省以下財政分權(quán)對公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)

龐 偉，孫玉棟

(中國人民大學(xué) 公共管理學(xué)院，北京 100872)

一、 引言

黨的十九大報告指出：“我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾?！敝袊厣鐣髁x進入新時代，但是民生領(lǐng)域依然存在不少短板，基本公共服務(wù)均等化等目標尚未實現(xiàn)。財政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱。當(dāng)前我國中央政府以財政分權(quán)和晉升激勵等方式影響地方履行政府職能(傅強和朱浩，2013)[1]，但在“晉升錦標賽”下(周黎安，2007)[2]，地方政府更加熱衷于促進經(jīng)濟增長，公共服務(wù)供給的改善難以獲得同等程度的重視。

奧茨分權(quán)定理認為，由于信息優(yōu)勢，如果下級政府能夠和上級政府提供同樣的公共品,那么由下級政府提供則效率會更高(Oates，1972)[3]。因此，相對于中央與地方，省以下政府間的財政關(guān)系對地方公共產(chǎn)品供給的改善發(fā)揮著更為重要和直接的作用。但是目前我國省以下財政體制并不健全，地區(qū)間財力分布并不均衡，進而導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展的不平衡不充分。因此，本文從區(qū)域差異角度，分析和探討省以下財政分權(quán)對地方公共服務(wù)供給的影響效應(yīng)。

二、 文獻綜述與理論框架

(一)財政分權(quán)對公共服務(wù)供給的影響

Bardhan和Mookherjee(2005)認為，地方政府擁有更多的財政自主權(quán)有助于提高地區(qū)居民的福利水平[4]。隨著中央對地方財政分權(quán)程度的提高，地方政府會將注意力從轉(zhuǎn)移支付和中央政府的需求轉(zhuǎn)到本轄區(qū)居民的需求與偏好(Boyne，1996)[5]。平新喬和白潔(2006)的研究說明我國財政分權(quán)背景下的財政激勵使得地方政府增加在教育、衛(wèi)生、應(yīng)急管理和公路建設(shè)等方面的公共支出[6]。而傅勇(2010)則認為上級政府的轉(zhuǎn)移支付能夠有效改善非經(jīng)濟性公共物品供給[7]。崔志坤和張燕(2017)通過研究發(fā)現(xiàn)，隨著中央人均轉(zhuǎn)移支付的增加，地方福利性財政支出的效率會越高[8]。

但是地方政府對改善公共服務(wù)供給水平的傾向存在“門限效應(yīng)”，當(dāng)可供支配人均財政資源小于一定的門限值時，地方政府會存在顯著的生產(chǎn)性支出偏向，導(dǎo)致重視基建支出而忽視公共服務(wù)支出(安苑和王珺，2012)[9]。地方政府支出責(zé)任與當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給水平呈現(xiàn)顯著的倒“U”型關(guān)系(龐偉和孫玉棟，2017)[10]，即過重的支出責(zé)任和事權(quán)財權(quán)嚴重不匹配會使得地方政府嚴重依賴轉(zhuǎn)移支付提供資金，但轉(zhuǎn)移支付使用效率低下，難以改善地方公共服務(wù)的供給效率；過低的支出責(zé)任則會造成公共產(chǎn)品供給不足，不能滿足人民日益增長的公共服務(wù)需求(陳思霞和田丹，2013)[11]。

(二)區(qū)域差異對省以下財政分權(quán)的影響

制度層面導(dǎo)致城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展不平衡不充分的因素較多，由于行政等級差異，高行政層級城市可以借助行政權(quán)力攫取低行政層級城市的財政資源，從而加劇城市之間的發(fā)展不平衡(黃燕芬和張超，2018)[12]。我國增值稅“生產(chǎn)地原則”的分享方式造成了稅收收入歸屬與稅負歸屬的扭曲，導(dǎo)致地方政府進行稅收競爭(楊帆和劉怡，2014)[13]，并且由于經(jīng)濟發(fā)展程度不同，會出現(xiàn)增值稅稅收收入的不平衡，從而進一步擴大區(qū)域發(fā)展差距。

