省以下财政分权对公共服务供给的门限效应

庞 伟，孙玉栋

(中国人民大学 公共管理学院，北京 100872)

一、 引言

党的十九大报告指出：“我国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。”中国特色社会主义进入新时代，但是民生领域依然存在不少短板，基本公共服务均等化等目标尚未实现。财政是国家治理的基础和重要支柱。当前我国中央政府以财政分权和晋升激励等方式影响地方履行政府职能(傅强和朱浩，2013)[1]，但在“晋升锦标赛”下(周黎安，2007)[2]，地方政府更加热衷于促进经济增长，公共服务供给的改善难以获得同等程度的重视。

奥茨分权定理认为，由于信息优势，如果下级政府能够和上级政府提供同样的公共品,那么由下级政府提供则效率会更高(Oates，1972)[3]。因此，相对于中央与地方，省以下政府间的财政关系对地方公共产品供给的改善发挥着更为重要和直接的作用。但是目前我国省以下财政体制并不健全，地区间财力分布并不均衡，进而导致区域发展的不平衡不充分。因此，本文从区域差异角度，分析和探讨省以下财政分权对地方公共服务供给的影响效应。

二、 文献综述与理论框架

(一)财政分权对公共服务供给的影响

Bardhan和Mookherjee(2005)认为，地方政府拥有更多的财政自主权有助于提高地区居民的福利水平[4]。随着中央对地方财政分权程度的提高，地方政府会将注意力从转移支付和中央政府的需求转到本辖区居民的需求与偏好(Boyne，1996)[5]。平新乔和白洁(2006)的研究说明我国财政分权背景下的财政激励使得地方政府增加在教育、卫生、应急管理和公路建设等方面的公共支出[6]。而傅勇(2010)则认为上级政府的转移支付能够有效改善非经济性公共物品供给[7]。崔志坤和张燕(2017)通过研究发现，随着中央人均转移支付的增加，地方福利性财政支出的效率会越高[8]。

但是地方政府对改善公共服务供给水平的倾向存在“门限效应”，当可供支配人均财政资源小于一定的门限值时，地方政府会存在显著的生产性支出偏向，导致重视基建支出而忽视公共服务支出(安苑和王珺，2012)[9]。地方政府支出责任与当地公共服务供给水平呈现显著的倒“U”型关系(庞伟和孙玉栋，2017)[10]，即过重的支出责任和事权财权严重不匹配会使得地方政府严重依赖转移支付提供资金，但转移支付使用效率低下，难以改善地方公共服务的供给效率；过低的支出责任则会造成公共产品供给不足，不能满足人民日益增长的公共服务需求(陈思霞和田丹，2013)[11]。

(二)区域差异对省以下财政分权的影响

制度层面导致城乡区域发展不平衡不充分的因素较多，由于行政等级差异，高行政层级城市可以借助行政权力攫取低行政层级城市的财政资源，从而加剧城市之间的发展不平衡(黄燕芬和张超，2018)[12]。我国增值税“生产地原则”的分享方式造成了税收收入归属与税负归属的扭曲，导致地方政府进行税收竞争(杨帆和刘怡，2014)[13]，并且由于经济发展程度不同，会出现增值税税收收入的不平衡，从而进一步扩大区域发展差距。

区域内各城市的发展差异同样影响着省以下财政分权水平。周黎安和吴敏(2015)通过实证研究发现，省域内各地级市经济变量差异程度越高，省本级税收分成的比例越高。原因是各市的发展水平差异较大，省本级政府需要更多的财力，以税收返还、转移支付等方式缩小各市之间的财力差距[14]。席鹏辉和梁若冰(2014)认为，省以下财政分权虽然能够提高发达县市的公共品供给水平，但是欠发达地区在市场力量下难以享受到匹配的公共服务，因而对于县市经济发展差异较大的省份，应依靠省级政府适度的财政集权实现省域内公共服务均等化[15]。

从上述文献可以看出，财政收入分权水平的提高，能够明显增加地方公共产品供给，而事权与支出责任显著影响着公共服务供给的改善。因此要实现基本公共服务均等化，就需要理顺政府间的财政关系，确定合适的财政分权水平，以增强地方政府改善公共服务的能力。另外，由于发展差异较大的省份需要依靠省级政府集中财力进行区域内的横向平衡，也就意味着不同的发展差异程度对应着不同的最优财政分权水平，因此省以下财政分权对促进省域内基本公共服务均等化的效果还应考虑到区域内发展不平衡不充分的影响。但目前大部分文献并未对此进行讨论。考虑到这些因素，本文在区域发展差异基础上，分析省以下财政分权对地方公共服务供给影响的门限效应。

