财政分权与公共服务可及性：组固定效应分析※

解垩

内容提要：基于中国家庭跟踪调查(CFPS)数据，计算了多维贫困、贫困发生率及贫困脆弱性，多维贫困由健康贫困、教育贫困及生活条件贫困三个维度构成，以多维贫困作为公共服务可及性的代理指标。并结合分组固定效应模型与二阶段最小二乘方法，对由地方政府自主财政收入占总财政收入比值表示的财政分权影响公共服务供给及贫困进行省际层面平衡面板分析。结果显示：财政分权提高了公共服务可及性，但财政分权对贫困发生率及贫困脆弱性影响微弱；财政分权降低了多维贫困中的生活条件贫困，并没有使多维贫困中的教育及健康维度贫困下降；财政分权促进了农村地区的公共服务提供，对城市地区的公共服务提供没有显著影响，财政分权与多维贫困之间不存在非线性关系。

一、 引言及文献综述

中国的财政分权作为一种制度安排形式对公共治理水平和效率有重要影响，财政分权已实施多年，但尚未有研究对其福利影响进行综合评价。在巩固脱贫攻坚成果背景下，系统探讨财政分权对公共服务可及性、贫困发生率及贫困脆弱性的影响无疑会对公共政策完善提供有益指导。

扶贫战略的设计和实施可用于特定目的或一般目的。Rao(1998)认为反贫困战略在多层级政府系统(分权)中成功的关键取决于三个要素：为穷人提供机会，使穷人能够利用机会，提供防范脆弱性的保护。为了使反贫困干预政策取得成功，需要识别贫困人口及其特征，分析致贫成因，一旦明确了这两个要素，就可以制定和实施提高生活水平即加快增长的具体政策。Ali(2013)探讨了分权和贫困之间三个潜在的联系，其一，分权可能会引致经济增长的提升，从而减少绝对贫困。其二，区域目标和经济效率也可能因公共服务提供改善而增加，引起相对剥夺程度下降。其三，分权可能会使贫困和处境不利的人在决策过程中获得权力，引致某些能力(如政治、经济和社会文化)被剥夺的减少。

财政分权以多种方式进入减贫进程，其对公共服务供给及贫困的影响有两种截然不同的理论：积极影响理论和消极影响理论。积极影响理论中在需求侧支持财政分权的论据源于信息不对称的存在，事实上，当地方政府具有信息优势时，财政分权可以改善公共服务供给的开创性观点可追溯到Hayek(1948)、Oates(1972)。由于地方决策者对当地偏好有更深了解，即政策执行者与目标群体的距离较近，识别穷人的信息成本和设计成功政策的成本较低，进而财政分权将提高公共服务的水平和质量，并且信息优势还可更好地瞄准最贫困人口。此外，一个地区的人口及其关注点往往比整个国家更同质化，所以财政分权可以改善公共服务的供给、分配和公平(Boadway和Shah，2009)。在供给侧，财政分权强调了对政策制定者的问责促使其提供更好的公共服务，并在当地需求和公共政策之间实现较好的匹配(Emilie等，2012)。地区竞争可能会强化地方政府责任，本地公民通过“用脚投票”(Tiebout，1956)或“标尺竞争”(Salmon，1987；Besley和Case，1995)等形式来鼓励在位者提高公共支出效率。总之，财政分权有益于公共服务提供及减贫的文献均认为财政分权使决策更贴近本地居民，减轻了信息不对称，公共服务提供的地方政府间竞争提高了经济效率，但这些均需地方民主有效运行、地方政府拥有大量收入自主权和分配资源的权力为前提条件(Oates，1993)。上述规范处方似与发达国家相吻合，而对于用脚投票、财政权责划分等机制不完善的发展中国家来说，这个问题仍然较为复杂。Azfar等(2001)、Bahl(1999)探讨了财政分权有效促进发展的一些条件，Azfar等(2001)认为分权有三个制度要件，首先是发声及迁移，发声是消费者向政策制定者宣传其观点的能力，迁移则是消费者在寻求首选公共服务时转向其他地方的能力；第二个条件是各级政府相互制衡的能力，包括中央政府对地方政府的监督及预算约束；第三个条件是政府官员对其行为负责。Bahl(1999)提出的条件则包括，与分权支出功能相对应的收入筹集能力，监督和评估分权计划，承认不同地区治理和技术能力存在差异。