區(qū)域內(nèi)各城市的發(fā)展差異同樣影響著省以下財政分權(quán)水平。周黎安和吳敏(2015)通過實證研究發(fā)現(xiàn)，省域內(nèi)各地級市經(jīng)濟變量差異程度越高，省本級稅收分成的比例越高。原因是各市的發(fā)展水平差異較大，省本級政府需要更多的財力，以稅收返還、轉(zhuǎn)移支付等方式縮小各市之間的財力差距[14]。席鵬輝和梁若冰(2014)認為，省以下財政分權(quán)雖然能夠提高發(fā)達縣市的公共品供給水平，但是欠發(fā)達地區(qū)在市場力量下難以享受到匹配的公共服務(wù)，因而對于縣市經(jīng)濟發(fā)展差異較大的省份，應(yīng)依靠省級政府適度的財政集權(quán)實現(xiàn)省域內(nèi)公共服務(wù)均等化[15]。

從上述文獻可以看出，財政收入分權(quán)水平的提高，能夠明顯增加地方公共產(chǎn)品供給，而事權(quán)與支出責(zé)任顯著影響著公共服務(wù)供給的改善。因此要實現(xiàn)基本公共服務(wù)均等化，就需要理順政府間的財政關(guān)系，確定合適的財政分權(quán)水平，以增強地方政府改善公共服務(wù)的能力。另外，由于發(fā)展差異較大的省份需要依靠省級政府集中財力進行區(qū)域內(nèi)的橫向平衡，也就意味著不同的發(fā)展差異程度對應(yīng)著不同的最優(yōu)財政分權(quán)水平，因此省以下財政分權(quán)對促進省域內(nèi)基本公共服務(wù)均等化的效果還應(yīng)考慮到區(qū)域內(nèi)發(fā)展不平衡不充分的影響。但目前大部分文獻并未對此進行討論?？紤]到這些因素，本文在區(qū)域發(fā)展差異基礎(chǔ)上，分析省以下財政分權(quán)對地方公共服務(wù)供給影響的門限效應(yīng)。

圖1顯示了區(qū)域發(fā)展差異背景下財政分權(quán)對公共服務(wù)供給的影響。

三、 變量選取與研究方法

(一)變量選取

1.被解釋變量

根據(jù)“十三五”時期我國對基本公共服務(wù)均等化的要求[注]國發(fā)〔2017〕9號《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)“十三五”推進基本公共服務(wù)均等化規(guī)劃的通知》。，從文化教育、醫(yī)療衛(wèi)生、環(huán)境保護和交通設(shè)施等4個方面衡量地方的公共服務(wù)水平，用ser表示。其中，文化教育對應(yīng)的指標為生均普通高等學(xué)校數(shù)、普通高中生師比和地區(qū)人均公共圖書館數(shù)，醫(yī)療衛(wèi)生對應(yīng)的指標為人均醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)和衛(wèi)生人員數(shù)，環(huán)境保護對應(yīng)的指標為人均公園綠地面積，交通設(shè)施對應(yīng)的指標為人均公路里程。為避免多重共線性，在選取的指標均通過KMO與Bartlett檢驗的前提下，按照主成分分析方法，采用SPSS軟件，選取第一、第二主成分的綜合主成分值代表地區(qū)的公共服務(wù)供給水平。

2.解釋變量

已有文獻經(jīng)常采用“收入指標”“支出指標”“自主度指標”測量財政分權(quán)程度(陳碩等，2012)[16]。由于本文在衡量地區(qū)差異時會采用財政自主度指標，因此作為核心解釋變量的省以下財政分權(quán)指標僅采用“收入”和“支出”指標。其中，財政收入分權(quán)指標rev=地市級及以上城市一般公共預(yù)算收入/全省一般公共預(yù)算收入，財政支出分權(quán)指標exp=地市級及以上城市一般公共預(yù)算支出/全省一般公共預(yù)算支出。

3.門限變量

前文的分析指出，在不同的區(qū)域發(fā)展差異水平下，同樣的省以下財政分權(quán)水平對地區(qū)公共服務(wù)供給的影響并不一致，因此本文將區(qū)域差異程度作為門限變量，分析省以下財政分權(quán)的門限效應(yīng)。由于財政自給率對地方經(jīng)濟增長率具有顯著的促進作用(徐綠敏和梅建明，2015)[17]，而且可支配財政資源的增加會改善當(dāng)?shù)毓卜?wù)(安苑和王珺，2012)[9]，按照周黎安和吳敏(2015)[14]使用變異系數(shù)測量經(jīng)濟差異的方法，采用省域內(nèi)地市級及以上城市財政自主度變異系數(shù)muni衡量區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異，變異系數(shù)越大說明差異化水平越高。

