□鄭 軍 伍安琪

[安徽財經大學 蚌埠 233030]

引言

根據國家第七次人口普查數據，我國65歲及以上老齡人口已達19 064萬人，占總人口的13.5%①。據中國發(fā)展基金會預測，2050年這一比例將上升至27.9%②，人口老齡化達到峰值。我國即將面臨巨大養(yǎng)老壓力，但目前我國養(yǎng)老服務供給還處在不充分不平衡的發(fā)展狀態(tài)，尤其在我國農村地區(qū)，存在養(yǎng)老服務供需和供給結構不平衡、養(yǎng)老供給潛力釋放不充分等問題[1]。2021年2月21日中央一號文件《中共中央國務院關于全面推進鄉(xiāng)村振興加快農業(yè)農村現代化的意見》正式發(fā)布。文件提出推進農村現代化，推動農村養(yǎng)老服務設施建設，發(fā)展農村普惠性養(yǎng)老服務等多項要求和目標，以期有效解決農村養(yǎng)老服務供給問題。

養(yǎng)老服務供給是具有非排他性和競爭性的準公共物品[2]。公共物品供給離不開政府的主導作用。第一代財政分權理論認為，通過財政分權給予地方政府一定的收入權力和支出責任，有利于借助地方政府信息優(yōu)勢，解決公共物品供給的“市場失靈”問題，還可以促進地方政府產生政府間“標尺競爭”[3]，從而提高公共物品供給效率[4～5]。近年來，傳統(tǒng)的財政分權理論逐漸向“第二代財政分權理論”演化，第二代財政分權理論認為，由于存在地方官員激勵和財政預算軟約束等問題，地方政府并非完全追求社會福利最大化[6]。一方面，財政分權對地方政府維持公共品有效供給，不能形成長期的良性競爭激勵[7]。對于我國農村養(yǎng)老服務供給支出，地方政府完成幸福院等養(yǎng)老機構建設可以申請得到中央補貼資助，但補貼只是一時的，養(yǎng)老服務機構持續(xù)經營需要政府持續(xù)的補貼。由于養(yǎng)老服務機構的經濟效益弱，地方政府支出激勵弱[8]，更多時候地方政府會因為投資競爭，擠占公共物品投資，造成公共服務相較于經濟發(fā)展滯后[9～10]。另一方面，我國實行分稅制改革以來，中央上收財權下解事權使得地方財政收入與支出責任失衡，從而導致公共物品財政支出受限[11]。此外，中國的社會制度使得財政分權理論中“用腳投票”等機制難以實現，無法發(fā)揮其監(jiān)督和約束作用[12]?？梢?，受國情和財政體制的影響，財政分權對地方政府供給公共物品的作用結果不同。對于我國農村養(yǎng)老服務這種特殊的公共物品，財政分權如何通過影響地方政府行為對其供給產生作用？其中的影響機制又是如何？本文將通過理論模型和實證檢驗對上述問題展開討論。

本文通過建立包含消費者、生產者和政府部門的理論模型，分析財政分權對農村養(yǎng)老服務供給的影響機制。并在理論推導的基礎上，基于我國省級面板數據，構建計量模型展開實證分析，進一步驗證影響機制的科學性。本文的貢獻在于：（1）構建了財政分權、地方政府偏好和農村養(yǎng)老服務供給的理論模型，從綜合性財政分權指標、收入分權和支出分權三方面，多角度分析了地方政府受財政分權水平影響，在財政預算約束、異化GDP激勵下，抑制公共服務財政支出、導致農村養(yǎng)老服務供給不充分的理論機制。（2）利用我國31省近11年的面板數據，展開實證分析，從農村社區(qū)養(yǎng)老、居家養(yǎng)老和機構養(yǎng)老三個方面，多維度衡量農村養(yǎng)老服務供給水平，實證檢驗財政分權對農村養(yǎng)老服務供給的影響，將農村養(yǎng)老問題與政府結合，為進一步研究我國農村養(yǎng)老服務供給提供新的思路。

一、文獻綜述

對于我國農村養(yǎng)老服務供給，大量學者從不同的角度展開了研究，包括供給側改革視角、鄉(xiāng)村振興視角及新型城鎮(zhèn)化視角等，主要形成了以下研究結論：一是，我國農村養(yǎng)老服務供給水平低，城鄉(xiāng)供給不均衡，存在供給失靈的狀況[13～14]。二是強調多元化的供給方式，即鼓勵政府、家庭、社區(qū)和市場聯合起來構建農村養(yǎng)老服務供給體系[15～16]，提高我國農村養(yǎng)老服務供給效率和供給水平。三是強調政府在農村養(yǎng)老服務供給中的重要作用，突出政府的核心地位，通過發(fā)揮統(tǒng)籌和頂層設計作用，推動農村養(yǎng)老服務市場化、多元化發(fā)展[17～19]。其中為了進一步研究政府在養(yǎng)老服務供給中的作用機制，有不少學者從公共服務供給的角度探索養(yǎng)老服務與政府的關系，基于西方公共服務市場化角度探索我國政府促進養(yǎng)老服務發(fā)展和完善的機制[1～2,20]。但較少有學者從財政分權的角度探索政府與養(yǎng)老服務供給的關系。

