公共服务的供给存在政治周期吗？

梅正午，孙玉栋

(中国人民大学 公共管理学院，北京 100872)

一、引言

党的十九大报告明确提出，要“完善公共服务体系，保障群众基本生活，不断满足人民日益增长的美好生活需要。”基本公共服务供给是政府的重要职能之一。近年来，我国政府不断加大对基本公共服务的投入，取得了一系列成效，但是不同类型公共服务供给的失衡却在加剧，地方基础设施的投资力度和发展速度惊人，而基础教育、医疗卫生、社会保障等民生性公共服务的发展却相对缓慢(郑浩生和李东坤，2016)[1]。党的十九大报告强调：“要在发展中补齐民生短板。”因此，研究如何减少不同类型公共服务供给的失衡，优化公共服务的供给水平与结构，对于保障和改善民生具有重要意义。

在现有考核体制下，经济增长率仍然是官员晋升的主要考核指标。然而，不同类型的基本公共服务对经济增长的贡献有所不同。道路、通讯等经济性公共服务的供给，有利于地方政府招商引资，促进当地经济发展，而教育、医疗等非经济性公共物品的供给，更多地属于地方居民的福利，对经济增长的贡献相对较小，因此可能导致地方官员对于经济性公共服务的供给和非经济性公共服务的供给有所差异。就目前的研究而言，经济波动、土地出让、环境污染、税收增长、财政支出、资源错配等均存在政治周期。由于基本公共服务供给与政治的联系紧密，因此本文的研究问题为：公共服务的供给是否存在政治周期？在党代会召开前后，地方政府对经济性公共服务供给和非经济性公共服务供给有何差异？

本文按照政治晋升激励思路，从政治经济学视角分析政治周期对公共服务供给的影响，并探究其背后的影响机制。假设党代会使得不同时期地方官员供给经济性公共服务和非经济性公共服务的动力有所不同，进而导致经济性公共服务供给和非经济性公共服务供给也呈现出周期性。对现有文献进行梳理，构建一个公共服务供给与政治周期的理论模型，分析政治周期如何影响公共服务的供给，并提出相应的研究假设。通过固定效应模型对2004—2016年全国31个省份(不包括港澳台，下同)的面板数据进行实证分析，并对提出的研究假设进行验证，最终得出研究结论。

与以往研究相比，本文的贡献在于：一是从省级层面数据出发，分析政治周期对公共服务供给的影响，为研究公共服务供给提供了一个新视角。二是将公共服务进一步划分为经济性公共服务和非经济性公共服务，分别分析政治周期对二者的影响，解释了不同类型公共服务供给失衡的制度性根源。三是在公共服务衡量方面，以公共服务实际产出而非人均公共服务支出作为衡量指标，即更加注重公共服务供给的结果而非投入。

二、文献综述

(一)公共服务供给文献

进一步优化公共服务供给水平和结构，这对于满足人民日益增长的美好生活需要至关重要。为此，学者们围绕不同类型的公共服务供给进行了研究，主要聚焦于以下三类：第一类，现有财政分权体制是导致经济性公共服务供给较多，非经济性公共服务供给较少的重要原因。傅勇(2010)[2]基于全国29个省份的数据，分析了财政分权与非经济性公共物品供给的关系，结果表明，财政分权显著降低了非经济性公共物品的质量。郑浩生和李东坤(2016)[1]则以四川省“扩权强县”为例，分析了省以下财政分权对地方基本公共服务供给的影响，研究发现，“扩权强县”显著提升了“扩权县(市)”交通基础设施这一“经济性”公共服务供给水平，并且作用强度在时间维度上具有自我强化的趋势；但是对“扩权县(市)”基础教育这一“民生性”公共服务供给水平的影响为负，并且随着时间的推进不断增强但不显著。陈思霞和卢盛峰(2014)[3]基于全国县级数据的研究表明，分权改革显著提升了基础设施建设支出的比重，降低了教育等民生性服务支出占比。第二类，分析土地财政对不同类型公共服务供给的影响，严思齐等(2017)[4]采用我国31个省份的面板数据，通过空间计量模型，分析了土地财政对地方各类公共物品供给的影响。研究结果显示，土地财政收入的增长显著提高了经济性公共物品的供给水平；土地财政收入的增长并未对投资周期较长的非经济性公共物品的供给水平产生显著影响，却显著提高了投资周期较短、资本化速度较快的非经济性公共物品的供给水平。杜金华和陈治国(2017)[5]通过对70个大中城市的实证研究表明，土地财政提高了大中城市，尤其是中等城市非经济性公共物品的供给水平。第三类，分析官员晋升激励对不同类型公共服务供给的影响。杨刚强等(2017)[6]基于全国286个城市的研究表明，政治晋升激励提升了教育、社会保障、医疗和就业等非经济性公共服务的供给水平，但是具有时滞性。具体体现为党代会召开后一年，教育、社会保障、医疗和就业的经费有显著增长。此外，对政治晋升激励的空间效应分析表明，临近城市官员的政治晋升激励显著降低了本省份的教育、医疗支出。