從圖2可以看出，2004—2016年東北部地區(qū)城市發(fā)展差異程度先縮小然后快速增大，其中遼寧的差異水平低于全國平均水平，只有黑龍江省內(nèi)各城市的差異化程度遠高于全國水平。另外，東中部地區(qū)的發(fā)展差異程度低于全國水平，而西部地區(qū)的發(fā)展差異則遠高于全國平均值，說明西部地區(qū)各省份的財政壓力仍然較大。

資料來源：根據(jù)《中國城市統(tǒng)計年鑒》等數(shù)據(jù)計算得到；圖中數(shù)值分別代表當(dāng)年全國、東中西部和東北部各省份財政自主度的平均值[注]東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東，中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖南和湖北，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、甘肅、寧夏和陜西，東北部地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江。

圖2各地區(qū)地市級以上城市財政自主度變異系數(shù)

4.控制變量

考慮到公共服務(wù)均等化既需要經(jīng)濟增長與財政收入作為保障，又需要相應(yīng)的空間作為載體，而前者與當(dāng)?shù)氐膰裆a(chǎn)總值、房價等因素有關(guān)，因此采用空間城鎮(zhèn)化程度bpap(崔軍等，2014)[18]、住宅類商品房平均銷售價格對數(shù)值lhp和地區(qū)國民生產(chǎn)總值對數(shù)值lgdp作為控制變量。

變量名稱及定義見表1。

表1變量名稱、定義和數(shù)據(jù)來源

(二)樣本選擇和數(shù)據(jù)采集

由于2003年我國中央與地方的所得稅收入分享比例進行過調(diào)整，隨后省以下財政分權(quán)水平也發(fā)生相應(yīng)變化，因此研究基期定為2004年?？紤]到缺失值因素的影響，不包括香港、澳門、臺灣、西藏、新疆、青海和海南的數(shù)據(jù)，即研究2004—2016年27個省份財政分權(quán)對公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)，表2給出了各變量的描述性統(tǒng)計。

表2各變量描述性統(tǒng)計

(三)研究方法與模型設(shè)定

Hansen(1999)[19]提出的非動態(tài)面板門限回歸，既能夠檢驗門限的個數(shù)，又能夠有效估計出準確的門限值，同時還可以對不同樣本回歸結(jié)果的差異性進行顯著性檢驗(王靜，2014)[20]。因此，建立不同區(qū)域發(fā)展差異水平下省級以下財政分權(quán)對地區(qū)公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)模型：

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

(1)

其中，被解釋變量serit為地區(qū)i在t年的公共服務(wù)供給水平；核心解釋變量Fed分別為rev和exp，分別表示省以下財政收入分權(quán)和財政支出分權(quán)；muni為門限變量，表示i省份第t年地市級以上城市的財政自主度變異系數(shù)；Xit為模型的控制變量；εit為隨機擾動項。I(·) 為特征函數(shù)。

門限效應(yīng)的顯著性檢驗?？梢圆捎肏ansen (1999)構(gòu)建的LM統(tǒng)計量對零假設(shè)進行統(tǒng)計檢驗[19]，即：

檢驗門限估計值是否等于真實值。Hansen (2000)提出需要用似然比統(tǒng)計量LR確定其門限值的置信區(qū)間[22]，即在顯著性水平為α?xí)r，LR(γ)≤c(α)=-2ln[1-(1-α)^(1/2)]，不能拒絕零假設(shè)。其中，95%置信水平對應(yīng)的c(α)=7.3523。

以上分析方法僅考慮了存在一個門限的情況，但是在實際經(jīng)濟分析過程中經(jīng)常存在多個門限值。當(dāng)存在兩個門限值時，式(1)可以修改為：

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

(2)