財政分權理論起源于西方國家，該理論認為地方政府供給公共物品更有效率，對于分權理論在中國的適用現狀，目前存在三種觀點：一是財政分權有利于公共物品供給。地方政府具有信息優(yōu)勢，通過分權給予地方政府公共服務供給財權，可以更好地滿足地方居民對公共服務的需求，提高公共物品供給效率[4～5,21]。二是財政分權存在負面效應。在發(fā)展中國家，地方政府為追求經濟增長，易忽視公共服務投入，再加上地方政府財權與事權的不匹配，受地區(qū)經濟發(fā)展水平限制，對具有福利性質的公共物品供給心有余而力不足，導致財政分權產生負面效果，降低公共物品的供給效率[22～25]。三是財政分權對公共物品供給的作用并非簡單的線性關系，而是一種非線性的倒“U”型關系，即在一定范圍內財政分權能夠提升公共文化服務的供給效率，但過度的財政分權，會導致激勵效應減弱，使得公共文化服務的供給效率下降[26～27]。學界對于財政分權在公共物品供給中的作用效果目前還沒有一個統(tǒng)一的結論，究其原因在于財政分權度量指標的不統(tǒng)一。較多文獻使用地方政府人均財政收支占中央政府人均財政收支的比來衡量財政分權水平[22～23,28]，也有學者通過在財政分權中選取多種指標構造綜合性財政分權指數來度量財政分權水平[26,29～30]。

綜上所述，總結以下三點：（1）我國農村養(yǎng)老服務供給不充分、不平衡，供給體系的完善急需政府發(fā)揮引導和支持作用，政府在我國農村養(yǎng)老服務供給中處于關鍵核心地位。（2）養(yǎng)老服務具有準公共物品性質，西方分權理論普遍認為財政分權有利于提高公共物品供給水平，但這種作用在中國的財政體制下能否有效發(fā)揮，學界還沒有達成一致的觀點。財政分權水平的測度指標的選擇對研究結果有重要影響，因此在做研究時要慎重選擇度量指標。（3）盡管現有文獻已經對財政分權和公共物品如醫(yī)療、基礎教育等之間的關系有充分的研究，且大多強調政府的重要作用，但很少有文獻對養(yǎng)老這種特殊的公共物品與財政分權之間的相關關系進行研究。因此，本文將結合目前財政分權與公共物品供給相關研究的現狀，綜合各學者的研究觀點，在前人的研究基礎上展開研究。

二、理論模型

中央通過財政分權給予我國地方政府財政收支權力，地方政府充分發(fā)揮自主能力有利于提高社會公共服務供給水平，但受政府間競爭、地方對中央轉移支付的過度依賴、稅收扭曲等不利因素的影響，財政分權的結果會發(fā)生偏差，從而導致公共服務供給效率下降[31]。當這種負面影響的抑制作用較大時，對于農村養(yǎng)老服務供給就會產生地區(qū)發(fā)展不平衡、供給水平低下等問題，從而導致農村養(yǎng)老服務供給不足、養(yǎng)老保障體系不完善。本文在綜合了多位學者的研究成果后，借鑒崔志坤和張燕[28]、儲德銀等[26]、郭慶旺和賈俊雪[32]學者的研究框架，構造了一個包含財政分權水平和農村養(yǎng)老服務供給的理論模型。中央政府按照財政分權體制給予地方稅收權力，向地方政府分配稅收收入，地方政府通過充分發(fā)揮自主作用，安排地方財政支出，發(fā)展地方經濟，保障公共服務供給。由于地區(qū)發(fā)展不平衡、各地經濟發(fā)展水平存在差異，各地方政府財政收入條件不一，因此，中央政府通過轉移支付平衡地方政府收支缺口。但由于信息不對稱等問題的存在，中央政府很難及時監(jiān)督地方政府行為，地方政府對稅收收入和轉移支付在各個領域的分配支出存在效率損失，如將轉移支付投入到經濟產出較高的部分而忽視公共物品投入，從而無法有效發(fā)揮轉移支付的作用等，因此，財政分權的作用會受地方政府行為的影響。本文在論證分權水平與養(yǎng)老服務供給的線性關系之后，分別從財政收入分權和財政支出分權兩個方面論證不同分權結構對養(yǎng)老服務供給的影響。

（一）財政分權與農村養(yǎng)老服務供給

首先，構造地方居民的效用函數 UC(Q)，為地方政府提供的公共物品和公共服務的數量，由于此處要研究養(yǎng)老服務供給，因此將地方政府供給的公共物品和公共服務分為養(yǎng)老服務和非養(yǎng)老服務，有 Q =Qa+Qb。為計算簡便，參考郭慶旺和賈俊雪的模型設計[32]，采用二次多項式形式的效用函數，有居民效用函數：

