我国地方政府公共服务支出“回弹效应”：机制与检验

庞伟 岳树民 孙玉栋

摘要：从2003年中央政府明确提出“建立预算绩效评价体系”，到2018年强调加快建成全方位、全过程、全覆盖的预算绩效管理体系，中国的财政资金使用效益得到了显著的提升。由于预算绩效管理提质增效与健全国家公共服务制度体系紧密相关，因此财政支出效率的变化会影响地方政府的公共服务投入意愿。首先，借鉴能源回弹效应，从收入效应与替代效应两方面阐释财政支出效率影响公共服务投入规模的理论机制。其次，利用2007—2019年中国31个省份相关数据建立实证模型，分析得到地方政府公共服务支出效率和支出比重之间存在着显著的倒U型关系，即地方政府公共服务支出效率在达到一定的临界值前，支出效率提高会促进当地公共服务支出比重的增加，表现为“直接回弹效应”；而在地方政府公共服务支出效率超过这一临界点后，公共服务支出比重则会不增反减。另外，某地的经济增长预期目标越高，效率改善带来的“替代效应”会越快地超过“收入效应”，导致在一个较低的支出效率值下，支出比重随之下降，因此地方政府经济增长目标约束会对支出效率和支出比重的倒U型关系产生调节效应，说明中国公共服务支出效率的提升也并不一定会促进地方政府增加相应的财政投入，导致这种变化的原因是地方政府较强的经济竞争压力和较低的财政自主度水平。

关键词：公共服务；地方政府；预算管理；回弹效应；支出效率

文献标识码：A文章编号：1002-2848-2023（02）-0044-14

为平衡经济社会发展需求与解决能源短缺、环境污染等问题，通常认为提高能源效率是最有效的途径。但是，大量的事实和研究表明，虽然能源效率不断提高，但是实际节能量少于预期。这种能源效率得到明显改善，能源消耗量并没有显著减少甚至不降反增的现象被称为“回弹效应”［1］。近年来，中国经济增速放缓，财政收支压力日益加重，进一步加重了地方政府的生产性支出偏向，不利于基本公共服务供给水平的提高。为此，在“十四五”和今后一段较长的时期，深化预算管理制度改革将成为建立现代财政制度的重点领域，因为推动财政支出标准化、促进预算绩效管理提质增效与健全国家公共服务制度体系紧密相关。

从2003年中央政府明确提出“建立预算绩效评价体系”，到2018年强调加快建成全方位、全过程、全覆盖的预算绩效管理体系①，中国预算绩效管理制度不断完善，财政支出效率显著提高［2］。结合能源“回弹效应”，地方政府是否会因为公共服务支出效率的改善而增加公共服务财政投入呢？从2006年开始，中国将约束性增长目标调整为预期性目标后，省以下经济增长任务却“层层加码”，进一步加重了地方政府偏好基础设施建设、轻视基本公共服务供给［3］，这也可能影响公共服务支出的“回弹效应”。

本文的边际贡献主要包括两点：第一，借鉴能源回弹效应的影响机理，从收入效应与替代效应两方面阐释并检验了公共服务支出效率如何影响公共服务财政投入；第二，从公共服务支出“回弹效应”的角度，解释了地方政府经济增长目标管理对公共服务供给的影响路径，丰富了相关的理论研究。

一、文献综述与理论机制

（一）财政支出效率对公共服务财政投入的影响机制

第二代财政联邦主义认为财政分权可以激励地方政府进行制度和技术创新，促使其将注意力从转移支付和中央政府的需求转移到本辖区居民的需求与偏好上［4］。国内部分研究也表明，财政分权水平与地方政府福利性财政支出效率呈现正向因果关系［5］。但由于晋升职位有限，中国的晋升锦标赛具有“赢家通吃”和“零和博弈”的特征，使得地方官员在注重本地区的经济增长的同时，会尽量避免本地区的经济增长给其他参与竞争的官员所在地区带来正的外部性，这就使得在区域竞争的过程中会损失掉部分的经济效率［6］。