图1显示了区域发展差异背景下财政分权对公共服务供给的影响。

三、 变量选取与研究方法

(一)变量选取

1.被解释变量

根据“十三五”时期我国对基本公共服务均等化的要求[注]国发〔2017〕9号《国务院关于印发“十三五”推进基本公共服务均等化规划的通知》。，从文化教育、医疗卫生、环境保护和交通设施等4个方面衡量地方的公共服务水平，用ser表示。其中，文化教育对应的指标为生均普通高等学校数、普通高中生师比和地区人均公共图书馆数，医疗卫生对应的指标为人均医疗卫生机构数和卫生人员数，环境保护对应的指标为人均公园绿地面积，交通设施对应的指标为人均公路里程。为避免多重共线性，在选取的指标均通过KMO与Bartlett检验的前提下，按照主成分分析方法，采用SPSS软件，选取第一、第二主成分的综合主成分值代表地区的公共服务供给水平。

2.解释变量

已有文献经常采用“收入指标”“支出指标”“自主度指标”测量财政分权程度(陈硕等，2012)[16]。由于本文在衡量地区差异时会采用财政自主度指标，因此作为核心解释变量的省以下财政分权指标仅采用“收入”和“支出”指标。其中，财政收入分权指标rev=地市级及以上城市一般公共预算收入/全省一般公共预算收入，财政支出分权指标exp=地市级及以上城市一般公共预算支出/全省一般公共预算支出。

3.门限变量

前文的分析指出，在不同的区域发展差异水平下，同样的省以下财政分权水平对地区公共服务供给的影响并不一致，因此本文将区域差异程度作为门限变量，分析省以下财政分权的门限效应。由于财政自给率对地方经济增长率具有显著的促进作用(徐绿敏和梅建明，2015)[17]，而且可支配财政资源的增加会改善当地公共服务(安苑和王珺，2012)[9]，按照周黎安和吴敏(2015)[14]使用变异系数测量经济差异的方法，采用省域内地市级及以上城市财政自主度变异系数muni衡量区域内发展差异，变异系数越大说明差异化水平越高。

从图2可以看出，2004—2016年东北部地区城市发展差异程度先缩小然后快速增大，其中辽宁的差异水平低于全国平均水平，只有黑龙江省内各城市的差异化程度远高于全国水平。另外，东中部地区的发展差异程度低于全国水平，而西部地区的发展差异则远高于全国平均值，说明西部地区各省份的财政压力仍然较大。

资料来源：根据《中国城市统计年鉴》等数据计算得到；图中数值分别代表当年全国、东中西部和东北部各省份财政自主度的平均值[注]东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东和广东，中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖南和湖北，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、甘肃、宁夏和陕西，东北部地区包括辽宁、吉林和黑龙江。

图2各地区地市级以上城市财政自主度变异系数

4.控制变量

考虑到公共服务均等化既需要经济增长与财政收入作为保障，又需要相应的空间作为载体，而前者与当地的国民生产总值、房价等因素有关，因此采用空间城镇化程度bpap(崔军等，2014)[18]、住宅类商品房平均销售价格对数值lhp和地区国民生产总值对数值lgdp作为控制变量。

变量名称及定义见表1。

表1变量名称、定义和数据来源

(二)样本选择和数据采集

由于2003年我国中央与地方的所得税收入分享比例进行过调整，随后省以下财政分权水平也发生相应变化，因此研究基期定为2004年。考虑到缺失值因素的影响，不包括香港、澳门、台湾、西藏、新疆、青海和海南的数据，即研究2004—2016年27个省份财政分权对公共服务供给的门限效应，表2给出了各变量的描述性统计。

表2各变量描述性统计

(三)研究方法与模型设定

Hansen(1999)[19]提出的非动态面板门限回归，既能够检验门限的个数，又能够有效估计出准确的门限值，同时还可以对不同样本回归结果的差异性进行显著性检验(王静，2014)[20]。因此，建立不同区域发展差异水平下省级以下财政分权对地区公共服务供给的门限效应模型：

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

(1)

其中，被解释变量serit为地区i在t年的公共服务供给水平；核心解释变量Fed分别为rev和exp，分别表示省以下财政收入分权和财政支出分权；muni为门限变量，表示i省份第t年地市级以上城市的财政自主度变异系数；Xit为模型的控制变量；εit为随机扰动项。I(·) 为特征函数。