(二)政治周期文献

就政治周期而言，学者们分别从土地出让、环境污染、资源错配、一般预算支出 、地方税收增长等方面进行了研究。余靖雯等(2015)[7]研究发现，土地出让收入具有政治周期性。在党代会召开前一年，地方政府会减少土地出让；在党代会召开后一年，地方政府则会加大土地出让。郑石明(2016)[8]的研究表明，政治周期与环境污染显著相关。二氧化硫的排放量在党代会召开前一年与召开当年达到高峰，在党代会召开后第三、四年则较低。周黎安等(2013)[9]实证分析了制造业资源错配程度与政治周期的关系，发现地级行政区的资源错配在省级党代会召开当年和召开后两年较高，在党代会召开后第三、四年则会下降。吴敏和周黎安(2015)[10]重点研究了地级市本级政府一般预算支出的政治周期，研究结果表明，与党代会召开前一年相比，地级市本级政府的一般预算支出增长率在党代会召开当年和召开后一年有所增加，在党代会召开后第二、三年则有所下降。庞伟和孙玉栋(2018)[11]的研究表明，在党代会召开当年，地方的总体税收会有显著增长；地方独享税不具有政治周期性，地方共享税和共享税中的增值税、个人所得税以及企业所得税的收入增长具有政治周期性。肖洁等(2015)[12]的研究表明，不同类型的财政支出会随着中央党代会的召开呈现周期性波动。行政管理和科教文卫支出在党代会召开前两年有所减少，在党代会召开当年则显著增加；基本建设支出在党代会召开之前有所增加，但并不显著，在党代会召开当年则显著减少。

通过对现有文献的梳理发现，学界分别围绕公共服务供给、政治周期进行了大量研究，但却很少有文献将二者结合起来进行分析。虽然杨刚强等(2017)[6]的研究分析了政治周期与公共服务供给之间的关系，但是其在公共服务供给的衡量方面使用的是各项公共服务的人均支出，衡量的只是公共服务供给的投入而非产出，并且其分析单位为地级市而非省一级公共服务的供给。本文以公共服务的实际产出作为衡量指标测量公共服务的实际供给水平，分析省级层面公共服务供给与政治周期的关系，以进一步推动现有研究。

三、理论模型与研究假设

构建理论模型，分析党代会对公共服务供给的影响，并进一步将公共服务分为经济性公共服务和非经济性公共服务，进而提出相应的研究假设。

(一)理论模型的构建

1.公共服务供给的动态优化

参考Lichtenberg和Ding(2008)[13]以及余靖雯等(2015)[7]的研究，构建一个理论模型，用于分析政治周期对公共服务供给的影响。公共服务的供给具有滞后效应，体现为上一年公共服务的供给将会增加下一期的公共服务存量。在第t期，已经供给公共服务的存量为St，为官员带来收益：

Yt=ASt

(1)

其中，A为大于0的常数，代表公共服务供给对地方经济发展的贡献。例如：良好的道路和通讯供给，为企业发展创造了优良环境，有利于吸引大型企业入驻，进而促进当地经济的发展。官员决定在t期供给公共服务Kt，鉴于公共服务的供给会产生相应成本，包括交易成本等，因此将成本函数记作C(Et)，C′(·)和C″(·)分别表示一阶导数和二阶导数，且C′(·)>0，C″(·)>0。至t+1期，已经供给的公共服务存量为：

St+1=St+Kt

(2)

将地方官员从公共服务存量中获得的价值记为V(St)，则 ：

V(St)=maxkt{ASt-C(Kt) +βV(Xt+1)}

(3)

其中，0<β<1。由于GDP增长率仍然是官员考核的主要指标，因此地方政府官员会最大化地从公共服务供给中获得经济收益以谋求晋升机会，从而在“晋升锦标赛”(周黎安，2007)[14]中获得优势地位。所以公共服务供给的动态优化问题变为在预算约束方程(1)下，通过选择Kt，使得式(3)最大化。因为β>0，所以公共服务供给的动态优化问题属于无限期问题。