由此可以看出，财政分权和官员晋升激励会同时影响地方财政支出结构与支出效率。在此前提下，假设公共支出效率可以改变政府的财政投入规模，就可以构成一个完整的中介效应的分析框架，即财政分权、晋升激励通过公共支出效率影响地方政府的财政资源配置。进一步整理发现，关于财政支出效率对财政支出规模影响的研究并不多，且未对公共支出效率提高导致地方政府财政支出比重非线性变化的机制进行解释［7-8］。中国地方政府具有生产性支出偏向，即更愿意增加生产性支出，减少民生性支出。而作为一种有限的财政资源，节能减排的预期目标与地方政府较低的公共服务支出倾向是类似的。由此，本文将根据“能源回弹效应”的影响机制对公共服务支出效率如何影响财政投入进行解释。

能源“回弹效应”最早的研究证明了英国煤炭使用效率的提高不但不能减少对煤炭的使用，反而使煤炭的使用量增加［9］，而之后的研究对此提出了四种能源回弹效应的作用机制，分别为直接回弹效应、间接回弹效应、经济系统层面回彈效应和转换效应。其中，直接回弹效应是指能源使用效率提高导致能源产品和服务的价格降低，进而使得能源的消费需求增加，即收入效应；间接回弹效应则强调价格降低所节约的成本，会被用于其他商品和服务，这也会导致能源需求的增加，这种影响为替代效应［10］。

随着民生性支出效率的提高，在“价格效应”的影响下，公共服务支出的增加会使得医疗卫生等公共服务价格下降［11-12］。因此，消费者会增加相关公共服务的消费需求，进一步促使地方政府增加改善民生的财政投入，表现出与“直接回弹效应”相同的变化。

由于居民效用函数严格拟凹，居民消费符合边际效用递减规律。已有文献指出，居民边际效用递减是导致消费者厌腻感的因素之一［13］。所谓的厌腻感，是指消费者重复消费的效用感、享乐感或满意度显著下降，负面感知逐步抑制正面感知的主观情绪体验［14］，中国互联网普及与应用对居民幸福感的影响就符合边际效用递减规律［15］。这表明，虽然公共物品供给增加会提高居民效用，但是由于边际效用递减，在超过最优供给规模的临界点后，地方政府进一步增加公共服务支出，居民公共服务的满意度甚至会不增反减。为此，地方官员会尽可能地根据公共服务支出效率，将相应的民生财政投入规模维持在居民满意度最高的水平。若公共服务支出效率继续改善，为了保持居民效用不超过临界点，地方政府甚至还会减少民生性支出规模，相应所节约得到的财政资源就会用于政府投资和经济建设。实际上，中国地方政府在积极带动空间城镇化促进经济增长的同时，却消极应对人口城镇化［16］。为了落实以人为核心的新型城镇化

《国务院关于实施支持农业转移人口市民化若干财政政策的通知》（国发〔2016〕44号）强调，强化地方政府尤其是人口流入地政府的主体责任，建立健全支持农业转移人口市民化的财政政策体系，将持有居住证人口纳入基本公共服务保障范围，创造条件加快实现基本公共服务常住人口全覆盖。“十四五”规划也强调，要“按照常住人口规模和服务半径统筹基本公共服务设施布局和共建共享，促进基本公共服务资源向基层延伸、向农村覆盖、向边远地区和生活困难群众倾斜”。，

近年来中国中央政府要求地方政府健全支持非户籍人口市民化的财政政策体系，促进非户籍常住人口有序实现市民化，使其与城镇居民享有同等权利，但这势必需要地方政府大幅增加公共服务财政支出［17］。这种变化与“间接回弹效应”相似，即为“替代效应”。

（二）经济增长预期目标的调节作用

为了保持经济增长朝着预设的方向发展，包括中国在内的许多国家都会对本国经济增长进行预期管理。已有研究表明，中国地方经济增长目标虽然可以正向影响本地实际经济增长走势，但“层层加码”加上组织资源稀缺，导致地方政府倾向于采取短期经济行为，例如扭曲财政支出结构、过度增加基础设施投资等［18］，