四、 實證結(jié)果分析

(一)門限效果檢驗

根據(jù)前文的分析可知，在不同的區(qū)域發(fā)展差異水平下，相同的財政分權(quán)水平會對公共服務(wù)供給產(chǎn)生不同的影響。本文以各省份地市級以上城市財政自主度變異系數(shù)作為區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異的代理變量，以空間城鎮(zhèn)化程度、住宅類商品房平均銷售價格對數(shù)值和地區(qū)國民生產(chǎn)總值對數(shù)值作為控制變量，建立門限效應(yīng)模型(1)，分析財政分權(quán)對基本公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)。

首先，依次按照不存在門限值，存在一個門限、兩個門限和三個門限的假設(shè)對模型(1)進行估計，從而確定門限值數(shù)量和模型的形式。表3顯示了模型(1)不同門限檢驗類型的F統(tǒng)計量和采用Bootstrap方法得到的P值，由表3的結(jié)果可以看出，門限變量財政自主度變異系數(shù)muni的單一門限、雙重門限和三重門限檢驗的P值分別為0.0000、0.0080和0.0000，并且均在1%顯著性水平下顯著，因此采用三重門限模型對財政分權(quán)的門限效應(yīng)進行分析。

表3門限效果檢驗結(jié)果

注：P值和臨界值均為采用Bootstrap方法(自抽樣法)反復(fù)抽樣(rep=500)得到的結(jié)果；***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平

表4模型(1)門限估計值和置信區(qū)間

注：門檻越過率=財政自主度超過門限值的省份數(shù)/研究樣本數(shù)

按照同樣的方法，以bpap和lhp為控制變量構(gòu)建模型(2)，也能夠通過檢驗得到適用于三重門限模型以及三個門限的估計值和置信區(qū)間，其中門限估計值與模型(1)相同。根據(jù)表4的門檻越過率可以得知，2004—2016年，按照財政自主度差異系數(shù)的大小，我國各省份的門限值主要集中在(0，0.3126)，[0.3126，0.4906)兩個區(qū)間，而大于第二、第三門限值的省份，即城市發(fā)展差異較大的省份主要為云南、甘肅、寧夏和四川等西部省份以及黑龍江等東北部省份。

(二)財政分權(quán)對公共服務(wù)供給的實證分析

1.財政收入分權(quán)對公共服務(wù)的門限效應(yīng)

從財政分權(quán)的地區(qū)發(fā)展差異門限效應(yīng)檢驗結(jié)果看，財政收入分權(quán)與財政支出分權(quán)對當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給都能表現(xiàn)出顯著的影響，但是這些影響有一定差異。從表5可以看出，財政收入分權(quán)與公共服務(wù)供給水平呈現(xiàn)出非線性影響。例如模型(1)，當(dāng)省域內(nèi)城市財政自主度變異系數(shù)muni小于第一個門限值(0.3126)時，財政收入分權(quán)對公共服務(wù)供給水平存在統(tǒng)計意義上的顯著正向影響，其影響系數(shù)為0.7509，并且通過了1%顯著性水平的檢驗。在1%的顯著性水平下，當(dāng)muni在第一個門限值和第二個門限值之間時，財政收入分權(quán)的影響轉(zhuǎn)而變?yōu)橄麡O，影響系數(shù)為-0.9690，影響程度大于之前的正向影響效果。但是，隨著區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異程度的增大，財政收入分權(quán)指標影響的顯著性逐漸減弱，當(dāng)muni大于0.4906之后，則無法表現(xiàn)出顯著的影響。

總之，當(dāng)區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異水平很低時，財政收入分權(quán)水平的提高，地市級以上政府獲得的財政收入越多，當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給會得到顯著改善。但是當(dāng)區(qū)域發(fā)展差異逐漸增大到0.4906之后，地市級政府財政收入的增加，卻會阻礙當(dāng)?shù)毓卜?wù)均等化進程。另外，財政收入指標難以改善發(fā)展差異水平較高地區(qū)的公共服務(wù)，可以從以下幾個方面加以解釋：

首先，當(dāng)財政自主度差異程度較低時，說明省域內(nèi)各個城市的財政壓力程度差異不大，可支配的財政資源規(guī)模也大體相當(dāng)，地方政府的生產(chǎn)性支出和公共服務(wù)供給偏向也都較為接近。此時，省級政府集中較少的財政資源，各地市級以上政府就能夠獲得更多的財政收入，這樣可以同時提高各個城市地方官員對改善公共服務(wù)的積極性，從而促進省域內(nèi)的公共服務(wù)均等化。