為簡化模型，借鑒郭慶旺和賈俊雪[33]的研究，假設地方政府通過委托地方企業(yè)生產公共物品、提供公共服務，企業(yè)生產公共物品的每單位邊際成本設為，除了生產成本以外，企業(yè)還要向地方政府提供租金，設每單位邊際租金金額為，故企業(yè)的生產總成本為 C =(θ+η)·Q，企業(yè)可獲取的利潤為：

地方政府在保障企業(yè)追求的π =G-(θ+η)·Q ≥ 0條件下，追求自身目標函數的效應最大化：

依據郭慶旺和賈俊雪在財政分權、政府組織結構與地方政府支出規(guī)模的研究[32]，通過理論模型推導得出的地方政府最優(yōu)支出規(guī)模下的最優(yōu)均衡條件，推導得：

命題1：財政分權對農村養(yǎng)老服務供給存在抑制作用，即農村養(yǎng)老服務供給隨財政分權水平的上升而下降，政府提高財政分權將會降低農村養(yǎng)老服務供給水平。

即地方公共服務支出水平對政府福利性財政支出偏好為正，且受中央向地方轉移支付的比例系數影響，中央轉移支付比例越高，政府財政支出偏好對養(yǎng)老服務供給的正向促進作用越明顯。由此可得命題2。

命題2：政府福利性財政支出偏好越高，農村養(yǎng)老服務供給數量越多，且中央轉移支付可以提高這種偏好的促進效應。

（二）不同分權指標與農村養(yǎng)老服務供給

基于以上理論均衡模型得到的結論，結合龔峰和雷欣[33]、張晏和龔六堂[34]對眾多文獻的研究總結，從財政收入分權和財政支出分權兩個角度進行分析。

1. 財政收入分權與農村養(yǎng)老服務供給

命題3：財政收入分權抑制農村養(yǎng)老服務供給，即農村養(yǎng)老服務供給隨財政收入分權水平的提高而下降。

從經濟含義來看：財政收入分權水平提高意味著地方財權水平提高，地方可支配更多的財政收入，但受我國目前財政體制中異化GDP激勵、地方競爭等因素的影響，地方政府將財政支出偏好于投入到具有經濟效益的領域，從而擠壓了具有準公共物品性質的農村養(yǎng)老服務支出，抑制農村養(yǎng)老服務供給。

2. 財政支出分權與農村養(yǎng)老服務供給

因此得到命題4。

命題4：財政支出分權抑制農村養(yǎng)老服務供給，即農村養(yǎng)老服務供給水平隨財政支出分權水平的提高而下降。從經濟含義看：財政支出分權水平提高意味著地方政府財政支出事權水平提高，由于我國地方政府財政收入有限，收支不平衡，地方政府支出責任提高，財政收支缺口進一步加大，存在較大財政壓力，從而難以顧及農村養(yǎng)老服務供給支出。

三、模型設定、變量定義、數據來源與統(tǒng)計特征

根據理論模型的推導，本文從綜合財政分權指標、財政收入分權和支出分權三個角度研究財政分權對農村養(yǎng)老服務供給的影響，各模型都使用面板數據固定效應模型進行計量檢驗。

（一）經濟計量模型設定

對于面板數據，依據理論推導中的式（9）（11）和（13）建立計量模型，采用動態(tài)面板估計GMM模型，分析財政綜合分權、財政收入分權和財政支出分權對農村養(yǎng)老服務供給水平的影響。

（二）變量定義及計算處理

1. 農村養(yǎng)老服務供給水平

本文參考賈智蓮和盧洪友[35]、王雪輝和彭聰[36]等學者的研究，在農村養(yǎng)老服務供給水平的指標選取中，結合農村養(yǎng)老服務供給的特點，從居家養(yǎng)老、社區(qū)養(yǎng)老、機構養(yǎng)老三個方面選取具有代表性的數據進行回歸。具體的，以各地農村基礎養(yǎng)老金水平的對數代表農村居家養(yǎng)老供給水平；以農村養(yǎng)老機構對數 ln ncyljgit代表農村機構養(yǎng)老供給水平，以農村社區(qū)養(yǎng)老服務對數 ln sqylfwit代表社區(qū)養(yǎng)老供給水平。

2. 財政分權水平

財政分權度量指標的選擇對實證結果具有重要影響，為此本文參考眾多學者研究[27,30,37]，結合理論模型中推導得出的命題，從綜合性指標和單一性指標兩種角度構造財政分權的變量。

（1）綜合財政分權指標構造

通過綜合指數整體度量財政分權水平對農村養(yǎng)老服務供給的影響。從支出分權、財政收入分權和財政自給率三個方面選取相應指標構造綜合分權指數，并依據儲德銀等的研究[26]，對各項指標在指數中的權重進行確定。其中各指標的定義公式為：