这进一步强化了公共服务支出效率的“替代效应”。不过，当公共政策造成一些群体所享受的公共服务水平和社会福利供给水平下降时，

往往会诱发社会不稳定事件［19］，不符合中央政府的预期目标。为此，近年来中国地方官员考核体系也提出要纠正单纯以经济增长速度评定政绩的偏向

2013年12月6日，中共中央组织部颁布《关于改进地方党政领导班子和领导干部政绩考核工作的通知》，其中明确提到“不能仅仅把地区生产总值及增长率作为考核评价政绩的主要指标，不能搞地区生产总值及增长率排名”。。如图1所示，即使地方政府制定了“层层加码”的经济增长预期目标，也会为了满足居民基本公共服务需求、维持社会稳定的目的，保持一定规模增长的民生改善财政投入。

图1公共服务支出“回弹效应”作用机制及经济增长目标的调节作用

二、理论模型和研究假设

（一）基本模型

本部分主要基于Rosen-Roback空间均衡模型［8］，分析公共服务支出效率、经济增长预期目标对民生性财政支出的影响。基本模型包含生产、住房和地方政府三个部门。

maxYθititU1-θitit（1）

其中，假定地方政府目标函数分为经济增长（Yit）和居民福利水平（Uit）两部分，i和t分别表示地区和年份，其中θit表示地方政府经济发展偏向，其值越大，说明地方政府目标函数中GDP所占的权重越大。

Yit=AitK1-α-βit（δNit）αLβitγG1-γpit （2）

其中，生产函数的生产要素除了劳动力（δNit）、土地（Lit）和资本（Kit）之外，还包括政府生产性支出（Gpit），这四类生产要素的产出弹性分别为α、β、1－α－β和1－γ。另外，δ为劳动力人口比重。

Uit=AitCit/ττH1-τit （3）

其中，Uit包括地区公共服务水平（Ait）、居民一般消费品消费（Cit）和住宅消费（Hit）三部分。Hit可以表示为单位人口居民用地面积，τ表示居民消费中一般消费品比重。

Ait=ρGsit/［α-ατ+βδNit］gsit （4）

其中，地区公共服务水平由居住地区外生条件（ρ）、总人口（Nit）、地方政府公共服务支出规模（Gsit）和支出效率（gsit）等决定。

Gsit=φitGit=φitrpitλitLit+rsit（1-λit）Lit （5）

其中，φit表示公共服务支出占财政总支出（Git）的比重，生产性支出比重则为1－φit。假定地方政府财政支出依赖财政收入规模，而财政收入主要来源于土地租金收入，rpit、rsit分别表示单位投入生产用地和居住用地的土地租金，λit表示生产用地占全部建设土地的比重。

假设地方政府在提高当地经济发展的同时，需要兼顾公共服务供给的改善。通过最大化地方政府的目标函数，可以计算得到地方政府公共服务支出比重，即

φit=γα+β1-θit/

{γα+β1-θit+（1-γ）θit+（gsit+τ）1-θit/gsit}（6）

按照已有研究的参数赋值［8］，由式（6）可以对公共服务支出效率与支出比重关系进行数值模拟，得到φit/gsit>0，这说明随着地方政府公共服务支出效率的改善，当地居民公共服务满意度会相应提高，用于促进民生的财政支出比重会相应增加，表现为收入效应。

（二）居民效用函数的修正

在式（1）中，地方政府目标函数中的生产函数和居民效应函数都假定与地方政府的财政支出呈正向作用关系，即Yit/Gpit>0，Uit/Gsit>0，因而地方政府需要在经济发展和居民福利之间进行平衡。但如前文所述，在居民效用函数达到一定水平后，进一步增加公共服务财政投入规模，居民效用会不增反减，式（3）不再适用。此时，地方政府公共服务支出规模和效率与居民效用呈反向关系，即Uit/gsit<0，Uit/sit<0。这说明，即使保持公共服務支出规模不变，支出效率的提高也会使得居民效用下降。此时，地方政府减少民生性支出规模不仅可以保持居民效用不超过临界点，而且还可以利用所节约得到的财政资源进行经济建设，提高经济增长水平。由此，本文提出以下研究假设：