财政分权对公共服务提供及贫困的消极影响理论中，存在如下几种论点，其一，中央政府能更好地获得资源、技术和其他投入，由其提供公共服务更高效，而且中央政府提供公共服务能发挥规模经济优势(Faguet，2004；Keating，1995；Smoke，2001)。其二，财政分权会加剧不平等。Prud(1995)认为一些地方政府有较高的公共治理水平，可获得比其他地区更多的资源，因此分权的公共服务提供使得竞争力较弱地区的消费者处于不利地位。其三，分权引致精英俘获、利益集团或腐败问题(Bardhan和Mookherjee，2005)。Tanzi(1995)担心分权的地方政府展开的税基竞争或通过影响国内自由贸易进行的竞争都会使减贫努力成为泡影。Crook(2003)指出财政分权不会自动引致更多有利于穷人的支出，政治和行政权力下放是一个先决条件，即使公共服务支出水平很高，也并不意味着穷人就能享受更多更好的公共服务，针对穷人的公共服务计划往往低质且对穷人的需求少有反应。其四，财政分权往往被视为自主权与责任之间、协调成本与更好地提供公共服务之间、偏好匹配与外部性之间的一种权衡(Emilie等，2012)。Besley和Coate(2003)、Lockwood(2002)通过比较集权和分权的公共服务提供的相对表现，来证实奥茨的观点即公共服务提供取决于溢出效应和地方政府公共支出偏好之间的差异。

财政分权是否为穷人服务的经验证据各不相同。一方面是跨国的经验分析，比如Von和Grote(2000)利用50个发展中国家样本，Spulveda和Martinez-Vazquez(2010)基于34个发展中国家1970-2000年信息就得出了相反的结论，Von和Grote(2000)指出地方政府支出份额和贫困之间存在正相关关系，Spulveda和Martinez-Vazquez(2010)则发现地方政府收入份额增加对贫困下降有负向影响。另一方面，针对具体国家的分析结论并不明确，Jütting等(2004)分析了19个不同发展中国家财政分权与减贫之间的关系，研究结果表明，财政分权与减贫之间存在着模糊的联系。这种模糊性可能是使用了不同实证模型或不同时间段所致，特定国家和时段的实证结论对其他国家并不适用，财政分权在减少贫困方面的程度取决于每个国家体制和政治条件。关于财政分权与减贫的国别实证研究至今仍层出不穷(Tiangboho，2019；Jamil和Tristan，2018)。

中国相关研究的实证结论也迥然各异，比如Zhang和Zou(1998)研究发现省级财政分权程度越高其经济增长就越低。张克中等(2010)认为就北京、上海和天津而言，财政分权程度的增加恶化了贫困状况；而对于其他省份，财政分权程度的增加则有利于缓解贫困。孙博文和谢贤君(2018)的研究则表明，财政分权对农村减贫水平既存在直接效应又存在生存型与发展型投资支出的中介效应，且二者都有助于强化财政分权对农村减贫水平的作用。

本文分析财政分权如何影响公共服务可及性、贫困发生率和贫困脆弱性，公共服务可及性以多维贫困指数(Multidimensional Poverty Index，MPI)表示。本文的贡献有如下两个方面，第一，使用微观数据计算出各地的多维贫困、贫困发生率及贫困脆弱性，而后对由地方政府的自主财政收入占总财政收入的比值表示的财政分权影响公共服务供给及贫困进行宏观层面的分析，具有宏观和微观相结合的特征。第二，使用组固定效应(Grouped Fixed Effects，GFE)方法进行相关估计，GFE方法控制了不可观察的个体异质性，这种异质性可能随时间变化或不变，既有财政分权研究中使用的标准固定效应方法没有考虑到该问题(Francesco等，2015)，为解决地方财政收入的内生性问题，本文还把组固定效应模型与二阶段最小二乘法进行了结合。

二、 数 据

贫困的有关指标(多维贫困、贫困发生(人头)率、贫困脆弱性)计算以中国家庭跟踪调查(CFPS)2010年、2012年、2014年、2016年的数据为基础。CFPS的抽样设计关注初访调查样本的代表性，采用了内隐分层的、多阶段的、多层次与人口规模成比例的概率抽样方式(PPS)。样本覆盖了除港澳台地区、新疆维吾尔自治区、青海省、内蒙古自治区、宁夏回族自治区和海南省之外的25个省份。CFPS的问卷分为三个层级：个体，个体生活的紧密环境即家庭，家庭的紧密环境即村居，因此形成了三种问卷：个人问卷、家庭问卷、村居问卷，其中根据年龄特征把个人问卷分为成人问卷和少儿问卷。多维贫困的维度和指标选取参见表1。

