财政分权与社会性公共品供给水平*——基于省会城市层面经验数据的实证分析

贾邵猛 裴育

一、引言

财政体制改革的最终目标是能够更好地进行公共品供给和促进经济发展。社会性公共品的供给直接关乎地区经济发展和人民群众的生活幸福指数，随着我国社会主要矛盾的转变，社会性公共品的供给不仅要满足人们基本的生命和生存需求，还要进一步满足人们对美好生活的需求。党的十九届四中全会也明确提出，要推进基本公共服务均等化、可及性，健全国家基本公共服务制度体系，保障群众基本生活。因此，研究社会性公共品供给背后的体制机制因素具有重要现实意义。

我国地域广阔，各区域间存在各种差异，中央政府很难全面掌握各地区居民偏好，而地方政府具有信息优势，我国实行了财政分权的制度模式，并由省以下各级政府承担了社会性公共品供给的绝大部分责任。相应地，财政分权与社会性公共品供给的问题也就成为了公共经济学和地方财政理论关注的核心议题之一。但分析以往研究可以发现，绝大多数研究者将关注点放在中央和省级政府的财政分权上，而较少关注省以下政府的财政分权状况。这主要是因为省以下财政管理体制在很大程度上受制于中央和省级政府间财政关系，而只有在中央和省级政府财政关系规范化的条件下，省以下财政体制建设才有可能顺利推行（杨志勇，2014）。

“十三五”期间，我国加快了财政体制改革，国务院于2016年8月和2018年2月相继印发了《国务院关于推进中央与地方财政事权和支出责任划分改革的指导意见》（国发〔2016〕49号）和《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》（国办发〔2018〕6号），这两个重要文件的发布进一步规范了中央和地方政府间的财政事权与支出责任。2019年10月，国务院印发了《实施更大规模减税降费后调整中央与地方收入划分改革推进方案》（国发〔2019〕21号），明确提出了“保持现有财力格局总体稳定、建立更加均衡合理的分担机制、稳步推进健全地方税体系改革”三项基本原则，进一步规范和明确了中央和地方政府间的财政收入划分问题。从以上几个重要文件的颁布和实施中，我们可以看到，本轮财政体制改革首先从中央和省级政府间的财政关系入手，并逐步扩展到省以下各级政府间的财政关系改革。随着中央和省级政府间财政关系的逐步清晰，省以下各级政府间财政关系将成为下一阶段财税体制改革的重点内容，“十四五”规划中也明确提出，要健全省以下财政体制，增强基层公共服务保障能力。但现有对省以下政府间财政关系的研究较少，致使省以下政府在调整完善政府间财政关系时缺少参考。

为此，本文重新回到财政分权与公共品供给的经典问题上，将研究关注点放在省以下财政分权上，并选择较少有学者关注的城市内部财政收入划分问题作为研究重点，这有利于进一步理顺公共品供给背后的体制机制因素，为推进省以下财政体制改革、建设高质量的现代化公共品供给体系提供参考。

二、文献综述与理论分析

财政分权的经济社会效应取决于政府部门如何使用与支配财政资源，对分权制度下地方政府行为的分析将是厘清财政分权与社会性公共品供给之间关系的关键。

经典的财政理论认为，财政分权相较于过度集权能够更有效地提升公共品质量（Bardhan，2002；Oates，1999）。原因是中央政府和地方政府在公共品供给上存在信息不对称，地方政府为了解辖区内居民对公共品的需求与偏好次序，更容易实现偏好匹配与资源优化配置，同时，选民在辖区内的自由流动会引发地方政府间的竞争，地方政府也会按照选民的偏好尽可能地提供合意的公共品（Tiebout，1956；Oates，1999）。但也有部分学者研究发现，财政分权并不一定有利于公共品供给（Cai et al，2004），这其中很大部分原因是地方政府未能够受到有效监管，其相比中央政府更容易被利益集团俘获，并不一定会将财政支出用于公共品供给（Weingast，2009）。

我国政治经济环境与国外不同，国内学者在借鉴国外财政分权研究成果的同时，充分考虑了我国的纵向行政管理体制和特殊的晋升激励模式（周黎安，2007），但是由于研究视角和方法的差异，研究结论同样尚未统一。部分学者研究认为，在我国长期以GDP为主要考核的方式下，分权会促使财政支出出现“重基础设施，轻公共服务”的现象（傅勇和张晏，2007；马光荣等，2019），且这种支出倾向在贫困地区更为明显（陈思霞和卢盛峰，2014），这也就导致财政分权未能够有效促进公共品供给（丁菊红和邓可斌，2008；周亚虹等，2013；朱德云等，2020），甚至还进一步降低了居民健康水平，提高了死亡率（彭浩然等，2013）。但也有相关研究表明，随着政府职能向服务型政府转变，财政分权将有利于社会性公共品供给（李齐云和隋安琪，2018）。部分研究还发现，省级财政分权促使地方政府增加了基本建设性支出比重，而相应减少公共品领域支出比重，但省以下财政分权对支出结构的影响却正好相反（刘小勇和丁焕峰，2015），部分针对省直管县的政策分析研究也显示，县级政府财政权力的提升有利于公共品供给（席鹏辉和梁若冰，2014；王小龙和王金金，2014；谭之博等，2015）。还有一部分学者研究发现财政分权与公共品供给之间并非简单的线性关系，如储德银等（2018）以义务教育为例，通过构建财政分权与公共品供给效率的非线性理论模型，发现财政分权与义务教育供给效率之间存在显著的非线性关系；龚锋和卢洪友（2013）则进一步认为不同维度的财政分权对不同类型公共品的配置效率具有不同方向的影响，需要分别检验才能够更为准确的评估出财政分权对公共品供给的影响。

