shù)雖然在統(tǒng)計顯著性方面有細微的差異，但符號方向始終不變。

表6 地方財政赤字率對地方公共產(chǎn)品供給效率的線性面板穩(wěn)健性檢驗(二)

表6中模型(7)～(9)的區(qū)域劃分標準與表4中模型(7)～(9)對應，其回歸結(jié)果顯示，不管采用何種區(qū)域劃分標準，同時控制住控制變量、時間效應和區(qū)域效應后，地方財政赤字率系數(shù)符號依然始終顯著為負，表明地方財政赤字率對地方公共產(chǎn)品供給效率能產(chǎn)生穩(wěn)定的負向作用，也印證了地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率存在促進效應。表5、6中模型(1)～(9)也都能通過擾動項差分自相關(guān)性檢驗和工具變量有效性檢驗，再次說明本文的實證回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

(二)更改計量分析方法

1.計量模型的設定

出于采用不同實證分析方法來檢驗地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率的影響是否穩(wěn)健的研究目的，這里借鑒陳詩一等(2008)的思路，將地方公共產(chǎn)品的純技術(shù)效率得分0.8以上認定為供給有效，得分0.6以下認定為供給無效(32)這里歸并變量的取值依據(jù)為前文純技術(shù)效率得分在A、C區(qū)間各自的下限臨界值。。如此一來，地方公共產(chǎn)品供給效率的變量數(shù)據(jù)就具有典型的兩端歸并特征，計量模型的被解釋變量也變?yōu)橐粋€受限的被解釋變量。如果直接采用OLS進行回歸分析，將會造成不一致的估計結(jié)果。同時，為避免使用斷尾回歸會造成觀測數(shù)據(jù)信息損失的可能影響，這里改為構(gòu)建面板Tobit模型進行歸并回歸。面板Tobit模型的形式為：

(11)

2.實證結(jié)果分析

首先，通過進行似然比檢驗、豪斯曼檢驗和F檢驗來確認混合效應、固定效應和隨機效應對模型的實際適用性。其中，似然比檢驗結(jié)果表明可以拒絕Tobit模型混合效應和隨機效應之間無差異的原假設(33)似然比檢驗結(jié)果(p value=0.0000)。，即不應當使用面板Tobit模型的混合效應來進行分析。豪斯曼檢驗結(jié)果則表明可以拒絕Tobit模型固定效應和隨機效應之間無差異的原假設(34)豪斯曼檢驗結(jié)果顯示chi2(15)=-51.39。，認為不應當使用面板Tobit模型的固定效應來進行分析。F檢驗結(jié)果表明可以拒絕Tobit模型固定效應和混合效應之間無差異的原假設(35)F檢驗結(jié)果(p value=0.0000)。，認為不應當使用面板Tobit模型的混合效應來進行分析。綜上，這里應采用隨機效應的面板Tobit模型進行回歸分析。

表7 地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率的非線性面板模型檢驗結(jié)果

其次，與線性面板模型的實證策略一樣，表7中模型(1)只控制時間效應，核心解釋變量地方財政自給度的系數(shù)顯著為正；模型(2)在模型(1)的基礎上，控制住三大區(qū)域劃分標準的區(qū)域效應后，地方財政自給度的系數(shù)仍顯著為正；模型(3)在模型(1)的基礎上控制住四大區(qū)域劃分標準的區(qū)域效應后，地方財政自給度的系數(shù)依舊顯著為正；模型(4)在模型(1)的基礎上控制住七大區(qū)域劃分標準的區(qū)域效應后，地方財政自給度的系數(shù)還是保持顯著為正。因而，表7中模型(1)～(4)的回歸結(jié)果可以看出，中國地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率具有促進效應的實證結(jié)論十分穩(wěn)健。

(三)同時替換核心解釋變量和更改計量方法

將地方財政自給度變量更換成地方財政赤字率，并采用非線性回歸模型進行分析。表8中模型(1)只控制時間效應，核心解釋變量地方財政赤字率的系數(shù)顯著為負；模型(2)在模型(1)的基礎上，控制住三大區(qū)域劃分標準的區(qū)域效應后，地方財政自給度的系數(shù)仍顯著為正；模型(3)在模型(1)的基礎上控制住四大區(qū)域劃分標準的區(qū)域效應后，地方財政赤字率的系數(shù)依舊顯著為正；模型(4)在模型(1)的基礎上控制住七大區(qū)域劃分標準的區(qū)域效應后，地方財政赤字率的系數(shù)還是保持顯著為正。因而，表8中模型(1)～(4)的回歸結(jié)果又一次表明，中國地方財政自給度對地方公共產(chǎn)品供給效率具有促進效應。

表8 地方財政赤字率對地方公共產(chǎn)品供給效率的非線性面板檢驗

八、結(jié)論與啟示

在現(xiàn)行的分稅制下，地方財政自給度下降雖然會給地方政府的本級預算平衡帶來壓力，卻沒有促使地方政府提高公共產(chǎn)品的供給效率。本文通過構(gòu)建理論模型進行分析，揭示出分稅制下地方政府財政自給度水平對地方公共產(chǎn)品供給效率具有正向的促進作用。同時，結(jié)合中國社會主要矛盾已經(jīng)發(fā)生改變的實際，本文采用系統(tǒng)GMM和面板Tobit計量方法分別實證檢驗了地方政府財政自給度水平對地方公共產(chǎn)品供給效率的實際影響。結(jié)果表明，地方財政自給度的提高，有利于地方公共產(chǎn)品的供給效率；地方財政自給度的下降，則不利于地方公共產(chǎn)品的供給效率。

基于以上結(jié)論，本文的政策啟示是：(1)應盡快理順中央與地方政府之間的財政關(guān)系，合理調(diào)整央地財權(quán)事權(quán)劃分，加快地方稅體系的構(gòu)建和健全，提升地方財政自給能力，從而提高地方公共產(chǎn)品供給效率。(2)“新冠肺炎”疫情給中國經(jīng)濟增長帶來的負面沖擊和催生出來的常態(tài)化防控，對各地財政的增收節(jié)支都造成壓力，為此，應加快全面實施預算績效管理，將“四本預算”都納入預算管理范圍，明確和做好責任主體區(qū)分、績效目標設定、支出效果評價和評估結(jié)果等各個績效管理的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，強化對地方政府“花錢問效”和“無效問責”的制度約束，確保地方公共產(chǎn)品的供給效率。(3)加快財政轉(zhuǎn)移支付的立法進程，增強轉(zhuǎn)移支付資金分配的權(quán)威性、合理性和穩(wěn)定性，并注意優(yōu)化一般性轉(zhuǎn)移支付和專項轉(zhuǎn)移支付的結(jié)構(gòu)，以進一步避免財政資金的效率損失，增強政府治理效能。