表1 多维贫困的维度和指标

在贫困人头率、贫困脆弱性计算中以家庭人均消费2$(PPP)/天作为贫困线。在计算贫困脆弱性时首先将对数家庭人均消费作为被解释变量，将有助于解释人均消费的家庭收入、家庭规模等变量作为解释变量进行OLS回归，然后得到预测的因变量及残差项，然后再估计对数消费的期望值和方差，对数收入的期望值和方差采用Amemiya(1977)的三阶段可行广义最小二乘(FGLS)方法计算，最后构造一个新变量，其值为(贫困线的自然对数值-家庭人均支出预测自然对数值)/残差平方预测值的平方根。贫困人头率在2010-2016年四个调查年份中逐年下降，四个调查年份的贫困人头率分别为0.212、0.099、0.076、0.069，四个年份的均值为0.1136(参见表2)。贫困脆弱性值虽然比相应年份的贫困人头率较高，但其与贫困人头率的表现趋势相同，贫困脆弱性也显示出了逐年下降的态势，2010-2016年四个调查年份中贫困脆弱性值分别为0.259、0.222、0.1946、0.156，四个调查年份的均值为0.2083。

与贫困人头率及贫困脆弱性的表现有所不同，多维贫困并没有呈现逐年下降的态势，2010-2016年四个调查年份中贫困脆弱性值分别为0.251、0.189、0.298、0.112，四个调查年份的多维贫困值呈现先下降再上升再下降的态势；多维贫困中的健康贫困、教育贫困、生活水平贫困的表现与总的多维贫困表现类似，其值在2010-2016年四个调查年份中均非直线下降趋势，均出现上升、下降反复现象；按对多维贫困的贡献排序看，教育维度排在第一位，健康维度排在第二位，生活水平维度排在第三位，其贡献均值分别为16.3%、55.2%、28.5%。

宏观变量值取自国家统计局网站、《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》。参照Lessmann(2012)的做法，本文用收入分权的程度代表财政分权，即财政分权用地方本级财政收入占地方一般公共预算收入的占比来表示，其中地方一般公共预算收入包括地方本级财政收入、转移支付收入、地方政府一般债务收入、上年结余收入、调入预算稳定调节基金、调入资金等等与该口径对应且相等的地方财政总支出则是地方财政一般预算支出(国家统计局网站公布数据)加上解中央支出、地方政府一般债务支出、安排预算稳定调节基金等支出的合计。。这种测度工具反映了地方政府收入的自主权，并可以反映地方政府在决策中的自主权，该值越高反映财政分权的程度越高，因为地方政府可以自主决定使用该收入财政分权的另一个衡量标准是“纵向失衡”，它代表了地方政府对转移支付的依赖，即地方政府支出取决于中央政府转移支付的程度，这种财政分权程度较高则表明地方财政自主权较少。。在所考查的25个省份2010-2016年的4个调查年度中，地方本级财政收入占地方一般公共预算收入的比分别为0.46、0.479、0.501、0.405，呈现逐年上升到考查期末再下降的趋势，当然，财政分权值在25个省份中的均值变异也比较大，其最小值为21%，换言之，地方本级财政收入只能满足地区一般公共预算支出的21%，其余将近80%的资金来源于转移支付收入、地方政府一般债务收入等非地方本级财政收入。而财政分权最大值为83%，说明只有近20%的资金来源于转移支付收入、地方政府一般债务收入等非地方本级财政收入。中央转移支付的数量不容小觑，其均值为1687亿元，如果用转移支付与地方本级财政收入做对比的话，其值在四个调查年份分别为1.11、0.995、0.892、0.974，均围绕1附近波动，这也说明中央政府试图通过巨大的转移支付数量来影响地方政府的财政行为。用城镇人口占总人口比值表示的城市化率稳步逐年上升，从2010年的52.6%上升到2016年的59.5%，城市化率的均值为56.2%。地区之间的GDP差异较大，最大值与最小值的比达到9以上。

三、 估计策略

1. 组固定效应(Grouped Fixed Effects，GFE)估计

本文目的是估计财政分权与贫困之间的关系，而不可观测的地区特征会影响财政分权水平及贫困水平，这构成了识别策略的最大挑战。解决该问题的通常做法是使用地区和年份的固定效应模型来控制时间不变的不可观测的地区特征及所有地区共同的时间趋势，该方法假定所有未观察到的地区特征随着时间的推移是不变的，年份特征在所有地区都是相同的。