门限效应的显著性检验。可以采用Hansen (1999)构建的LM统计量对零假设进行统计检验[19]，即：

检验门限估计值是否等于真实值。Hansen (2000)提出需要用似然比统计量LR确定其门限值的置信区间[22]，即在显著性水平为α时，LR(γ)≤c(α)=-2ln[1-(1-α)^(1/2)]，不能拒绝零假设。其中，95%置信水平对应的c(α)=7.3523。

以上分析方法仅考虑了存在一个门限的情况，但是在实际经济分析过程中经常存在多个门限值。当存在两个门限值时，式(1)可以修改为：

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

(2)

四、 实证结果分析

(一)门限效果检验

根据前文的分析可知，在不同的区域发展差异水平下，相同的财政分权水平会对公共服务供给产生不同的影响。本文以各省份地市级以上城市财政自主度变异系数作为区域内发展差异的代理变量，以空间城镇化程度、住宅类商品房平均销售价格对数值和地区国民生产总值对数值作为控制变量，建立门限效应模型(1)，分析财政分权对基本公共服务供给的门限效应。

首先，依次按照不存在门限值，存在一个门限、两个门限和三个门限的假设对模型(1)进行估计，从而确定门限值数量和模型的形式。表3显示了模型(1)不同门限检验类型的F统计量和采用Bootstrap方法得到的P值，由表3的结果可以看出，门限变量财政自主度变异系数muni的单一门限、双重门限和三重门限检验的P值分别为0.0000、0.0080和0.0000，并且均在1%显著性水平下显著，因此采用三重门限模型对财政分权的门限效应进行分析。

表3门限效果检验结果

注：P值和临界值均为采用Bootstrap方法(自抽样法)反复抽样(rep=500)得到的结果；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平

表4模型(1)门限估计值和置信区间

注：门槛越过率=财政自主度超过门限值的省份数/研究样本数

按照同样的方法，以bpap和lhp为控制变量构建模型(2)，也能够通过检验得到适用于三重门限模型以及三个门限的估计值和置信区间，其中门限估计值与模型(1)相同。根据表4的门槛越过率可以得知，2004—2016年，按照财政自主度差异系数的大小，我国各省份的门限值主要集中在(0，0.3126)，[0.3126，0.4906)两个区间，而大于第二、第三门限值的省份，即城市发展差异较大的省份主要为云南、甘肃、宁夏和四川等西部省份以及黑龙江等东北部省份。

(二)财政分权对公共服务供给的实证分析

1.财政收入分权对公共服务的门限效应

从财政分权的地区发展差异门限效应检验结果看，财政收入分权与财政支出分权对当地公共服务供给都能表现出显著的影响，但是这些影响有一定差异。从表5可以看出，财政收入分权与公共服务供给水平呈现出非线性影响。例如模型(1)，当省域内城市财政自主度变异系数muni小于第一个门限值(0.3126)时，财政收入分权对公共服务供给水平存在统计意义上的显著正向影响，其影响系数为0.7509，并且通过了1%显著性水平的检验。在1%的显著性水平下，当muni在第一个门限值和第二个门限值之间时，财政收入分权的影响转而变为消极，影响系数为-0.9690，影响程度大于之前的正向影响效果。但是，随着区域内发展差异程度的增大，财政收入分权指标影响的显著性逐渐减弱，当muni大于0.4906之后，则无法表现出显著的影响。

总之，当区域内发展差异水平很低时，财政收入分权水平的提高，地市级以上政府获得的财政收入越多，当地公共服务供给会得到显著改善。但是当区域发展差异逐渐增大到0.4906之后，地市级政府财政收入的增加，却会阻碍当地公共服务均等化进程。另外，财政收入指标难以改善发展差异水平较高地区的公共服务，可以从以下几个方面加以解释：

首先，当财政自主度差异程度较低时，说明省域内各个城市的财政压力程度差异不大，可支配的财政资源规模也大体相当，地方政府的生产性支出和公共服务供给偏向也都较为接近。此时，省级政府集中较少的财政资源，各地市级以上政府就能够获得更多的财政收入，这样可以同时提高各个城市地方官员对改善公共服务的积极性，从而促进省域内的公共服务均等化。