本文主要关注的是城市层面财政分权的影响，结合上述文献，我们分析认为，地方政府除了面临晋升激励外，还面临一定的财政压力，尤其是基层政府，财政缺口较大。首先，在财政压力的作用下，地方政府部门的行为会发生一定变化。当财政分权程度较低时，区县级政府拥有较少的财权，这一方面不利于其充分发挥财政自主性，另一方面在面临较为繁重的事权与支出责任时，又无法通过提高税收努力、加强税收征管等方式来减轻其财政压力（孙开和张磊，2019）。这时候区县政府便会通过加强基础设施建设、吸引外资等方式来减轻其财政压力，这也就相应弱化了社会性公共品供给的投入力度。在这一背景下，财政收入分权的提高可以直接改善基层政府的财政状况，当面临财政压力时，其可以采取其他途径来缓解，而不一定需要通过压缩社会性公共品支出来实现收支平衡，这也就有利于社会性公共品供给。其次，随着经济不断发展，政府的财政支出行为会发生一定变化，此时财政分权的影响效应可能也会随之而改变。在经济发展程度较低时，地方政府的主要任务是加速经济发展，此时政府在进行财政支出时，会倾向于加大交通、水利、通信等经济基础设施的投资力度，创造良好的生产经营和投资环境，加速经济起飞。当地区经济逐渐发展起来后，人均收入水平上升，居民追求高质量生活的意愿逐步提升。此时政府为了满足居民需求，会加大教育、医疗等社会性公共品供给。这也就使得财政分权对公共品供给的影响会受到各地区经济发展状况的影响。

综上可知，财政分权对公共品供给的影响尚未明确，其正影响或负影响是与各个地区所面临的政治环境相联系的。也就是说，随着政治经济等一系列环境的变化，财政分权对公共品供给的影响也会发生变化，研究其作用需要与现实情况相结合。鉴于此，本文在实证部分将基于省会城市层面数据重新检验财政分权对社会性公共品供给的影响，同时，将充分考虑区域间所面临的状况差异，并重点分析经济发展程度和财政压力状况的差异对财政分权与社会性公共品供给之间关系的影响。

三、研究设计

（一）模型设定

为检验财政分权对社会性公共品供给水平的影响，我们首先从总体上构建以下计量模型：

其中，Pub为被解释变量，即社会性公共品供给水平；finden表示财政分权，采用城市区县级政府的财政收入之和比上城市财政总收入进行衡量；下标i和t分别表示城市和年份；ui代表个体固定效应，nt代表时间固定效应，α0是常数项，εit为随机误差项；Xit表示其余控制变量。财政分权对社会性公共品供给的影响可能具有一定滞后性，因此，我们将财政分权数据的滞后一期纳入考虑，构建了模型（2）来对其进行稳健性检验，L.finden即为财政收入分权的滞后一期数据。同时，我们考虑到公共品供给可能存在递延效应和路径依赖，即当期公共品供给会受到前期公共品供给的影响，为了有效处理这一问题，我们构建了模型（3），采用动态面板回归模型的GMM方法对其进行估计。

（二）变量特征与数据选取

1.被解释变量

我们基于地方政府在社会性公共品供给方面取得的客观成果数据构建城市社会性公共品供给水平的综合指标体系，并采用主成分分析法对社会性公共品综合供给水平进行评估。该综合指数越大表示其社会性公共品供给水平越高。由于我们使用的是省会城市层面数据库，考虑到数据的完整性和可获得性，我们主要参考李永友和张子楠（2017）、韩峰和李玉双（2019）的研究，选取教育、医疗和环境保护三个方面对社会性公共品供给水平进行综合测算。表1即为社会性公共品供给水平指标体系。