2.党代会周期的引入

党代会对于地方官员而言，是可以预期的事件，也是晋升的一次机会。临近党代会召开时期，地方官员有足够的动力供给更多的公共服务，推动经济发展，谋求政治上的晋升。郑石明(2016)[8]研究认为，临近党代会换届时，地方官员为了获得良好的政治绩效，实现晋升，会倾向于加大投资，推动经济快速发展，但是党代会召开之后，地方官员投资的动力会有所下降。值得注意的是，对于不同的公共物品而言，地方官员的供给动力有所差异(傅勇，2008)[15]。这是因为不同的公共物品对经济增长的贡献有所不同。傅勇(2010)[2]进一步指出，公共物品可以分为经济性公共物品和非经济性公共物品，其中，经济性公共物品，例如：交通、能源等，可以吸引资本，促进当地经济发展，直接计入官员任期内的生产函数；非经济性公共物品，例如：教育、医疗等，属于消费性质的物品，更多的是为当地居民服务而非招商引资，对经济增长并无直接贡献。从这一角度理解，地方官员在党代会召开之前，会更加倾向于供给经济性公共服务。然而，非经济性公共服务供给也是地方政府的责任，关系到当地居民的福利。重视经济性公共服务供给而忽略非经济性公共服务供给，可能会导致居民福利水平下降，进而引发所在辖区居民的不满，居民会采取一系列行动，对政府非经济性公共服务供给形成压力，因此在党代会召开之前，需要营造良好的会议氛围，政府供给非经济性公共服务的动力可能增强。但是相比于教育、医疗等非经济性公共服务，在道路、通讯等经济性公共服务方面存在很大寻租空间，更容易产生腐败。张军等(2007)[16]的研究表明，官员的腐败机会同基础设施投资的增长具有正向关系。由于在党代会召开之前，中央政府往往会加强对地方官员的监察，因此此时加大对经济性公共服务的供给会存在一定风险。梅冬州等(2014)[17]研究认为，党代会召开之前，中央政府会加大对地方官员的监察力度，而党代会召开之后，监察力度则会下降。因此在党代会召开之前，地方官员供给经济性公共服务的动力会有所削弱。

基于以上分析可以发现，为了营造良好的会议氛围、获得民意支持和降低“出事”概率，在党代会召开之前，地方政府供给非经济性公共服务的动力较大，供给经济性公共服务的动力较小。在党代会召开之后，中央政府的监察力度下降，为了促进任期内的经济增长，地方官员供给经济性公共服务的动力较大，供给非经济性公共服务的动力较小。将β视为地方官员供给公共服务的动力，β越大，地方官员供给公共服务的动力越大；反之，则越小。党代会召开的周期性会导致β也具有周期性。分别用β0、β1、β2代表党代会召开之后的初期、两次党代会中期和临近下一次党代会召开地方官员供给公共服务的动力。对于经济性公共服务而言，满足β0>β2>β1；对于非经济性公共服务而言，则满足β2>β0>β1。

3.公共服务供给的周期

对地方官员的动态最优化问题进行求解，经过整理可以得到Euler方程：

C′(Kt)=βi·[C′(Kt+1)+A]

其中，i=0,1,2。等式左边为在t期供给公共服务的边际成本，等式右边为供给公共服务的边际收益。

根据Euler方程求稳态解，可以得到：

(4)

(5)

(6)

对于经济性公共服务而言，根据C′(·)>0，β0>β2>β1，可以证明：k0>k2>k1；对于非经济性公共服务而言，根据C′(·)>0，β2>β0>β1，可以证明：k2>k0>k1。

(二)研究假设

由以上推导可知，地方官员供给经济性公共服务和非经济性公共服务的动力因政治周期的不同而有所变化，这将会直接影响经济性公共服务与非经济性公共服务的供给。具体来讲，在党代会召开之前，为了营造良好的会议氛围、获得民众的支持以及降低“出事”的可能性，地方官员供给非经济性公共服务的动力较足，此时，地方官员会增加对非经济性公共服务的供给，减少对经济性公共服务的供给；在党代会召开之后，为了促进经济增长，获得政治上的晋升，地方官员供给经济性公共服务的动力增强，供给非经济性公共服务的动力减弱，此时，地方官员会加大对经济性公共服务的供给，减少对非经济性公共服务的供给。由此提出如下假设：