其次，随着城市间发展差异的增大，财政自主度差异水平相应提高。对于经济总量较大、经济较为发达的城市，财政收支的缺口压力可能远远小于经济总量小、经济欠发达的城市。在我国“晋升锦标赛”体制下，这种财政自主度差异会加强地方政府对GDP的追求，进而不利于当地公共服务的改善。对于财政收支缺口较大、可支配财政资源较少的城市而言，地方政府官员为了追求政治晋升，具有更加强烈的动机将有限的财政资金用于经济建设，促进GDP增长。即使省级政府通过转移支付、提高税收收入分享比例等方式增加当地财政收入，当地政府也会更倾向于采用拉动GDP增长进而促进财政收入增加的方式。因为这样既能够获得一定的GDP增速，与邻近地区进行竞争换取政治晋升，又能够增加当地政府的可支配财政资源，从而缩小与经济发达地区财政自主度水平的差距，进而为之后的经济增长奠定基础。此外，在城市间发展差异不太大时，对于财政自主度较高的城市，可支配财政资源也较为有限。当gdpzit-1gdpzjt-1时，考虑到财政压力较大地区能够获得省级政府的资金支持，增加其经济建设的财政资金，从而对本地区的经济增速进行“追赶”，出于这种博弈心里，即使之前经济增速较快的城市，t期也“被迫”增加更多的生产性投入(庞伟和孙玉栋，2018)[24]。而从省以下财政分权角度看，省级政府一般不会增加财政自主度水平较高城市的财政收入，即使增加这些城市的可支配财政资源，当地的公共服务支出也会因为横向政府竞争的压力，其规模和增速都会不及基础设施建设支出。

再次，当省域内财政自主度差异程度继续扩大之后，除上述的政府竞争导致基础设施建设支出对公共服务支出的挤出效应以外，经济较发达地区能够拥有足够的可支配财政收入用于经济建设，因而对公共服务供给的支出倾向也会增强，同时由于医疗、教育等软公共物品具有一定外溢性，这些城市公共服务供给水平的提高会通过“辐射”，改善周边地区的公共服务，从而促进省域内公共服务均等化。但是经济欠发达地区财政收支缺口更大，此时如果增加地市级以上政府的财政资源，省级政府的财政收入随之减少，那么用于区域内均衡发展的转移性支付资金相应减少，不利于这些城市公共服务的改善。正是由于以上这些因素的正向影响和负面影响的叠加和抵消，导致在区域内发展差异较大时，财政收入分权难以对省域内公共服务供给的改善产生显著影响。

表5财政分权对基本公共服务供给门限效应模型估计结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平；括号内数值为各系数对应的t统计量

2.财政支出分权对公共服务的门限效应

财政收入分权指标仅在发展差异较小的地区产生显著影响，但是财政支出分权既能在省域内财政自主度变异系数较低时对公共服务供给产生显著影响，又能作用于差异程度最大的地区。由表5中模型(1)可知，在5%的显著性水平下，当省域内城市财政自主度变异系数muni在第一个门限值和第二个门限值之间时，财政支出分权对当地公共服务供给的负面影响系数为-0.3337，而当muni>0.6359时，财政支出分权的影响系数降低为-0.1859，但也能通过1%显著性水平的检验。由此可知，当区域内发展存在差异时，尽管财政支出分权对公共服务供给的负向影响与之前的研究相符(庞伟和孙玉栋，2017)[10]，但是由于当muni在(0，0.3126]和(0.4906，0.6359]时，财政支出分权exp的影响并不显著，且当muni在(0.3126，0.4906]和(0.6359，∞)时，财政支出分权exp对公共服务供给ser的影响系数并不一致，因此可以说明财政支出分权指标对当地公共服务供给也存在非线性影响。

表6财政分权对基本公共服务供给门限效应

注：“+”和“-”分别表示对公共服务供给的正向和负向影响，“/”表示无显著影响

表6为财政分权对基本公共服务供给的门限效应。

当省域内财政自主度差异程度非常小时，在财政收入水平一定的前提下，各城市的生产性支出偏向也相差不大，因此即使增加市级政府的财政支出规模，财政支出结构可能也不会发生相应改变，此时财政支出对公共服务供给的影响并不显著。随着财政自主度差异水平的提高，各城市地方官员的支出偏向也相应发生变化。根据之前的分析，在横向政府竞争和晋升激励的影响下，市级政府由于承担着更多的财政事权导致财政支出增加，使得财政压力较大的城市更重视地区的经济增长，而财政压力较小的城市由于邻近地区的“经济赶超”，也会增加基础设施建设支出比重，从而换取更高的经济增速，这就可以解释当muni在第一个门限值和第二个门限值之间时，财政支出分权会恶化当地公共服务供给水平。