放松上述强假设的一种方法是Bonhomme和Manresa(2015)提出的组固定效应方法(Grouped Fixed Effects，GFE)。GFE估计放松了特定年份的冲击对所有地区都相同的假定，它只要求年份特征对一组内的所有地区都相同，而组间的年份特征可以不同。现实中，地区首先被分成不同的几个组，然后，回归中方程中，每个组的哑变量与每个年份的哑变量交叉。因此GFE可以控制不可观察的时变地区特征，该特征遵循组特定时间模式。GFE主要的识别假设是，不同地区特定时间模式的数量等于组的数量，换言之，各地区会被划入不同的特定时变组中。GFE方法是地区和年份固定效应模型的替代方法，它允许针对不同地区的年度特定冲击， 可以合理地假设并非所有地区都面临同样的年度冲击，而是一组地区经历了类似的发展。本文的实证模型设定如下：

ln(povertyMPI)it=ξ+λ1ln(fiscaldecent)it+λ2xit+αgit+εit

(1)

式(1)中povertyMPI是因变量贫困，ln(povertyMPI)it分别代表在时间t时i省份的对数贫困人头率、贫困脆弱性或多维贫困，多维贫困中的健康、教育、生活水平的贡献率也作为因变量出现。本文感兴趣的一个自变量是财政分权即以ln(fiscaldecent)it表示的在时间t时i省份的地方财政一般预算收入占总收入比的对数。与现存文献一致，控制变量包括中央的转移支付、经济及人口社会学变量，以xit代表。αgit代表特定组时间固定效应，包括组固定效应以及年固定效应。εit代表误差项。

式(1)中的省份自身的收入即地方财政一般预算收入可能是一个会引起估计误差的内生变量，较低的贫困率或可及性较高的公共服务则增加收入的潜力更大，反向因果会带来估计偏误。此外，每个地区的项目执行效率或技术官僚培训效率在模型中均无法观测，这种不可观测的异质性与因变量和自变量相关。为解决内生性问题，本文使用由面板数据校正省份集中标准误的两阶段最小二乘法(2SLS)，省份自身的收入即地方财政一般预算收入的工具变量采用Martinez等(2011)、Tiangboho(2019)的方法构造如下：

(2)

式(2)中IVit是时间t时i省份的工具变量值，dj是i省份省会与j省份省会之间的距离，Ownervjt是时间t时j省份的自身收入即地方财政一般预算收入占全部收入的比，该工具变量是自身收入对相应年份的所有其他省份比率的加权平均值，权重是两个省之间距离的倒数。正如Martinez等(2011)所论述的那样，该工具变量的使用有两个原则，其一，一省的贫困率或获得基本公共服务的机会一般不应影响其他省份的地方收入，因此因变量与该工具不相关。 其二，一省自己的收入筹集制度应该受到邻近省份收入筹集制度的影响。当然，地方政府自主收入占全部收入的比，其滞后变量有时也被用作工具变量。

2. 估计程序

GFE估计的一个重要特征是成员资格不是预先确定的，成员资格要根据最小二乘标准估计。 更准确地说，将与协变量影响相关的结果变量的时间曲线最相似的地区组合在一起，组g的数量必须小于地区数量。Bonhomme和Manresa(2015)提出了两种算法将国家分组，算法1是由两个交替步骤组成的聚类算法，算法2使用可变邻域搜索方法，这大大减少了计算时间。此外，Bonhomme和Manresa(2015)证明算法2比算法1更可靠，因为即使存在大量的组，它也能正确地识别全局最小值。

(1) 算法1。算法1是聚类算法，它与k-means算法一致，如果模型没有协变量(当q=0时)，它在两个步骤之间交替。第一步为分配步骤，参数被赋予初始值(λ0,α0),通过最小化每个地区的所有年份的残差平方和，将每个地区i进行分组：

(3)

(2) 算法2。考虑到算法1的不足，Bonhomme和Manresa(2015)提出了算法2，即可变邻域搜索算法。步骤1：参数起始值，选择(λ0,α0)为初始值，使用算法1获得地区的初始分组γinit；步骤2：邻域跳跃，算法2的关键特征是包含邻域跳跃，其中n个地区被随机重新分配给n个随机选择的组以获得新的分组γ′, 这些随机跳跃可有效地探索目标函数，然后使用新获得的分组γ′来执行更新步骤，获取新参数值(λ′,α′)；步骤3：局部搜索，使用这些新参数值(λ′,α′)，应用算法1，再执行局部搜索以确保算法1找到最佳解决方案。为此，每个地区i重新分配给除“自己”组以外的所有组。 例如，在3组的情况下，算法1找到最优解决方案将地区A分组到组1中，然后，局部搜索将地区A重新分配给组2，然后重新分配给组3，并且每次检查地区A的目标函数是否因重新分配而减少。如果此局部搜索导致目标函数的任何改进，则所得到的新分组标记为γ″且初始分组设置为γinit=γ″。通过保持n恒定重复步骤2邻域跳跃，然后是新的局部搜索。如果本地搜索没有导致任何重新分配就可以确定算法1找到了局部最小值。下一步，通过设置n=n+1重复邻域跳跃，这意味着现在有2个地区被随机重新分配到2个随机选择的组。一旦达到neighmax,步骤2和3将被执行itermax次。对于算法2，参数的起始值的选择不如算法1重要。因此，借鉴Bonhomme和Manresa(2015)的做法，并考虑到算法2提供比算法1更快和更可靠的估计，本文使用算法2，其中Ns=10，其中N是起始值，并且设置Ns、neighmax、itermax都等于10。群组划类需要计算方差协方差矩阵，为此使用重复100次的bootstrap方法来计算。