對各項指標進行去量綱化的處理，采用以下去量綱化的方法：

（2）不同財政分權指標的定義

對于單一性財政分權指標，選取財政收入分權和支出分權度量指標，其中：

收入分權代表地方財政自有收入的比重，收入分權水平越高意味著地方本級收入越高。支出分權衡量地方支出責任的水平，支出分權水平越高，地方財政支出責任越大，財政負擔越重。從收入和支出兩個角度分別進行度量更能夠更全面地分析財政分權對農村養(yǎng)老服務的影響。同時，為了消除地方人口差異的影響，此處對各級政府財政收入和支出水平都進行了人均化處理。財政分權綜合指數如表1所示。

表1 財政分權綜合指數

3. 政府福利性財政支出偏好

政府支出偏好決定政府對福利性公共服務的購買數量和支持程度，反映地方政府在支配財政收入時，有多大的可能和比例用于支持經濟效益較低或者不具有經濟效益的項目。本文參考丁瑋蓉和張帆的研究[38]，以社會保障及就業(yè)支出占地方政府一般公共預算支出的比，衡量地方政府財政支出中對農村養(yǎng)老服務供給這類福利支出的偏好。

4. 控制變量

首先是反映地方政府財政特征的相關變量，包括地方人均轉移支付對數，代表中央政府對地方政府轉移支付的規(guī)模；地方人均轉移支付與財政分權的乘積交互項，以驗證地方人均轉移支付與財政分權指標是否存在交互效應，同時便于進一步分析轉移支付的影響作用；地方政府財政自給率水平，即地方財政收入和財政支出之比，反映財政自主支出水平；其次是社會人口及老齡化程度相關變量，包括老齡化水平，65歲及以上老齡人口比重；老人撫養(yǎng)比，即農村地區(qū)老齡人口與勞動力人口之比，反映地區(qū)家庭養(yǎng)老壓力。最后是經濟發(fā)展水平及經濟社會發(fā)展狀況和競爭狀況的相關變量，包括地方人均GDP水平的對數，通過取人均指標消除地區(qū)間人口的差異影響，更好衡量地區(qū)經濟發(fā)展水平；地方人均消費水平的對數和地方人口對數以及地方人均FDI的對數，衡量地方政府的競爭程度。

（三）內生性問題

考慮到財政分權與農村養(yǎng)老服務供給可能存在雙向因果關系，即當農村養(yǎng)老服務供給水平過低，從而導致農村養(yǎng)老服務與老齡化水平不匹配，養(yǎng)老壓力增大的情況下，對政府財政支出存在影響，從而引發(fā)內生性問題。為消除可能存在的內生性問題，參考陳安平和杜金沛及余長林的研究[39～40]，選擇各財政分權指標的滯后項為工具變量。工具變量的選取基于外生性和相關性，首先從外生性來看，上一期的財政分權是已經確定和發(fā)生的數據，受當期的農村養(yǎng)老服務供給影響較弱；其次從相關性來看，上一期財政分權水平與當期財政分權水平相關，對當期農村養(yǎng)老服務供給可以產生間接的影響，從而具有相關性。

（四）數據來源和統(tǒng)計特征

本文的數據來源是國家統(tǒng)計部門公開發(fā)布的權威數據，養(yǎng)老服務有效供給相關數據來自于歷年民政事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報、《中國統(tǒng)計年鑒》及各省民政網站的相關數據。財政分權相關數據來自于《中國財政年鑒》《中國稅務年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》?？紤]到數據的可獲得性，選取了2009～2019年的省級面板數據。各變量的數值統(tǒng)計特征如表2所示。

表2 主要變量統(tǒng)計特征

從表2的統(tǒng)計特征結果來看，我國各省農村養(yǎng)老供給水平普遍較低。支出分權均值小于收入分權均值。從綜合性財政分權指標度量的財政分權水平在各省之間的差異和波動性更大，收入分權和支出分權反映的各省差距較小，可見綜合性財政分權指標和單一性財政分權指標存在明顯的差異。同時從綜合性分權指標和單一分權指標兩方面，以多種形式測度財政分權水平更能全面的考察財政分權。

四、財政分權、政府偏好與農村養(yǎng)老服務供給的實證分析

根據理論模型推導得到財政分權抑制農村養(yǎng)老服務供給。為充分驗證理論模型，本文分別建立計量模型驗證各指標與農村養(yǎng)老服務供給的關系。為體現財政分權對農村養(yǎng)老服務供給的延續(xù)性影響，以及前一期農村養(yǎng)老服務供給對本期養(yǎng)老服務供給的影響，使用動態(tài)面板GMM估計方法。