其次，隨著城市間發(fā)展差異的增大，財政自主度差異水平相應(yīng)提高。對于經(jīng)濟總量較大、經(jīng)濟較為發(fā)達的城市，財政收支的缺口壓力可能遠遠小于經(jīng)濟總量小、經(jīng)濟欠發(fā)達的城市。在我國“晉升錦標賽”體制下，這種財政自主度差異會加強地方政府對GDP的追求，進而不利于當(dāng)?shù)毓卜?wù)的改善。對于財政收支缺口較大、可支配財政資源較少的城市而言，地方政府官員為了追求政治晉升，具有更加強烈的動機將有限的財政資金用于經(jīng)濟建設(shè)，促進GDP增長。即使省級政府通過轉(zhuǎn)移支付、提高稅收收入分享比例等方式增加當(dāng)?shù)刎斦杖?，?dāng)?shù)卣矔鼉A向于采用拉動GDP增長進而促進財政收入增加的方式。因為這樣既能夠獲得一定的GDP增速，與鄰近地區(qū)進行競爭換取政治晉升，又能夠增加當(dāng)?shù)卣目芍湄斦Y源，從而縮小與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)財政自主度水平的差距，進而為之后的經(jīng)濟增長奠定基礎(chǔ)。此外，在城市間發(fā)展差異不太大時，對于財政自主度較高的城市，可支配財政資源也較為有限。當(dāng)gdpzit-1gdpzjt-1時，考慮到財政壓力較大地區(qū)能夠獲得省級政府的資金支持，增加其經(jīng)濟建設(shè)的財政資金，從而對本地區(qū)的經(jīng)濟增速進行“追趕”，出于這種博弈心里，即使之前經(jīng)濟增速較快的城市，t期也“被迫”增加更多的生產(chǎn)性投入(龐偉和孫玉棟，2018)[24]。而從省以下財政分權(quán)角度看，省級政府一般不會增加財政自主度水平較高城市的財政收入，即使增加這些城市的可支配財政資源，當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)支出也會因為橫向政府競爭的壓力，其規(guī)模和增速都會不及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出。

再次，當(dāng)省域內(nèi)財政自主度差異程度繼續(xù)擴大之后，除上述的政府競爭導(dǎo)致基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出對公共服務(wù)支出的擠出效應(yīng)以外，經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)能夠擁有足夠的可支配財政收入用于經(jīng)濟建設(shè)，因而對公共服務(wù)供給的支出傾向也會增強，同時由于醫(yī)療、教育等軟公共物品具有一定外溢性，這些城市公共服務(wù)供給水平的提高會通過“輻射”，改善周邊地區(qū)的公共服務(wù)，從而促進省域內(nèi)公共服務(wù)均等化。但是經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)財政收支缺口更大，此時如果增加地市級以上政府的財政資源，省級政府的財政收入隨之減少，那么用于區(qū)域內(nèi)均衡發(fā)展的轉(zhuǎn)移性支付資金相應(yīng)減少，不利于這些城市公共服務(wù)的改善。正是由于以上這些因素的正向影響和負面影響的疊加和抵消，導(dǎo)致在區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異較大時，財政收入分權(quán)難以對省域內(nèi)公共服務(wù)供給的改善產(chǎn)生顯著影響。

表5財政分權(quán)對基本公共服務(wù)供給門限效應(yīng)模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；括號內(nèi)數(shù)值為各系數(shù)對應(yīng)的t統(tǒng)計量

2.財政支出分權(quán)對公共服務(wù)的門限效應(yīng)