3. 组数量确定

组数增多会减少目标函数值，增加了过度拟合的可能性(Brusco等，2008)。为了确定最佳群组数，我们估算了G=1到G=5的回归，并计算了贝叶斯信息准则(BIC)值(参见表3)，BIC的计算如下：

表3 BIC及最优组数量

(4)

(5)

BIC能评估模型的整体拟合度，并引入参数数量的惩罚项。Bonhomme和Manresa(2015)认为该BIC性能表现得相当好，而且BIC提供了真实组数的上限值。

表3显示，随着G数量的上升，BIC值稳步下降，当G=4组时BIC的值最小，而当G=5时，BIC的值开始上升，所以本文选择G=4组作为最优值。其实，GFE方法适合处理具有时间较短所以地区收入的内部差异较小特征的数据(本文数据时间跨度较小，仅4个年份)，Bonhomme和Manresa(2015)指出GFE方法只要正确地指定了组的数量，就可以很好地处理较短期的面板数据，并且可以生成一致的估计值。

图1 特定组的时间效应

四、 实证分析

本节将实证考查财政分权与公共服务可及性、贫困发生率及贫困脆弱性之间的关系，表4报告了式(1)模型即财政分权对多维贫困、贫困人头率及贫困脆弱性的回归结果。如前文所述，负向(正向)系数表明外生变量的有益变化比如公共服务可及性提高或贫困下降(无益)的效果，所有的标准差聚类到省级层面。