（一）財政分權綜合指數對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用

1. 實證結果

基于模型對應的（17）式，采用動態(tài)面板GMM估計對應的模型進行檢驗，得到的基準回歸結果如下所示：

由表3的回歸結果可得，基于我國31省的面板數據構造的財政分權綜合指數對農村養(yǎng)老服務供給存在顯著負向相關作用，從而驗證了理論模型中命題1的結論，即過度提高財政分權水平、過度下解財政權力，不利于農村養(yǎng)老服務供給，提高綜合財政分權水平將會導致農村養(yǎng)老服務供給減少，這與我們的理論分析結果相同。從實證結果還可以看到，財政分權綜合指數與轉移支付的交互項對農村養(yǎng)老服務供給有正向相關作用，即財政分權下中央通過轉移支付對農村養(yǎng)老服供給有促進作用。從分地域回歸結果來看，東部地區(qū)出現了符號差異，東部地區(qū)財政分權水平系數為25.155 42，表明東部地區(qū)財政分權水平越高，越能促進地方政府供給農村養(yǎng)老服務。而中部和西部地區(qū)則有較為相似的負向作用。

表3 財政分權指數的基準估計結果

在該基準回歸模型中，選取財政分權指數的前一期分權指數水平作為工具變量，由自相關檢驗結果AR(2)指標為0.645＞0.1得，自相關檢驗無法拒絕原假設，即擾動項無自相關，且Hansen檢驗結果為0.994＞0.1，即過度識別檢驗無法拒絕原假設，所選取的工具變量為外生，符合對工具變量的要求，因此該回歸結果較為可信。

2. 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證財政分權指數對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用，對財政分權指數的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。表4通過變換不同的農村養(yǎng)老服務供給度量指標，包括農村居家養(yǎng)老水平、農村社區(qū)養(yǎng)老水平和農村機構養(yǎng)老水平，與財政分權指數進行回歸，得到的回歸結果如下表4所示。

表4 財政分權指數的穩(wěn)健性檢驗結果

3. 實證結果分析

首先從綜合財政分權指數對農村養(yǎng)老服務供給的影響系數正負來看，財政分權對農村居家、社區(qū)和機構養(yǎng)老服務供給水平都存在顯著的負向相關影響，從經濟意義上來看，政府財政分權水平提高，對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用主要有兩方面原因：一是，中國財政分權導致地方政府收支不平衡，受異化GDP激勵、“蒼蠅紙效應”、支出偏好等因素影響，地方政府對于非經濟性公共物品供給缺少有效的激勵，從而導致了養(yǎng)老服務有效供給的不足[22]。二是，由于缺乏有效的監(jiān)督機制進行行為約束[37]，發(fā)展中國家的地方政府行為通常容易受到干擾，而中央無法有效管控地方政府的行為偏差，從而導致了地方政府公共品供給的低效率。

其次，從表4農村居家、社區(qū)和機構養(yǎng)老與財政分權指數的回歸結果來看，綜合性財政分權指數存在顯著抑制作用，且對農村社區(qū)養(yǎng)老的供給的影響作用系數最大，表明在農村居家、社區(qū)和機構養(yǎng)老服務供給中，社區(qū)受基層政府組織管理影響，與政府行為有密切聯系，在農村社區(qū)，通過村委會等自治組織的支持，可以較為有效地提供養(yǎng)老服務，因此財政政策和政府行為對農村社區(qū)層面的影響較大。除此之外，政府財政分權指數對機構養(yǎng)老服務水平的抑制作用也較大。財政分權影響地方政府的支出行為，農村機構養(yǎng)老具有市場性質，我國養(yǎng)老服務市場供給處于發(fā)展的初級階段，需要政府的支持，因此地方政府財政分權水平對機構養(yǎng)老供給的影響較大。綜合財政分權指數與中央對地方人均轉移支付的作用結果，農村社區(qū)養(yǎng)老受政府財政分權指數抑制性影響最深的同時，也是人均轉移支付改善養(yǎng)老服務供給情況最明顯的部分，中央人均轉移支付對改善農村社區(qū)養(yǎng)老服務供給水平的作用系數是居家養(yǎng)老和機構養(yǎng)老的多倍；中央政府對地方政府的轉移支付也可以緩解農村機構養(yǎng)老服務供給的不足，但沒有其對農村社區(qū)養(yǎng)老的促進作用明顯。

最后從財政分權指數在各個地區(qū)的回歸結果來看，東部地區(qū)財政分權促進農村養(yǎng)老服務供給，中、西部地區(qū)表現為抑制。由于東部地區(qū)經濟狀況發(fā)展良好，地方政府有充足的財政資金以應對公共服務供給，因此表現為地方政府可以有效發(fā)揮作用，保障農村養(yǎng)老服務供給水平。