H1a：随着中国公共服务支出效率的提高，地方政府民生性支出的比重先增加后减少，呈倒U型变化。

H1b：随着中国公共服务支出效率的提高，地方政府民生性支出的比重不会呈倒U型变化。

（三）经济增长预期目标的引入

由式（6）可以得出φit/θsit<0，即地方政府越偏重于GDP，就会使得当地公共服务支出比重越低。θit既可以表示在t期内地方政府的经济发展偏向，也可以作为t+1期期初制定当地经济增长预期目标时对未来收益的评价，其值越大，表明官员能够通过经济绩效获得政治晋升的可能性越大。根据已有研究［20］，本文假定在第t期期初地方政府公布的预期经济增长目标为Xit，其所能为官员在政治晋升中带来预期收益为

Yit=AXit（7）

其中，A>0，且为常数，这一收益可以看作纵向委托—代理关系中的经济绩效基本标准，是上级政府下达的政治任务。但地方官员的任免和提拔并不局限于当地GDP的增长情况，还会较之邻近省份或者经济相当省份的经济发展情况。本文假设Dit为t期其他地区经济预期目标平均值与本地区的差异，其值越大，表明当地的预期经济增长目标相对于其他地区的差异越大。当预期目标较低时，地方政府会承担获得政治晋升的机会成本，而当预期目标较高时，当地也需要通过加大税收优惠等税收支出的方式吸引资本。本文将其计作C（Dit），且C′（·）>0，C″（·）>0。到了t+1期期初，假定地方政府会根据t期的经济绩效差距调整预期经济增长目标，即

Xit+1=Xit+Dit（8）

此时，官员在经济增长预期目标中所获得的价值为V（Xit）：

V（Xit）=maxDitAXit-C（Dit）+θitV（Xit+1）（9）

由以上模型可知，经济增长预期目标就使得地方官员要在预算约束方程式（7）下，通过选择Dit，最大化式（9）。本文假定t期三个地区地方官员对经济增长的偏好和激励程度依次增加，分别为

θ1>θ2>θ3。当经济增长预期目标差距的边际成本等于边际效益时，式（9）可以整理成欧拉方程：

C′（Dit）=θitC′（Dit+1）+A （10）

通过变量代换，式（10）的稳态水平为

C′D1=Aθ11+θ2+θ2θ3/（1－θ1θ2θ3）（11）

C′D2=Aθ21+θ3+θ1θ3/（1－θ1θ2θ3）（12）

C′D3=Aθ31+θ1+θ1θ2/（1－θ1θ2θ3）（13）

由于C″（·）>0，θ1>θ2>θ3，可以证明D1>D2>D3。这说明，某地区与其他地区存在的预期经济绩效差距越大，该地区地方政府越会提高经济发展在目标函数中的权重。由式（6）可知，地方政府公共服务支出比重与经济发展的权重成反比。一方面，当本地区受到近年来官员绩效考核指标调整的影响，制定的经济增长目标与其他地区差距较小时，当地经济发展的权重较低，增加民生财政投入倾向相对增强，这就正向促进了公共服务支出效率的收入效应。另一方面，当地经济增长目标超过其他地区过多，说明经济发展的权重很高，相应地会降低当地用于公共服务的投入，即为替代效应。由此，本文提出以下研究假设：

H2a：地方政府经济增长预期目标会加强公共服务支出效率的收入效应。

H2b：地方政府经济增长预期目标会加强公共服务支出效率的替代效应。

三、模型選择与变量说明

（一）模型选择

为了验证公共服务财政投入的倒U型变化，本文引入地方政府公共服务支出效率及其平方项作为核心解释变量，建立双向固定效应模型，具体如下：

rsit=α1lteit+α2lte2it+α3Zit+μi+μt+εit （14）

其中，被解释变量rsit为地区i在t年的公共服务支出占一般公共预算支出的比重。为了避免内生性的影响，核心解释变量lte和lte2为滞后一期公共服务支出效率值及其平方项，Zit是模型的控制变量，ui和ut为个体和时间异质性的截距项，εit为随机扰动项。另外，为了分析地方政府经济增长预期目标的调节作用，本文首先设定了调节变量经济增长预期目标变量ggijt，并在基准模型的基础上纳入滞后一期经济增长预期目标变量lgijt，与lte和lte2形成交互项。具体的模型如下：