表4 财政分权的贫困效应

从表4的第1列、第3列及第5列组固定效应回归的对比结果可以看出，财政分权对多维贫困、贫困人头率、贫困脆弱性均有负向影响，但财政分权对贫困人头率的影响并不显著，该结果强调了贫困是一个多维现象的重要性，其实，Sen(1999)认为可行能力是衡量个体福利或贫困程度的核心指标，从动态发展的角度看，个体的福利或被剥夺并不能仅仅从消费或收入一个维度进行测量，而需要从可行能力和自由的多个维度进行考察。World Bank(2016)指出贫困作为多维现象反映了教育、健康和生活水平等多方面的剥夺。多维贫困和贫困人头率结果之间的差异说明，地方政府可以减少某些方面的剥夺，而不会对个人的收入(消费)产生影响。比如，由于地方政府的行为，生活在贫困线以下的个体且三个维度的多维贫困中即使只被剥夺两维，但仍可能处于贫困线以下。另外，使用单一贫困门槛的贫困人头率(贫困发生率)存在如下不足，其一，它没有考虑到贫困的严重程度；其二，它假设贫困在一个特定的家庭中均匀分布，忽视了儿童或老人这些脆弱性人口数量。表4的第2列、第4列及第6列是控制了内生性后的组固定效应回归的对比结果，从中可以发现，财政分权显著地促进了公共服务可及性，地方本级财政收入占全部收入的比每增加1%，将会引致多维贫困下降0.3%，该结果在1%的统计水平下显著，表明地方政府提供公共服务有助于更好地解决当地需求和改善公共服务。第4和第6列复制了第2列的方法，并分别使用贫困人头率、贫困脆弱性作为因变量，控制地方政府自主收入内生变量问题后，财政分权减少了贫困发生率及贫困脆弱性，但这些结果仅在10%的统计水平下显著，与对多维贫困的影响系数在1%的统计水平下显著相比，对贫困人头率、贫困脆弱性的影响在该统计水平下并不显著，这也说明地方政府在预防贫困方面存在诸多需要改进之处，对贫困的前瞻性及未来贫困问题似未有触及。本文实证结果与经典理论(Oates，1993)及Tiangboho(2019)的分析结论相同，但与Spulveda和Martinez-Vazquez(2011)得出财政分权增加贫困的结论相反，这可能是本文与其使用的方法不同或特定国情不同所致，尽管Spulveda和Martinez-Vazquez(2011)使用了固定效应估计，但跨国回归无法解释可能影响贫困的个别国家情景，而且该文使用人口和对外开放对数作为财政分权的工具变量可能与因变量相关，这违反了外生性假设，可能使结果产生偏误。需要指出的是，为避免多重共线性问题，宏观的诸如对外贸易、人口抚养比等控制变量本文没有纳入回归模型之中，本文只控制了转移支付、城镇化以及后文的GDP等变量即使将这些变量纳入回归模型中，结论也基本不变。限于篇幅，本文未列示这些回归结果，备索。。中央转移支付变量对多维贫困的影响为负向，揭示了从中央政府到地方政府的转移支付有助于提升获得公共服务的机会，这种影响可能通过对地方政府奖励转移支付来实现，并挤入地方财政支出来提供更多公共服务(Bird和Michael，2002；Bracco等，2015)。转移支付弥合了一些地方政府支出责任与收入禀赋之间的差距，但转移支付对贫困人头率、贫困脆弱性的影响却为正，而且中央政府转移支付系数无论是在多维贫困、还是在贫困人头率和贫困脆弱性方面均没有表现出统计显著性，这说明中央政府给予地方政府的转移支付存在潜在的无效率问题并占据了主导地位资料所限，本文没有对转移支付中的专项转移支付、一般性转移支付及税收返还进行分类后再对贫困之影响分别进行分析或展开效率问题研究，但税收返还的无效率往往受到诟病。近年来，尽管财政部把中央对地方转移支付、中央对地方税收返还平等列示，但中央对地方税收返还和转移支付决算表仍放到一张表中计算。，正如Prud(1995)指出的那样，地方政府可能将转移支付从中央规定的目标转移到个人利益上了。中国转移支付中的专项转移支付是中央政府根据地方实际情况按项目确定的补助形式，它通常具有特定的用途，许多专项补助都要求接受补助的地方政府必须提供相应的配套资金，在一定程度上也会影响专项补助资金的使用效果。因为，一般而言经济发展水平越低的地区，政府的财政能力也就越薄弱，这些地方政府无力提供相应的配套资金以获取中央政府的专项拨款。同时, 随着专项转移支付规模的逐渐扩大比如2004年，中央转移支付总额为10222.44亿元(含税收返还，税收返还数量为4051亿元)，专项转移支付为3237.71亿元，专项转移支付占比为31.67%，财力性转移支付为2933.73亿元，占比为28.69%；2017年，中央转移支付总额为65051.78亿元(含税收返还，税收返还数量为8022.83亿元)，专项转移支付为21883.36亿元，专项转移支付占比为33.64%，财力性转移支付为35145.59亿元，占比为54.02%。，覆盖面越来越广，在地方财政财力紧张的情况下，部分资金可能成为地方政府的“吃饭”钱，出现了专项转移支付财力化的现象(解垩，2007)。而且现行的一般性转移支付虽然其中的一些项目具有提高公共服务可及性的性质，但大多具有专项用途，这些转移支付资金下达地方后，一般并不能增加地方政府的可支配财力，这种一般性即财力性转移支付专项化倾向，不利于地方财政增加公共服务供给。城市化水平提高对多维贫困的影响系数是较为显著的负数，城市化对贫困人头率在没有控制内生性的组固定效应中只在10%的统计水平上为负，而对贫困脆弱性虽然为负向影响但不显著，这说明城市化较高的地区有改善公共服务并减少贫困的趋向。

1. 异质性分析

多维贫困是公共服务可及性的代理指标，因为设计该指标时考虑了贫困被剥夺的多个维度问题，上述分析表明财政分权显著地减少了多维贫困、增加了公共服务的可及性，但是该结果可能隐藏了财政分权对多维贫困中的各个维度(健康、教育、生活水平)的不同影响，为探索这种可能性，接下来分析财政分权对多维贫困的分项影响。