假设1:经济性公共服务供给与政治周期具有相关性。在党代会召开之前，地方政府会减少对经济性公共服务的供给；在党代会召开之后，地方政府会加大对经济性公共服务的供给。

假设2:非经济性公共服务供给与政治周期具有相关性。在党代会召开之前，地方政府会加大对非经济性公共服务的供给；在党代会召开之后，地方政府会减少对非经济性公共服务的供给。

四、数据、变量测量与模型

(一)数据来源

采用2005—2016年全国31个省份的面板数据，分析政治周期对公共服务供给的影响。因变量参考傅勇(2010)[2]的研究，将公共服务供给分为经济性公共服务供给和非经济性公共服务供给，数据来源于《中国统计年鉴》。政治周期数据来源于百度搜索。财政自给率、人均转移支付、农村人口比重数据来源于《中国统计年鉴》。

(二)变量测量

1.因变量

因变量为经济性公共服务供给和非经济性公共服务供给。在经济性公共服务供给方面，采用万人拥有公路里程数(流量数据)测量，即“本年公路里程/本年年末常住人口-上一年公路里程/上一年年末常住人口”，用perroad表示。在非经济性公共服务供给方面，采用万人拥有卫生机构床位数(流量数据)测量，即“本年卫生机构床位数/本年年末常住人口-上一年卫生机构床位数/上一年年末常住人口”，用perhealthy表示(1)现有统计年鉴中关于公路里程和卫生机构床位数的数据为存量数据，但是为了分析每一年地方政府供给了多少公共服务，本文采用流量数据进行分析，这与现有研究相一致。。

2.自变量

自变量为政治周期。参考余靖雯等(2015)[7]的研究，分别采用POLCpre2、POLCpre1、POLC和POLCpost1代表党代会召开前两年、党代会召开前一年、党代会召开当年和党代会召开后一年。 如果是党代会召开前两年，POLCpre2赋值为1；反之，赋值为0。如果是党代会召开前一年，POLCpre1赋值为1；反之，赋值为0。如果是党代会召开当年，POLC赋值为1；反之，赋值为0。如果是党代会召开后一年，POLCpost1赋值为1；反之，赋值为0。

3.控制变量

财政自给率(fs)。采用“省本级一般公共预算收入/省本级一般公共预算支出”测量省级政府的财政自给率。在本文中，财政自给率按滞后一期纳入模型。

人均转移支付(pt)。参考范柏乃和张鸣(2011)[18]的研究，采用“(财政支出总量-财政收入总量)/年末常住人口”衡量。在本文中，人均转移支付按滞后一期纳入模型。

农村人口比重(rp)。采用“乡村人口/年末常住人口”衡量。

(三)模型假定

相比于随机效应模型，固定效应模型更适用于面板数据的分析。陈强(2014)[19]认为，固定效应模型假设存在不同的截矩项，并且可以检测个体间不能预测或者被遗漏的异质性。因此，本文采用固定效应模型进行分析。模型假定如下：

perroadit=α0+α1POLCpre2it+α2POLCpre1it+α3POLCit+α4POLCpost1it+βXit+

α5trend+μi+εit

(7)

perhealthyit=α0+α1POLCpre2it+α2POLCpre1it+α3POLCit+α4POLCpost1it+βXit+

α5trend+μi+εit

(8)

其中，perroadit为地区i在第t年万人拥有公路里程数(流量)；perhealthyit为地区i在第t年万人拥有卫生机构床位数(流量)；POLCpre2、POLCpre1、POLC、POLCpost1分别代表党代会召开的不同阶段；α0为常数项，α1、α2、α3、α4分别为对应变量的回归系数；Xit为控制变量；β为控制变量的回归系数；μi为个体异质性的截矩项；εit为扰动项。如果模型中同时引入党代会虚拟变量和年份虚拟变量，将会导致很难对两者进行区分，模型中需要控制时间趋势而非年份虚拟变量(余靖雯等，2015)[7]，因此通过引入时间趋势项(trend)的方式，控制时间效应。为了消除异方差的影响，采用聚类稳健标准误(陈强，2014)[19]。

变量的描述性统计见表1。

表1 变量的描述性统计

五、实证结果分析

采用stata15.1对数据进行分析。为了避免多重共线性的存在，本文进行了方差膨胀因子(VIF)检验。由表2可知，各变量的方差膨胀因子(VIF)均小于5，故排除多重共线性的可能。由表3可知，经济性公共服务供给与政治周期回归的R2为0.171。由表4可知，非经济性公共服务供给与政治周期回归的R2为0.276。R2虽然都不是很大，但是在一定程度上也反映出模型具有良好的拟合优度。