rsit=α1lteit+α2lte2it+α3lgijt+α4lteit×lgijt+α5lte2it×lgijt+α6Zit+μi+μt+εit（15）

（二）变量说明

1.被解释变量

本文采用地方政府中民生性支出占全部财政支出的比重rs作为被解释变量，而民生性支出所涉及的公共服务范围则参考“十四五”规划

“十四五”规划提出，要“聚焦教育、医疗、养老、抚幼、就业、文体、助残等重点领域，推动数字化服务普惠应用，持续提升群众获得感”。，界定为地方政府一般公共预算支出中的教育、文化体育与传媒、社会保障和就业、医疗卫生、环境保护、城乡社区事务等六项财政支出。

2.核心解释变量

参考国内大多数学者的研究，本文采用数据包络分析（data envelopment analysis，DEA）方法，以被解释变量所涉及的六项财政支出的人均值作为投入指标，将当年地区公共服务供给水平ser作为产出指标，建立了以产出为导向的多阶段DEA模型，计算地方政府的公共服务支出效率值te。其中，本文采用主成分分析法并通过KMO与Bartlett检验、坐标平移消除负数影响等方式［21-22］，测量了地方政府的公共服务供给水平。选取对应的基本公共服务指标如表1所示

《国务院关于财政农业农村资金分配和使用情况的报告》中提到，2016—2019年全国财政一般公共预算累计安排农业农村相关支出6.07万亿元。但相对地，2016—2019年全国财政累计支出85.06万亿元，占比仅7.1%左右。考虑到这一点，本文在测算公共服务供给水平的指标体系中尽可能地选取集中在城镇地区的基本公共服务项目。。

另外，本文按照地方政府基本公共服务支出责任的分担比例，将全国31个省份（不包括中国香港、澳门和台湾）分为Ⅰ类、Ⅱ类和Ⅲ类地区，财政压力依次增加

根据《国务院办公厅关于印发基本公共服务领域中央与地方共同财政事权和支出责任划分改革方案的通知》（国办发〔2018〕6号），Ⅰ类地区包括北京、上海、天津、江苏、浙江和广东6个省份，Ⅱ类地区包括河北、山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、海南、辽宁、福建、山东13个省份，Ⅲ类地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省份。。如图2所示，

2007—2019年Ⅰ类地区公共服务供给水平平均值为6.29，Ⅱ类、Ⅲ类地区依次为3.87和3.67，全国平均水平为4.26。但从人均财政

投入的支出效率来看，Ⅱ类地区和Ⅰ类地区的综合效率值要显著高于Ⅲ类地区。这说明，公共服务供给水平越高的地区，并不总是综合效率值越高。综合效率（te）=纯技术效率（pt）×规模效率（se），其中纯技术效率是决策单元由于管理和技术等因素影响的生产效率，规模效率是由于决策单元投入规模等因素影响的生产效率。从图2中的纯技术效率值可以看出，在2012年以后Ⅰ类地区各省份平均值大于Ⅱ类地区，而规模效率值Ⅰ类地区显著低于Ⅱ类、Ⅲ类地区，表明Ⅰ类地区的公共服务财政投入规模效益递减更加严重。

3.调节变量

本文设定当期地方政府经济增长预期目标变量ggijt，用以衡量地方政府的“相对绩效”。

ggijt=（agit-aagjt）/agit（16）

其中，agit表示t年年初地方政府i在政府工作报告中公布经济预期增长率，aagjt分别为Ⅰ类、Ⅱ类和Ⅲ类地区中所有省份经济预期增长率的平均值，j表示三类地区。

4.控制变量

本文的控制变量主要分为两类，一类为政治因素变量，另一类为经济因素变量。政治因素变量中，晋升激励（gre）是一个以GDP增长率、财政盈余与失业率为基础的官员晋升激励指数［23］。当某省前一年的GDP增长率或财政盈余小于其所在地区的加权平均值时，赋值1，反之赋值0；当某省区的失业率大于其所在地区的加权平均值时，赋值1，反之赋值0。该指标的取值范围在0～3之间，分值越高代表晋升激励程度越大，地方政府相互之間竞争的倾向越强。此外，本文也将党委书记的任期（sec）和中央补助收入占地方一般公共预算收入的比重（tra）作为政治因素的控制变量。在经济因素中，由于中国实行“量入为出”的预算编制原则