表5报告了每一个因变量剥夺份额为30%时的回归结果，控制变量之间可能有关联比如城市化和地区自主财政收入，为减少多重共线性问题，首先只使用了财政分权单个变量与多维贫困的每个维度做回归(参见表5中的第1、4、7列)；其次在多维贫困的每一维度中包含了该维度的滞后项，以期减少现在和以前的剥夺水平之间的潜在跨期依赖。表5的第3、6、9列为控制了内生性后的回归。结果表明，财政分权对多维贫困中的健康贫困虽然为负向影响，但并没有表现出统计显著性；财政分权对多维贫困中的教育贫困表现出了较为显著的正向影响，这可能是因为地方政府将过多的财政资金投入到非教育领域，造成教育供给不足或教育资源被挤占，比如地方财政收入增加时，尽管教师可能有10%工资补贴，但教师和公务员这些财政供给人员的工资基本上是同步增加的，教师的比较效益不大进而可能影响了教育贫困的减少。况且，有些地方可能把增加的财政收入用于优化招商引资的“硬环境”中，教师工资的增加调整只体现在档案工资中，造成工资的“空调”现象。在对地方政府的绩效考核中，教育、健康等领域的考核指标多由反映质量的指标组成，比较难以考核，所以出现了地方政府对教育、健康等领域的轻视，地方财政收入增加或地方本级财政收入占地方一般公共预算收入的比重增加时，教育贫困、健康贫困并不必然下降。另一个可能的解释在于，随着中央政府对教育、健康等这些外溢性较强的公共服务事权的上收，地方政府提供此类服务的责任在下降。近年来，环境问题、住房问题越来越受到重视，比如在政绩考核中增加了要求农村地区实施垃圾集中处理的选项，再比如政绩考核要求城市地区增加廉租房、经济适用房的数量，地方政府增加的收入就多用于这些方面，使财政分权降低了多维贫困中由住房和垃圾处理组成的生活条件的贫困。表5还显示，财政分权对生活条件贫困的系数绝对值是最大的，也说明地方政府可能更倾向于增加对生活条件贫困的财政投入，这些诸如由垃圾处理、住房组成的生活条件公共服务多由地方政府负责提供。

表5 多维贫困的分项回归

为更清楚地确定地方政府更关注城乡哪个地区，样本分为城市和农村两个子组，分析城市和农村的被剥夺人口对财政收入变化作出何种反应，结果见表6。

表6 城乡分组的回归

表6显示，无论是GFE方法还是GFE_IV方法，财政分权对城市的多维贫困均无显著影响，而财政分权显著降低了农村的多维贫困，而且农村GFE方法、GFE_IV方法计算的财政分权系数绝对值均大于相应方法的城市财政分权系数绝对值，这表明与城市相比地方政府更有可能增加农村人口获得公共服务的机会，减少农村的被剥夺水平。其可能的原因或者是城市化增加了公民的需求，这些需求可能会限制地方政府的公共服务供给水平，抑或是有些地方的城市公共服务供给已经达到一定水平，城市公共服务如果再增加可能会出现边际收益下降，加之近年来对地方政府考核转向农村基本公共服务提供上来，所以，财政分权增加了农村公共服务的可及性。

2. 稳健性检验

前述分析可能对包含其他变量(比如人均GDP等变量)比较敏感，为此，表7是加入人均GDP控制变量并利用GFE、GFE_IV方法进行回归后的估计结果。

表7 加入人均GDP变量后的回归

使用组固定效应及工具变量的组固定效应结果显示，财政分权对多维贫困起到了非常显著的降低作用，即地方自主收入占总收入比增加将有助于增加获得公共服务的机会和可及性。财政分权对贫困人头率(发生率)的影响只是在利用工具变量组固定效应方法时显示出10%的统计水平的负向影响，当使用组固定效应时财政分权对贫困人头率的影响根本不显著。无论是使用GFE方法还是GFE_IV方法，财政分权对贫困脆弱性的影响虽然均为负向，但也均没有表现出统计显著性。上述这些结论再一次说明贫困是一个多维现象的重要性，财政在预防贫困发生方面或者在预防前瞻性贫困方面还大有用武之地。人均GDP增加对多维贫困、贫困发生率、贫困脆弱性没有显著影响，这说明经济增长并不能自动消除贫困，贫困作为一种相对剥夺现象可能会长期存在，也说明反贫困需要相应组织介入再分配或第三次分配领域。中央转移支付对多维贫困、贫困发生率、贫困脆弱性的系数符号均无统计显著性。城市人口增加有促使地方政府增加公共服务供给、降低贫困发生率的趋向，但该变量对贫困脆弱性降低的作用不显著。当使用财政分权的滞后项作为工具变量时，财政分权对多维贫困有非常强的降低作用，而财政分权对贫困发生率、贫困脆弱性尽管也有一些降低作用，但并没有表现出统计显著性，结果见表8。

表8 财政分权的滞后项作为工具变量

另一个与敏感性相关的检验是多维剥夺临界值的选择，当分别使用20%和40%作为剥夺门槛值时，使用工具变量的组固定效应模型均显示(见表9)，财政分权显著降低了贫困脆弱性，而且当剥夺门槛值提高时，财政分权增加公共服务供给的效应更大。本节分析表明本文结论具有稳健性特征。