表2 变量的方差膨胀因子(VIF)

表3 经济性公共服务供给与政治周期

表3中模型1为经济性公共服务供给与政治周期的回归结果，模型2在模型1的基础上引入了财政自给率、人均转移支付、农村人口比重三个控制变量。可以发现，在控制了可能影响经济性公共服务供给的变量之后，回归结果依然显著并且比较稳定。其中，党代会召开前两年，B=-0.385，p≤0.05，意味着党代会召开前两年对经济性公共服务供给具有负向影响，并且在0.05的水平上显著；党代会召开前一年，B=1.781,p≤0.01，意味着党代会召开前一年对经济性公共服务供给具有正向影响，并且在0.01的水平上显著；党代会召开当年，B=1.686，p≤0.05，意味着党代会召开当年对经济性公共服务供给具有正向影响，并且在0.05的水平上显著；党代会召开后一年，B=-0.510，p≤0.01，意味着党代会召开后一年对经济性公共服务供给具有负向影响，并且在0.01的水平上显著。根据回归系数可知，在党代会召开前一年和召开当年，地方政府会显著增加对经济性公共服务的供给；在党代会召开之后，则会降低对经济性公共服务的供给。假设1未得到支持。

表4 非经济性公共服务供给与政治周期

表4中模型4为非经济性公共服务供给与政治周期的回归结果，模型5在模型4的基础上引入了财政自给率、人均转移支付、农村人口比重三个控制变量。可以发现，在控制了可能影响非经济性公共服务供给的变量之后，回归结果依然显著并且比较稳定。其中，党代会召开前两年，B=-0.584，p≤0.05，意味着党代会召开前两年对非经济性公共服务供给具有负向影响，并且在0.05的水平上显著；党代会召开前一年，B=-0.803,p≤0.01，意味着党代会召开前一年对非经济性公共服务供给具有负向影响，并且在0.01的水平上显著；党代会召开当年，B=-0.524,p≤0.1，意味着党代会召开当年对非经济性公共服务供给具有负向影响，并且在0.1的水平上显著；党代会召开后一年对非经济性公共服务供给并无显著影响。根据回归系数可知，在党代会召开前两年和召开前一年，地方政府会显著减少对非经济性公共服务的供给；在党代会召开后一年，虽然会减少对非经济性公共服务的供给，但是并不显著。假设2未得到支持。

为了进行稳健性检验，本文缩小样本范围， 将时间限定在2005—2014年之间，这刚好包括两个完整的地方党代会周期。表3的模型3、表4的模型6分别为经济性公共服务供给与政治周期关系的稳健性检验、非经济性公共服务供给与政治周期关系的稳健性检验。可以看出，在样本量减少的情况下，经济性公共服务供给与政治周期的关系依然十分显著，并且与全样本回归的结果一致；非经济性公共服务供给与政治周期的关系除党代会召开前两年的系数由显著变为不显著之外，党代会召开前一年、党代会召开当年、党代会召开后一年的回归结果与全样本的回归结果基本一致。

六、讨论

由表3的模型2可知，地方政府在党代会召开前一年和党代会召开当年会显著增加对经济性公共服务的供给，在党代会召开后一年则会显著减少对经济性公共服务的供给。假设1未得到支持。可能的原因是地方官员仍旧热衷于通过经济增长来获得仕途上的晋升，并且党代会召开前一年和党代会召开当年对于官员来说属于任期的期末，官员有可能会冒险冲刺一下，加大供给经济性公共服务，以展示更多的政绩工程。因而在党代会召开前一年和党代会召开当年，地方官员会加大对经济性公共服务的供给。而在党代会召开后一年，经济性公共服务的供给会减少，可能的解释是地方官员刚刚上任，对当地的情况不太熟悉，需要经历一段适应期。此外，通过回归系数的对比可以发现，虽然党代会召开当年也增加了经济性公共服务供给，但是增加幅度明显少于党代会召开前一年，这表明中央的监查发挥了一定作用。