《中华人民共和国预算法》第三十五条规定，“地方各级预算按照量入为出、收支平衡的原则编制”。，并且考虑到居民消费对财政收入、人口城镇化对基本公共服务供给的影响，本文还选取了税收收入增长率tax、地区社会消费品零售总额增长率（con）和城镇人口占地区常住人口的比例（ur）这三个控制变量。

（三）样本选择和数据说明

2007年中国实施政府收支科目分类改革，且2020年受到新冠病毒感染疫情影响，地方政府财政支出波动较大，因此本文的回归中仅采用2007—2019年中国31个省份的面板数据。数据主要来源于中山大学岭南学院产业与区域经济研究中心数据库、各省份历年政府工作报告及历任党委书记履历、《中国财政年鉴》、国家统计局和中经网统计数据库等。变量描述性统计结果见表2。

四、实证结果分析

（一）基准模型回归结果

本文在基准模型中对公共服务支出的“回弹效应”进行了检验，如表3第（1）（2）列的结果所示。在5%的显著性水平下，滞后一期的地方政府公共服务支出效率对公共服务支出比重表现出显著的正向影响，而其平方项则对被解释变量产生显著的负向影响，这说明随着地方政府公共服务支出效率的提高，“收入效应”逐渐减弱，“替代效应”逐渐增强，当地用于公共服务的财政支出比重会先增加后减少，因而公共服务支出效率和支出比重之间存在着显著的倒U型关系，这印证了假设H1a，相对地假设H1b则不成立。

为了检验地方政府经济增长预期目标对公共服务支出“回弹效应”的调节作用，本文在基准模型中引

入变量lg，并与核心解释变量形成交互项，结果如表3第（3）

（4）列所示。首先，本文先分析了核心解释变

量lte和调节变量lg的方差膨胀因子，结果均小于1，通过了多重共线性检验。其次，在5%显著性水平下，经济增长预期目标难以对被解释变量rs产生显著的影响。而理想的调节变量应与自变量和因变量

的相关性都不大［24］，说明lg能够成为有效的调节变量。从交互项的影响系数来看，lg×lte

同样与lte

一样，表现出对地方政府公共服务支出比重显著的正向促进作用，而lg×lte2也与lte2相

同，为显著的负向影响。参考已有研究对曲线回归调节作用的解释［25］，由于核心解释变量lte的影响系数显著为正，lg×lte2的影响系数为负，可以认为在lg处于某一较高水平时，lte会对rs产生负向作用。另外，本文对表3第（3）列的公共服务支出效率临界点M0=f（lg）进行求导和作图发现，dM0/dlg<0，这说明随着lg值的增加，临界点M0会左移减小，进而导致在一个较低的lte值下，“替代效应”会超过“收入效应”，这验证了研究假设H2b，相对地假设H2a则不成立。相反地，当lg值逐渐减小时，临界点X0会相应增加右移，从而使得当地政府更多可能地处于倒U型曲线的左侧，呈现出直接“回弹效应”。通过以上的分析可以认为，lg对因变量与自变量的关系表现出显著的调节作用。

（二）稳健性检验

1.变换核心解释变量

前文提到核心解释变量公共服务支出综合效率值由纯技术效率值和规模效率值决定，当pt=1或者se=1时，分别表示分析单位的技术效率有效或者规模效率有效。而在表3的基准模型中，te=1、pt=1和se=1的样本占总样本的3.22%、13.15%和3.72%。表4第（1）（2）列结果显示，滞后一期的纯技术效率值lpt及其二次项难以对rs产生显著的影响，但是规模效率lse与基准模型回归的结果保持一致。而剔除pt=1或者se=1这些“离群值”后，表4第（3）～（5）列结果与基准模型结果保持一致。这说明，在地方政府处于纯技术效率有效阶段后，会继续通过规模效率对相应财政投入规模的影响呈现先正向后负向。特别地，当规模效率处于倒U型曲线的右侧时，其下降反而使得地方增加公共服务财政支出，这又会进一步加重投入冗余问题。