当muni在第二个门限值和第三个门限值之间时，财政自主度较低的地区公共服务质量难以满足当地居民的需求，不利于社会稳定。市级政府财政支出规模增加的同时意味着省级政府财政支出的减少，即使不改变财政收入分权程度，省级政府的可支配财政资源也将相对增加。在这两方面的影响下，省级政府会通过转移支付等方式改善欠发达地区的公共服务水平。这种正向影响抵消了一部分财政支出分权的负面效应，从而导致显著性水平下降。

当省域内财政自主度差异程度大于第三个门限值之后，省级政府用于区域内横向平衡的财政资金规模不足以弥补欠发达地区的财政收支缺口，其对公共服务的正向改善作用弱化，因而此时财政支出分权的负面影响相对突出，表现为市级政府的财政支出规模越大，省域内公共服务均等化水平越低。

五、 结论与政策建议

为了满足人民日益增长的美好生活需要，改善地方公共服务供给，应当进一步理顺各级政府之间的财政关系，合理界定各级政府的事权与支出责任。由于地方政府的信息优势，相对于中央与地方，省以下财政分权对地区公共服务的影响更为直接，但是这种影响受到区域内发展差异程度的影响，表现为非线性关系。本文选取2004—2016年27个省份财政分权与地区公共服务供给水平等数据，以财政自主度变异系数作为区域发展差异的代理变量，分析不同发展差异程度下省以下财政分权对省域公共服务供给的门限效应。

研究认为，当区域发展差异水平处于不同的门限值区间时，省以下财政收入分权对当地公共服务供给表现出完全相反的影响，即当省域地市级政府的财政自主度变异系数在第一门限值以内时，市级政府财政收入的增加会改善当地的公共服务；当地区差异系数在第一门限值与第二门限值之间时，市级政府财政收入越多，越会恶化当地的公共服务供给。不同于财政收入分权指标，只有当地区发展差异水平在第一门限值与第二门限值之间以及第三门限值以上时，省以下财政支出指标才会对公共服务产生显著的负面影响，即省以下政府承担的财政事权越多，越不利于公共服务的改善。

我国已进入中国特色社会主义新时代，但是城乡区域发展差距依然较大。由于在不同的发展差异水平下省以下财政分权对当地公共服务有着非线性影响，因此要促进基本公共服务均等化需要从两方面着手：一是要缩小省域内地区之间的发展差异，因为在较低差异水平下，财政分权更能够发挥改善地方公共服务供给的作用；二是全国各个省份的发展差异必然存在差别，要针对当地城市与城市之间、城市与农村之间的差异程度确定合理的财政分权水平。由此，提出以下政策建议：

第一，加强社会对地方官员的监督与评价，调整地方官员晋升激励考核指标。地方政府改善公共服务供给，最直接的受益人是各地区的常住居民。建议由中央指派各地区的科研机构或者通过政府采购方式向社会组织购买地方政府满意度调查报告，调查对象来自当地的各社会组织和不同收入群体。评价结果能够客观反映地方的公共服务改善状况，并且被大多数居民认可。中央应当将评价结果赋予一定权重，纳入到对地方官员的政治晋升体系中。

第二，合理划分中央与地方的事权和支出责任，健全地方税收体系。明确政府与市场的边界，大力推进政府与社会资本合作模式增加公共服务供给。制定基本公共服务保障国家基础标准，规范和落实义务教育、基本养老保险、基本住房保障等18个基本公共服务支出责任的分担方式，并逐步扩大范围，合理划分公共服务的共同事权和支出责任。另外，在房屋保有环节，按照房屋评估值开征房地产税，使新的房地产税成为地方的主体税种。借鉴德国、加拿大等国的横向转移支付经验，由中央对增值税分享机制进行调整，建立横向平衡机制，以解决区域间发展不协调问题。

第三，实行差异化的财政分权机制，完善省以下财税体制。借鉴中央与地方的事权划分方法，充分考虑地区经济发展和财力差距，采用差异化方式进行完善。对于省域内发展差异程度较低的地区，省级政府可以适度分权；而对于发展差异程度较大的地区，则更多地采用集权方式改善区域内的公共服务。完善省以下财政转移支付制度，省级政府要加强区域内财政收支压力较大地区的资金支持，从而履行对所辖区域财政横向平衡的职责。