（二）財政收入分權對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用

1. 實證結果

基于公式（18）采用動態(tài)面板GMM估計進行檢驗，得到的回歸結果如表5所示。

表5 收入分權的基準估計結果

由上表帶控制變量的固定效應回歸結果可得，基于我國31省的面板數據的財政收入分權對農村養(yǎng)老服務供給存在負向相關作用，從而驗證了理論模型中命題3的結論，即財政收入分權水平提高不利于養(yǎng)老服務供給，提高財政分權水平將會導致農村養(yǎng)老服務供給減少，這與我們的理論分析結果相同。從轉移支付項的系數1.274 597為正的結果分析，在收入分權下，轉移支付對收入分權產生的抑制影響有緩解作用。

在該基準回歸模型中，選取財政收入分權的前一期收入分權水平作為工具變量，由自相關檢驗結果AR(2)指標為0.217＞0.1得，自相關檢驗無法拒絕原假設，即擾動項無自相關，且Hansen檢驗結果為0.963＞0.1，即過度識別檢驗無法拒絕原假設，所選取的工具變量為外生，符合對工具變量的要求，因此該回歸結果較為可信。

2. 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證財政收入分權對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用，對財政收入分權的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。表6通過變換不同的農村養(yǎng)老服務供給度量指標，包括農村居家養(yǎng)老水平、農村社區(qū)養(yǎng)老水平和農村機構養(yǎng)老水平，與財政收入分權進行回歸，得到的回歸結果如表6所示。

表6 收入分權的穩(wěn)健性檢驗結果

3. 實證結果分析

首先，從上述實證結果與穩(wěn)健性檢驗來看，收入分權與農村養(yǎng)老服務有效供給存在顯著負向相關，即收入分權水平提高抑制養(yǎng)老服務有效供給水平上升。收入分權衡量的是地方政府財政自有收入的水平，體現地方政府掌握財權水平的高低。收入分權水平越高，地方自主性財政收入越多，對中央依賴性越低，地方政府支出受自主偏好支配，易偏離中央的管控。在我國經濟增長導向的政績評價體系下，受異化GDP激勵的作用[23]，地方政府偏好向具有經濟效益的領域支出，從而擠壓農村養(yǎng)老服務供給，導致供給水平下降。其中相較于農村居家和機構養(yǎng)老而言，農村社區(qū)養(yǎng)老同樣受政府財政收入分權水平變化的影響最大，其次為農村居家養(yǎng)老?？紤]到收入分權提高導致地方政府行為激勵不足、約束欠缺，此時財政分權水平越高，地方政府支出越扭曲，而居家養(yǎng)老的重要評價指標—基礎養(yǎng)老金水平受政府財政收入水平的影響大。對于市場化養(yǎng)老機構，如果缺少政府資金補貼和政策支持，養(yǎng)老機構將失去重要的保障，從而導致機構養(yǎng)老發(fā)展和社會參與建設熱情不高、服務供給水平下降。

其次，從轉移支付與收入分權的交互項系數顯著為正的回歸結果可以得出，中央轉移支付可以緩解財政收入分權對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用，但中央轉移支付本身對農村養(yǎng)老服務供給也存在抑制作用。在地方收入分權水平提高的情況下，提高轉移支付水平將會進一步給予地方更多的財權，由于存在預算軟約束，中央對地方轉移支付的分配缺乏有效的監(jiān)督和約束[37]，地方政府將繼續(xù)擠壓轉移支付對農村養(yǎng)老服務供給的支出，從而進一步拉大農村養(yǎng)老服務供給支出與經濟性領域支出的差距，進一步降低了農村養(yǎng)老服務供給水平。

（三）財政支出分權對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用

1. 實證結果

基于公式（19）采用動態(tài)面板GMM估計進行檢驗，得到的回歸結果如下：

從表7的回歸結果來看，支出分權對我國農村養(yǎng)老服務供給存在顯著的抑制作用，從而驗證了命題4。即支出分權水平越高，農村養(yǎng)老服務供給水平越低。在該基準回歸模型中，選取財政支出分權的前一期支出分權水平作為工具變量，由自相關檢驗結果AR(2)指標為0.213＞0.1得，自相關檢驗無法拒絕原假設，即擾動項無自相關，且Hansen檢驗結果為0.992＞0.1，即過度識別檢驗無法拒絕原假設，所選取的工具變量為外生，符合對工具變量的要求，因此該回歸結果較為可信。

表7 支出分權的基準估計結果

2. 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證財政支出分權對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用，對財政支出分權的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。表8通過變換不同的農村養(yǎng)老服務供給度量指標，包括農村居家養(yǎng)老水平、農村社區(qū)養(yǎng)老水平和農村機構養(yǎng)老水平，與財政收入分權進行回歸，得到的回歸結果如下表8所示。