2.变换调节变量

考虑到地方政府也有可能依据t－1年其他地区的情况制定本地区的经济增长预期目标，本文设定ogijt=agijt-aagijt-1，并将滞后一期的og变量log作为调节变量纳入回归分析，如表4第（6）列所示。由于dX0/dlog<0，说明log变量对公共服务支出效率临界点的变化也会产生逆向调节作用。

3.门限效应回归

本文还使用了门限效应回归进一步检验了公共服务财政投入、公共服务支出效率与经济增长目标约束之间的关系，其中表5第（1）列将经济增长目标变量lg作为门限变量纳入回归中。通过Bootstrap方法，本文计算得到的单一门限F统计量P值<0.01，而双门限F统计量为0.150，说明在1%显著性水平下仅存在单一门限效应，且门限值γ为0.261。当经济增长目标变量lg小于0.261时，地方政府公共服务支出效率3.lrs、lpt、lse和log分别表示 rs、pt、se和og的滞后一期。

与相应的财政投入之间仍然存在明显的倒U型关系；在经济增长目标lg大于0.261之后，支出效率提高

对公共服务财政投入仅表现出显著的负向影响。另外，本文还用log变量进行了门限效应回归，如表5第（2）列所示，结果与第（1）列基本一致。

已有研究发现，在晋升制度的约束下，党委书记的年龄与地方财政支出、制定的经济增长目标存在一定的因果关系［26-27］， 但本文设置了官员年龄60岁虚拟变量纳入基准模型后并未发现年龄与财政支出的

关系。为此，本文将省委书记年龄作为门限变量纳入门限效应回归中，结果如表5第（3）列所示。由于第

（3）列模型的单一门限、双重门限F统计量P值分别小于0.01和0.3，因此只存在单一门限效应，

且门限值为56岁，即在5%显著性水平下，当省委书记年龄小于56岁时，lte变量对公共服务支出比重表现出显著的正向关系，但是lte2却没有显著影响。而在省委书记超过56岁之后，lte和lte2都表现出显著影响，且呈倒U型关系。

（三）内生性檢验

为了解决反向因果关系导致的内生性问题，本文参照已有研究采用面板工具变量和GMM模型进行分析［28］。由于已有研究中工具变量大多包括滞后期工具变量和外部工具变量两类，而本文的核心解释变量是滞后一期的公共服务支出效率值，为此，在进行内生性检验时，主要采用外部工具变量的设定方法，即以滞后一期同类地区其他省份一般公共预算收入增长率、转移支付收入

增长率、公共服务支出比重和公共服务支出效率等变量的均值作为外部工具变量。表6第（1）（2）列都通过了Stock-Yogo检验和Hansen检验，这说明模型中所选取的工具变量满足了工具变量的有效性要求。

对比表3基准模型的结果后发现，核心解释变量对各类财政支出的影响系数虽然有不同程度的低估，但是公共服务支出效率与相应的财政投入之间的倒U型关系仍然成立。另外，由于固定效应模型难以解决由于滞后因变量作为自变量所引发的内生性问题［28］，本文在通过扰动项自相关性检验后，还利用动态面板系统GMM模型对各个变量的关系进行了估计，结果也与基准模型基本相同。

（四）异质性分析

本文在理论分析中指出，地方政府生产性支出偏向会加重公共服务支出效率的“替代效应”。由于在不同财政分权水平下生产性支出偏向存在门限效应［29］，替代效应也会随之不同。为了验证这种异质性，本文进一步分析了三类地区公共服务支出效率对当地民生性财政支出比重的影响，结果如表7所示。可以看出，在5%的显著性水平下，Ⅰ类地区各省份的公共服务支出效率并没有对被解释变量rs产生显著的影响。相对地，Ⅲ类地区的纯技术效率与规模效率都表现出对公共服务财政投入的倒U型影响，而Ⅱ类地区仅有规模效率一项可以产生显著影响。在财政压力较大地区的公共服务供给水平随着效率提高而有所改善后，当地更加强烈的生产性支出偏向会使得“替代效应”愈发显著，效率改善对公共服务财政投入的影响也会随之由正向转为负向。但在财政压力较小、可支配财政资源相对充足的地区，生产性支出偏向的强度相对较弱，效率改善所产生的“收入效应”与“替代效应”比较平衡，不会表现出显著的正向或者负向影响。