財政收入分權(quán)指標僅在發(fā)展差異較小的地區(qū)產(chǎn)生顯著影響，但是財政支出分權(quán)既能在省域內(nèi)財政自主度變異系數(shù)較低時對公共服務(wù)供給產(chǎn)生顯著影響，又能作用于差異程度最大的地區(qū)。由表5中模型(1)可知，在5%的顯著性水平下，當(dāng)省域內(nèi)城市財政自主度變異系數(shù)muni在第一個門限值和第二個門限值之間時，財政支出分權(quán)對當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給的負面影響系數(shù)為-0.3337，而當(dāng)muni>0.6359時，財政支出分權(quán)的影響系數(shù)降低為-0.1859，但也能通過1%顯著性水平的檢驗。由此可知，當(dāng)區(qū)域內(nèi)發(fā)展存在差異時，盡管財政支出分權(quán)對公共服務(wù)供給的負向影響與之前的研究相符(龐偉和孫玉棟，2017)[10]，但是由于當(dāng)muni在(0，0.3126]和(0.4906，0.6359]時，財政支出分權(quán)exp的影響并不顯著，且當(dāng)muni在(0.3126，0.4906]和(0.6359，∞)時，財政支出分權(quán)exp對公共服務(wù)供給ser的影響系數(shù)并不一致，因此可以說明財政支出分權(quán)指標對當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給也存在非線性影響。

表6財政分權(quán)對基本公共服務(wù)供給門限效應(yīng)

注：“+”和“-”分別表示對公共服務(wù)供給的正向和負向影響，“/”表示無顯著影響

表6為財政分權(quán)對基本公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)。

當(dāng)省域內(nèi)財政自主度差異程度非常小時，在財政收入水平一定的前提下，各城市的生產(chǎn)性支出偏向也相差不大，因此即使增加市級政府的財政支出規(guī)模，財政支出結(jié)構(gòu)可能也不會發(fā)生相應(yīng)改變，此時財政支出對公共服務(wù)供給的影響并不顯著。隨著財政自主度差異水平的提高，各城市地方官員的支出偏向也相應(yīng)發(fā)生變化。根據(jù)之前的分析，在橫向政府競爭和晉升激勵的影響下，市級政府由于承擔(dān)著更多的財政事權(quán)導(dǎo)致財政支出增加，使得財政壓力較大的城市更重視地區(qū)的經(jīng)濟增長，而財政壓力較小的城市由于鄰近地區(qū)的“經(jīng)濟趕超”，也會增加基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出比重，從而換取更高的經(jīng)濟增速，這就可以解釋當(dāng)muni在第一個門限值和第二個門限值之間時，財政支出分權(quán)會惡化當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給水平。

當(dāng)muni在第二個門限值和第三個門限值之間時，財政自主度較低的地區(qū)公共服務(wù)質(zhì)量難以滿足當(dāng)?shù)鼐用竦男枨?，不利于社會穩(wěn)定。市級政府財政支出規(guī)模增加的同時意味著省級政府財政支出的減少，即使不改變財政收入分權(quán)程度，省級政府的可支配財政資源也將相對增加。在這兩方面的影響下，省級政府會通過轉(zhuǎn)移支付等方式改善欠發(fā)達地區(qū)的公共服務(wù)水平。這種正向影響抵消了一部分財政支出分權(quán)的負面效應(yīng)，從而導(dǎo)致顯著性水平下降。

當(dāng)省域內(nèi)財政自主度差異程度大于第三個門限值之后，省級政府用于區(qū)域內(nèi)橫向平衡的財政資金規(guī)模不足以彌補欠發(fā)達地區(qū)的財政收支缺口，其對公共服務(wù)的正向改善作用弱化，因而此時財政支出分權(quán)的負面影響相對突出，表現(xiàn)為市級政府的財政支出規(guī)模越大，省域內(nèi)公共服務(wù)均等化水平越低。

五、 結(jié)論與政策建議

為了滿足人民日益增長的美好生活需要，改善地方公共服務(wù)供給，應(yīng)當(dāng)進一步理順各級政府之間的財政關(guān)系，合理界定各級政府的事權(quán)與支出責(zé)任。由于地方政府的信息優(yōu)勢，相對于中央與地方，省以下財政分權(quán)對地區(qū)公共服務(wù)的影響更為直接，但是這種影響受到區(qū)域內(nèi)發(fā)展差異程度的影響，表現(xiàn)為非線性關(guān)系。本文選取2004—2016年27個省份財政分權(quán)與地區(qū)公共服務(wù)供給水平等數(shù)據(jù)，以財政自主度變異系數(shù)作為區(qū)域發(fā)展差異的代理變量，分析不同發(fā)展差異程度下省以下財政分權(quán)對省域公共服務(wù)供給的門限效應(yīng)。