表9 MPI截断点为20%、40%时的回归

3. 讨论

前述结果分析表明，财政分权(以地方自主收入占全部财政收入比代表)会减少多维贫困，以财政自主收入衡量的权力下放确实与较低的多维贫困有关。为检验财政分权与多维贫困之间是否存在非线性关系，我们还把财政分权的平方项作为控制变量纳入回归模型中，结果显示，财政分权的平方项系数为负且不显著(1)限于篇幅，本次回归结果未列示，备索。，这说明财政分权与多维贫困之间更多呈现线性关系即不存在一个最优点(未超过该点时，地方政府在减贫方面有效率，超过该点时中央政府将起到非常关键的作用)，现阶段地方政府在减贫方面仍大有可为，同时，这也说明一些有助于减少多维贫困(比如垃圾处理)的公共服务由地方政府负责可能更好。当然，财政分权对多维贫困中的教育贫困的正向影响又表明一些促进个体发展的公共服务(比如教育)由中央政府负责可能更好，因该类公共服务提供需要更多的资源，由中央政府提供具有规模经济特征。

五、 结 论

财政分权背后的经济逻辑是地方政府在消费者的需求和偏好方面比中央政府有信息优势，如果给予地方政府适当的决策和收入筹集权利并加强问责制，那么通过有效的公共服务提供就会增加社会福利(Oates，1993)，然而，由于具有规模经济和更好的资源获取能力特点，中央政府可更有效地提供公共服务，因此，既有文献认为财政分权成为减少贫困的工具需要一定的前提条件。本文首先基于中国家庭跟踪调查(CFPS)2010年、2012年、2014年、2016年的数据，计算了多维贫困、贫困发生率及贫困脆弱性，多维贫困由健康、教育及生活条件三个维度构成，并以多维贫困作为公共服务可及性的代理指标。然后使用组固定效应与二阶段最小二乘法结合方法，对由地方政府自主财政收入占总财政收入比值表示的财政分权影响公共服务供给及贫困进行省际层面的分析。最后试图分析财政分权对城乡、多维贫困中不同维度的异质性影响，并检验财政分权与贫困之间是否存在非线性关系。结果显示：财政分权提高了公共服务的可及性并减少了贫困发生率和贫困脆弱性，然而，财政分权对公共服务可及性的影响远比对贫困发生率及贫困脆弱性的影响更加稳健；财政分权更多地降低了多维贫困中的生活条件维度贫困，它并没有降低多维贫困中的教育及健康维度贫困；财政分权对城市地区的公共服务提供没有显著影响，它更多地促进了农村地区的公共服务提供，财政分权与多维贫困之间不存在非线性关系。

本文结论为财政分权及反贫困提供了重要的政策启示：公共服务具有多维度特征，地方政府在提供某些(类)公共服务方面可能更有效，地方政府在提供某些(类)公共服务方面无效率(或称财政分权反而使得多维贫困中的某维度贫困增加)，说明此类公共服务(该维度贫困)可能需要财政集权提供(解决)，以使得地方政府辖区内的溢出效应内部化，而且政策设计应考虑到城乡异质性问题；财政分权对贫困发生率及贫困脆弱性的影响较为微弱，说明财政制度在瞄准和预防贫困方面还大有可为，比如，减贫进程中应实现中央政府监督与民众“发声”的结合来约束地方政府行为，中央政府应把反贫困指标纳入对地方政府的考核体系中；是否赋予地方政府更多的税收自主权或更多的支出责任也是完善财政分权制度需要考虑的问题。

本文的分析工作还有需要进一步完善的地方。数据所限，本文只计算了2010年、2012年、2014年、2016年微观个体(家庭)的多维贫困、贫困发生率和贫困脆弱性，更长年份的调查(比如CHNS)虽然能满足贫困的计算要求，但由于调查省份有限，难以满足考查财政分权与贫困减少的平衡面板分析要求，含较多省份、较长时间跨度的微观数据难以获得，影响了研究主题的动态分析。财政部从2015年起才公开了中央对各地方政府的专项转移支付、一般性转移支付等分类别转移支付数据，如果能把各省分类别的转移支付作为控制变量纳入分析的话，结论可能会更客观。未来研究的扩展可能包含以下内容：对穷人最有意义的财政分权效应可能发生在省级以下政府层级那里，而省级以下收入或支出财政分权与反贫困的研究却鲜有涉及。当然，进一步研究如何在不失公平条件下建立亲贫、更优的财政分权体制也是十分必要的。