除此之外，表7结果还表明，在Ⅱ类地区，lg会通过lpt和lse对被解释变量rs产生调节作用，Ⅲ类地区经济增长预期目标变量的调节效应则只表现在规模效率上，而在Ⅰ类地区，lg难以表现出显著影响。经济增长预期目标变量调节效应的异质性可能是因为地区间政府竞争强度的差异。参考已有研究［30］，本文根据外商直接投资额与地区生产总值的比值计算了三类地区地方政府竞争能力变异系数，用以衡量区域内竞争强度，如图3所示。

可以看出，2007—2019年Ⅱ类地区区域内各省份政府竞争强度最大，Ⅰ类和Ⅲ类地区相对次之。由于横向政府竞争会导致地方政府经济增长目标的“层层加码”，进而使地方政府愿意投入尽可能多的财政资源进行经济建设，而Ⅱ类地区政府竞争强度最大，因此经济增长目标会更加明显地加重生产性支出偏向。相对地，Ⅰ类和Ⅲ类地区内部由于政府竞争强度较小，lg调节作用相对较弱。

五、结论与启示

本文利用2007—2019年中国31个省份的相关数据建立实证模型，验证了公共服务支出效率和支出比重之间存在着显著的倒U型关系，即地方政府公共服务支出效率在达到一定的临界点前，财政支出效率的改善会促进当地政府提高公共服务支出比重，这种“收入效应”的变化与能源“直接回弹效应”一致。在地方政府公共服务支出效率超过这一临界点后，公共服务支出比重会不增反减，更多地表现出“替代效应”。此外，本文还分析了地方政府经济增长预期目标变量对这一倒U型关系的调节作用。结果发现，地方政府公共服务支出效率的临界点与经济增长预期目标呈反向关系，即某地经济增长预期目标提高，会使得公共服务支出效率与支出比重的倒U型曲线左移，导致在一个较低的支出效率值下，“替代效应”会超过“收入效应”，支出比重会随之下降。

進一步分析发现，相较于纯技术效率，中国地方政府公共服务支出规模效率问题更为严重。因此，需要摆脱“基数法”预算编制方式的影响，逐步探索并实行零基预算，科学预测并确定公共服务预算支出，避免财政投入冗余导致的规模效率下降问题。此外，较低的财政自主度水平与较强的政府竞争都会加重地方政府生产性支出偏向，进而使得效率改善产生“替代效应”超过“收入效应”。为此，需要完善中国地方官员绩效考核体系和理顺纵向政府间财政关系。

首先，由于中国基本国情并没有发生改变，因此在今后一段较长时间里仍然要以经济建设为中心，这意味着官员绩效考核中完全不考虑经济增长因素并不现实。不过，中央政府可以逐步提高社会评价在地方官员考核中的权重。一方面，中央政府应当适时调整并提高国家基本公共服务标准，促进各个地方政府稳定提升基本公共服务供给水平。另一方面，中央政府需要积极鼓励居民参与到当地政府公共服务绩效评价中，并将社会评价调查结果赋予一定权重，纳入对地方官员的政治晋升体系中，以此约束和引导地方政府行为。

其次，降低地方政府生产性支出偏向可以改善公共服务供给水平，这就需要理顺纵向政府间财政关系，保障地方政府获得稳定的可支配财政资源。在收入划分方面，可以借鉴德国、加拿大等国横向转移支付的经验，由中央对增值税收入进行区域分配。同时，加快推进消费税征收环节改革，并将部分收入划归地方。而根据2016年颁布的政策文件时间安排，中央与地方财政事权和支出责任划分改革的进度有所滞后，目前需要从三个方面加快：一是在已取得进展的基础上，进一步拓展在公共安全、社会保障等领域的划分改革；二是加快推进省以下财政事权与支出责任划分改革；三是按照全面依法治国的要求，积极推动制定政府间财政关系法的进程，确保财政事权和支出责任划分和调整有法可依。

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编辑：李再扬，高原