表8 支出分權穩(wěn)健性檢驗結果

3. 實證結果分析

首先，從實證結果來看，財政支出分權與農村養(yǎng)老服務供給間存在顯著的負向相關關系，即財政支出分權水平越高，農村養(yǎng)老服務供給水平越低。支出分權衡量地方政府支出責任的大小，即地方政府財政自行支出占財政總支出的比例。地方政府收入有限，支出分權水平越高，地方財政支出事權越大，即地方政府承擔的財政支出責任越多，地方政府承擔支出責任越多，地方財政收入支撐支出越困難，從而無暇顧及不具有較大經濟效益的、福利性質的農村養(yǎng)老服務供給支出。即支出分權水平越高，地方政府越難對農村養(yǎng)老服務供給進行支出。其中，農村養(yǎng)老機構供給水平受財政支出分權影響最大，從另一角度看，降低支出分權水平對農村機構養(yǎng)老服務供給的促進最大，即中央直接供給農村養(yǎng)老，降低地方支出事權可以充分促進農村養(yǎng)老機構供給水平提高。

其次，從表8的回歸結果來看，中央轉移支付對農村養(yǎng)老服務供給也存在顯著促進作用。中央轉移支付對農村養(yǎng)老服務供給的促進作用在財政支出分權下，僅對機構養(yǎng)老服務供給有顯著的促進作用。在收入分權下，轉移支付的促進作用系數為1.169 667，而支出分權下，這一系數為0.634 355 6，說明轉移支付可以緩解地方政府支出壓力，縮小收支差距，進而使得地方政府有能力支持養(yǎng)老機構發(fā)展，提供養(yǎng)老服務。但從系數大小來看，轉移支付對緩解財政分權造成的農村養(yǎng)老服務供給抑制作用甚微，轉移支付項系數遠遠小于財政分權抑制作用的作用系數。

（四）財政支出偏好對農村養(yǎng)老服務供給的促進作用

1. 實證結果

基于公式（20）采用動態(tài)面板GMM估計進行檢驗，得到的回歸結果如下：

從表9的回歸結果來看，我國地方政府支出偏好對我國農村養(yǎng)老服務供給存在顯著的促進作用，從而驗證了命題2。即政府對福利性支出的偏好水平越高，農村養(yǎng)老服務供給水平越高。且從我國東、中、西部的回歸結果來看，基本符合偏好越高，供給越高的結論。

表9 支出偏好的基準估計結果

在該基準回歸模型中，選取地方政府支出偏好的前一期支出偏好水平作為工具變量，由自相關檢驗結果AR(2)指標為0.572＞0.1得，自相關檢驗無法拒絕原假設，即擾動項無自相關，且Hansen檢驗結果為0.998＞0.1，即過度識別檢驗無法拒絕原假設，所選取的工具變量為外生，符合對工具變量的要求，因此該回歸結果較為可信。

2. 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證財政支出偏好對農村養(yǎng)老服務供給的影響作用，對財政支出偏好的回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗。通過變換不同的農村養(yǎng)老服務供給度量指標，包括農村居家養(yǎng)老水平、農村社區(qū)養(yǎng)老水平和農村機構養(yǎng)老水平，與偏好水平進行回歸，得到的回歸結果如表10所示。

表10 支出偏好穩(wěn)健性檢驗結果

3. 實證結果分析

首先，從實證結果來看，地方政府支出偏好與農村養(yǎng)老服務供給間存在顯著的正向相關關系，即政府越偏好福利性支出，越關注社會福利供給水平，農村養(yǎng)老服務供給水平越高。其次，從表9的回歸結果來看，政府支出偏好對農村養(yǎng)老服務供給的顯著促進作用在東部和西部地區(qū)較為明顯，在中部地區(qū)起到的促進作用十分有限。中央轉移支付對農村養(yǎng)老服務供給的促進作用進一步提高了政府支出偏好的作用系數。在東部地區(qū)轉移支付作用為負時，偏好系數2.567小于西部地區(qū)的9.075，在居家養(yǎng)老服務，轉移支付作用為正時，偏好系數0.566大于農村機構養(yǎng)老0.138 7。因此，再次驗證了中央轉移支付在財政分權體系中可以作為很好的調節(jié)機制，發(fā)揮重要作用。最后，結合表9和表10的回歸結果來看，中央政府轉移支付對于東部地區(qū)養(yǎng)老服務供給和農村機構養(yǎng)老的促進作用可能會抑制地方政府對福利性財政支出的偏好，既表現為地方政府過多依賴于中央政府關于福利性財政支出的轉移支付，從而會減少經濟效益較低或者無經濟效益的福利性財政支出項目，從而地方政府福利性財政支出偏好降低或者說地方政府福利性財政支出偏好對養(yǎng)老服務供給的促進作用降低。且農村機構養(yǎng)老這一更具有市場化性質的養(yǎng)老服務供給受這種抑制作用的程度更為明顯。