由表4的模型5可知，地方政府在党代会召开前两年、党代会召开前一年和党代会召开当年会显著减少对非经济性公共服务的供给，在党代会召开后一年则不显著。假设2未得到支持。可能的原因是党代会召开前一年、党代会召开当年地方官员需要加大对经济性公共服务的供给，促进辖区经济增长，显示“政绩工程”，因而会显著减少非经济性公共服务的供给。根据回归系数对比可以发现，虽然党代会召开当年地方政府会减少对非经济性公共服务的供给，但是减少幅度与党代会召开前一年相比，有了明显下降，说明在党代会召开当年地方政府的投资适度向非经济性公共服务供给倾斜，这在某种程度上可以解释为什么党代会召开当年经济性公共服务供给的幅度有所减缓。由此可以看出，在党代会召开当年，地方官员会适当改善对非经济性公共服务的供给。

综合以上分析可以发现：对于经济性公共服务供给而言，其具有明显的政治周期性，党代会召开前一年和党代会召开当年，地方政府会显著增加对经济性公共服务的供给，但是党代会召开当年的增加幅度较党代会召开前一年有所下降；党代会召开后一年，地方政府则会显著降低经济性公共服务的供给。对于非经济性公共服务供给而言，党代会召开前两年、党代会召开前一年和党代会召开当年，非经济性公共服务供给均有所下降，但是党代会召开当年的下降幅度比党代会召开前一年有所减缓；党代会召开后一年，非经济性公共服务的供给有所下降，但是并不显著。对于以上现象，可能的解释是经济增长率依然是官员晋升考核的主要指标，因而党代会召开前一年和党代会召开当年地方官员会加大对经济性公共服务的供给而减少对非经济性公共服务的供给。但是，由于党代会召开之前中央监察力度加大以及将民生、社会稳定等逐渐列入官员考察指标，因此在党代会召开当年，地方官员会适度控制经济性公共服务供给的增加幅度，而适当改善非经济性公共服务的供给。经济性公共服务供给在党代会召开后一年有所下降，可能的原因是新官员上任不久，对当地情况不太熟悉，需要经历一段适应期。

七、结论

为了更好地满足人民日益增长的美好生活需要，优化公共服务供给水平和结构得到学界的普遍重视。公共服务供给与政治密切相关，但是关于公共服务供给与政治周期相关性的研究相对较少。本文基于政治经济学视角，以党代会召开为契机，分析政治周期对公共服务供给的影响。通过构建理论模型和实证分析，试图找到影响公共服务供给的制度性根源。

研究结果表明：与基期相比，党代会召开前一年和党代会召开当年，经济性公共服务供给显著增加，非经济性公共服务供给则显著减少；党代会召开后一年，经济性公共服务供给显著减少，非经济性公共服务供给也有所减少，但并不显著；与党代会召开前一年相比，在党代会召开当年，经济性公共服务供给的增加幅度有所减缓，非经济性公共服务供给的减少幅度有所放缓。这一结果说明，公共服务供给作为地方政府的政策工具，是地方官员参与“政治锦标赛”的一个重要筹码。但是由于党代会召开之前中央监察力度的增强以及民生、社会稳定等指标逐步纳入官员考核体系，党代会召开当年，地方官员会适度控制经济性公共服务供给增幅，并适度改善非经济性公共服务的供给。至于党代会召开后一年经济性公共服务供给有所下降，可能的原因是新上任官员需要一段时间去适应当地实际情况。党代会导致的经济性公共服务供给的政治周期性十分稳定，在控制了财政自给率、人均转移支付、农村人口比重之后，结论依然成立。非经济性公共服务供给并不具有明显的政治周期性，在党代会召开前一年和党代会召开当年，非经济性公共服务供给始终处于减少的状态，只是在党代会召开当年的减少幅度有所放缓，党代会召开之后，非经济性公共服务的供给也并未有所增加。在通过缩小样本进行稳健性检验之后，样本回归结果与全样本回归结果保持一致。

本文的研究结论有利于更好地理解政治周期对公共服务供给的影响，同时对现有官员晋升考核机制和公共服务供给具有一定启示作用。

第一，进一步优化现有官员考核机制，加大对与民生改善密切相关的非经济性公共服务供给的考核力度，从源头上激励地方官员加大对非经济性公共服务供给的力度。

第二，进一步加大中央的监察力度，对经济性公共服务供给领域的贪腐加大惩罚力度，从制度上对官员形成硬性约束。

第三，不断提升地方政府的财政透明度，使居民可以较好地了解政府在公共服务领域的财政收支状况，对地方官员公共服务的供给形成外部监督。

受限于研究数据，本文经济性公共服务供给和非经济性公共服务供给的指标选取过于单一，未来的研究可以进一步完善研究内容，以便更好地探索政治周期对公共服务供给的影响。