研究認為，當(dāng)區(qū)域發(fā)展差異水平處于不同的門限值區(qū)間時，省以下財政收入分權(quán)對當(dāng)?shù)毓卜?wù)供給表現(xiàn)出完全相反的影響，即當(dāng)省域地市級政府的財政自主度變異系數(shù)在第一門限值以內(nèi)時，市級政府財政收入的增加會改善當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)；當(dāng)?shù)貐^(qū)差異系數(shù)在第一門限值與第二門限值之間時，市級政府財政收入越多，越會惡化當(dāng)?shù)氐墓卜?wù)供給。不同于財政收入分權(quán)指標，只有當(dāng)?shù)貐^(qū)發(fā)展差異水平在第一門限值與第二門限值之間以及第三門限值以上時，省以下財政支出指標才會對公共服務(wù)產(chǎn)生顯著的負面影響，即省以下政府承擔(dān)的財政事權(quán)越多，越不利于公共服務(wù)的改善。

我國已進入中國特色社會主義新時代，但是城鄉(xiāng)區(qū)域發(fā)展差距依然較大。由于在不同的發(fā)展差異水平下省以下財政分權(quán)對當(dāng)?shù)毓卜?wù)有著非線性影響，因此要促進基本公共服務(wù)均等化需要從兩方面著手：一是要縮小省域內(nèi)地區(qū)之間的發(fā)展差異，因為在較低差異水平下，財政分權(quán)更能夠發(fā)揮改善地方公共服務(wù)供給的作用；二是全國各個省份的發(fā)展差異必然存在差別，要針對當(dāng)?shù)爻鞘信c城市之間、城市與農(nóng)村之間的差異程度確定合理的財政分權(quán)水平。由此，提出以下政策建議：

第一，加強社會對地方官員的監(jiān)督與評價，調(diào)整地方官員晉升激勵考核指標。地方政府改善公共服務(wù)供給，最直接的受益人是各地區(qū)的常住居民。建議由中央指派各地區(qū)的科研機構(gòu)或者通過政府采購方式向社會組織購買地方政府滿意度調(diào)查報告，調(diào)查對象來自當(dāng)?shù)氐母魃鐣M織和不同收入群體。評價結(jié)果能夠客觀反映地方的公共服務(wù)改善狀況，并且被大多數(shù)居民認可。中央應(yīng)當(dāng)將評價結(jié)果賦予一定權(quán)重，納入到對地方官員的政治晉升體系中。

第二，合理劃分中央與地方的事權(quán)和支出責(zé)任，健全地方稅收體系。明確政府與市場的邊界，大力推進政府與社會資本合作模式增加公共服務(wù)供給。制定基本公共服務(wù)保障國家基礎(chǔ)標準，規(guī)范和落實義務(wù)教育、基本養(yǎng)老保險、基本住房保障等18個基本公共服務(wù)支出責(zé)任的分擔(dān)方式，并逐步擴大范圍，合理劃分公共服務(wù)的共同事權(quán)和支出責(zé)任。另外，在房屋保有環(huán)節(jié)，按照房屋評估值開征房地產(chǎn)稅，使新的房地產(chǎn)稅成為地方的主體稅種。借鑒德國、加拿大等國的橫向轉(zhuǎn)移支付經(jīng)驗，由中央對增值稅分享機制進行調(diào)整，建立橫向平衡機制，以解決區(qū)域間發(fā)展不協(xié)調(diào)問題。

第三，實行差異化的財政分權(quán)機制，完善省以下財稅體制。借鑒中央與地方的事權(quán)劃分方法，充分考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和財力差距，采用差異化方式進行完善。對于省域內(nèi)發(fā)展差異程度較低的地區(qū)，省級政府可以適度分權(quán)；而對于發(fā)展差異程度較大的地區(qū)，則更多地采用集權(quán)方式改善區(qū)域內(nèi)的公共服務(wù)。完善省以下財政轉(zhuǎn)移支付制度，省級政府要加強區(qū)域內(nèi)財政收支壓力較大地區(qū)的資金支持，從而履行對所轄區(qū)域財政橫向平衡的職責(zé)。