五、結論和政策建議

我國人口老齡化發(fā)展速度逐漸加快，養(yǎng)老服務供給問題急需得到解決，尤其在我國廣大的農村地區(qū)，養(yǎng)老服務供給與需求存在較大差距。對于養(yǎng)老服務供給這種特殊的準公共物品，需要政府發(fā)揮重要的作用。為提高地方公共物品供給效率，世界各國廣泛選擇了財政分權[41]，對于發(fā)展中的中國而言，財政分權對養(yǎng)老服務供給存在怎樣的影響？從中央到地方，財政分權的作用是否能夠有效發(fā)揮？本文基于理論模型和實證檢驗分析了財政分權對農村養(yǎng)老服務供給的影響和作用機制。

本文實證結果表明財政分權顯著抑制農村養(yǎng)老服務供給。財政收入分權和支出分權以及綜合性財政分權指標都表現出對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用。地方政府行為受財政分權水平的影響，主要從以下幾個方面對養(yǎng)老服務有效供給產生抑制作用：首先，從收入分權角度來看：財政分權賦予地方政府財權，但由于地區(qū)發(fā)展水平的不同，導致地方財政收入的差異，受地區(qū)競爭、異化GDP激勵等因素影響，地方政府對于非經濟性公共物品供給缺少積極性，從而導致了養(yǎng)老服務有效供給的不足。同時，由于缺乏有效的監(jiān)督機制約束地方政府行為，發(fā)展中國家的地方政府行為通常容易受到干擾，而中央無法有效管控地方政府的行為偏差，從而導致了地方政府對供給農村養(yǎng)老服務的財政支出減少。其次，從支出分權角度來看：自主性支出水平越高，地方政府承擔的事權責任越大，在收支不平衡、經濟發(fā)展水平低等情況下，地方政府面臨較大的財政支出壓力，從而無暇顧及農村養(yǎng)老服務供給支出，而更愿意向具有經濟效益的產業(yè)投入，從而擠壓了非經濟性公共品的財政支持，導致養(yǎng)老服務有效供給水平下降。轉移支付對農村養(yǎng)老服務供給主要表現為促進作用，通過減小收支差距、彌補了財政收支缺口，可以在一定程度上，緩解地方政府財政支出壓力，但地方政府過度依賴轉移支付將會抑制地方稅收積極性，從而不利于經濟發(fā)展，反而會進一步加深財政分權對養(yǎng)老服務供給的抑制作用。最后，從政府福利性財政支出偏好的回歸結果來看，政府支持經濟效益較低的福利性財政支出的偏好對農村養(yǎng)老服務供給水平的提高具有重要促進作用，支持福利性財政支出的政府受中央轉移支付的激勵會進一步擴大農村養(yǎng)老服務供給，這一作用主要體現在農村居家養(yǎng)老和農村社區(qū)養(yǎng)老中，而對于具有一定市場化性質的農村機構養(yǎng)老而言，中央對地方政府的轉移支付則沒有表現出進一步促進養(yǎng)老服務供給的作用結果。

本文的政策含義主要有：第一，地方政府在農村養(yǎng)老服務供給中具有重要作用，地方政府財政收入和支出行為直接影響農村養(yǎng)老服務供給水平，為緩解地方政府財政分權對農村養(yǎng)老服務供給的抑制作用，中央政府要完善地方政府公共服務支出的財政政策和體制機制建設，針對農村養(yǎng)老服務設置專項財政資金，專款專用，保證財政資金的使用效率。第二，加強對地方政府行為的激勵和約束。針對地區(qū)養(yǎng)老服務供給水平，建立統(tǒng)一的評級標準，設置評級制度，對農村養(yǎng)老服務供給水平有明顯提高的地區(qū)實行財政補貼和獎勵，激勵政府加大非經濟性公共品的財政投入。同時，加大對公共品專項轉移支付使用的監(jiān)督，約束地方政府行為，保障公共品的有效供給。第三，提高針對養(yǎng)老服務供給的專項轉移支付水平。轉移支付可以調整地方政府財政收支失衡水平，是中央重要的調控手段，轉移支付可以在一定程度上緩解養(yǎng)老服務供給的不足，因此中央可以設置專項轉移支付、合理規(guī)劃轉移支付的比例、提高轉移支付運用效率，更加有效的促進養(yǎng)老服務供給水平提升。第四，通過完善對社會化養(yǎng)老機構的財政補貼政策，充分調動市場積極性，促進農村養(yǎng)老服務市場化發(fā)展。我國農村養(yǎng)老服務市場化受政府財政支出結果的影響較大，相較于調控農村社區(qū)和居家養(yǎng)老水平，財政支出對養(yǎng)老機構的作用效果最為明顯，因此國家要加大對農村養(yǎng)老服務市場化供給的資金支持力度，完善市場化發(fā)展的相關政策，通過促進我國農村養(yǎng)老服務市場化，提高我國農村養(yǎng)老服務供給水平。

注釋

① 數據來源：國家統(tǒng)計局網站. http://www.stats.gov.cn/.

② 數據來源：中國發(fā)展研究基金會網站. https://cdrf.org.cn/.