表1 社会性公共品供给水平指标体系

本文之所以选择使用主成分分析法，一方面是由于本文的核心部分是针对社会性公共品的研究分析，其包含了教育、医疗和环保等方面，是一个综合的指标体系。另一方面是因为主成分分析法对于分析多指标综合评价时，可以消除评价指标间的相关关系，有利于保证客观性。主成分分析的具体计算过程我们主要参考武力超（2014）的研究，首先将表1中公共品的相关数据进行标准化处理，然后对其进行KMO值检验，检验结果显示KMO值显著，且大于0.6，表明本文所选取的公共品供给数据适合进行主成分分析。随后，我们按照累计贡献率大于0.85的标准提取主成分，并根据提取出的主成分计算出城市社会性公共品供给水平指标。

2.核心解释变量

财政分权。现有研究中使用的财政分权指标多是针对上级政府财政分权对下级政府的经济社会影响，如大量研究者使用省级层面数据，研究省级政府所享有的财政权力对省内经济社会发展的影响。在中国的财政制度模式下，省级政府的财政权力来自于中央政府的财政分权，所以其本质上研究的是中央政府财政权力划分对省级政府的影响。但我们可以看到，不论是一省整体经济的增长，还是一省整体公共品的配置，其不仅会受到中央向省级政府财政分权的影响，其显然也会受到一省内部财政权力配置状况的影响，但目前的相关研究较少关注一级政府内部财政分权状况对其经济、公共品配置的影响。我们主要研究关注的是城市内部财政权力划分对其公共品配置的影响，参考张光（2009）的研究，使用如下方式对财政分权进行衡量：1-（市本级一般公共预算收入/全市一般公共预算收入）。

中国式分权的核心在于政府间税收收入分配，是财政收入分权（周黎安和吴敏，2015）。在财政支出方面，很大一部分支出被指定了用途，尤其是来自上级政府的转移支付资金，地方政府的自主权限不大，而且在指标的测算上还存在代表性不足的争议（毛捷等，2018；詹新宇和刘文彬，2020）。因此，本文主要从财政收入分权的角度来分析财政分权体制下的地方政府行为。

3.调节变量

经济发展程度。在不同的经济发展阶段，居民的需求和政府部门的工作重心会发生变化，而这一变化又会对政府部门如何支配与使用财政资源产生影响。为了探究经济发展对财政分权效应的影响，我们将其设定为调节变量，使用已有文献中最常使用的人均GDP来衡量城市的经济发展程度。

4. 门槛变量

财政压力。通常认为，财政压力是指地方政府所承担的支出责任与其自有收入之间的缺口。我们主要参考孙开和张磊（2019）的研究，使用如下方式来计算财政压力：（一般公共预算支出-一般公共预算收入）/地区生产总值。

5. 控制变量

产业结构。地区的产业结构状况会对公共品配置造成一定影响，我们使用第二产业产值占地区生产总值比重来衡量。财政自给能力。城市整体公共品的配置情况还会受到来自上级政府的财政权力分配的影响，也就是会受到城市整体所获得来自上级政府的财政权限的影响，为此，我们通过控制省会城市的财政自给能力来对其进行控制，使用一般公共预算收入比一般公共预算支出来对省会城市的财政自给能力进行衡量。人口自然增长率。一个地区的人口变化情况对该地区的公共品供给会产生一定影响，我们将其纳入模型进行控制。除此之外，我们还进一步控制了实际利用外资和失业率，其中实际利用外资使用省会城市人均利用外资（万美元）进行衡量，失业率使用城镇人口失业率进行衡量。

（三）数据来源说明与变量特征描述

本文选取2010—2018年我国26个省会城市的面板数据进行分析，各省会城市的市本级财政收入数据来自历年各个城市公布的财政预决算报告。在计算财政分权指标时，参考方红生等（2020）对数据的处理方式，考虑了财政“省直管县”、“扩权强县”、县级市样本对实证结果的影响，计算省会城市内部财政分权状况时，剔除了这部分地区的财政数据。其余变量也参照财政分权的计算方式进行相应匹配，数据来自历年《中国城市统计年鉴》。数据处理过程中，我们对经济发展程度指标取对数处理。变量描述性统计如表2所示。

表2 变量描述性统计

四、实证结果分析

（一）基础回归结果

表3为模型（1）的回归结果，列（1）—（3）分别为采用了OLS、固定效应和双向固定效应的模型回归结果。我们可以看到，财政分权的回归系数均为正值，且均在10%的显著性水平显著，这表明城市层面的财政收入分权有利于提高社会性公共品供给水平。为此，我们认为，首先，财政收入分权度的提高，一方面直接增加了下级政府所掌握的财政资源，另一方面也增加了财政激励，使得其更加愿意完善市场，扩大税基，这都有助于缓解区县政府所面临的财政压力，从而有利于社会性公共品供给。其次，我们使用的是省会城市的研究样本数据，省会城市是一省政治、经济、文化中心，经济发展水平整体较高，居民对教育、医疗等社会性公共品的需求较大。区县级政府是直接参与公共品供给的一级政府，对居民的实际需求更为了解，此时财政分权更有利于解决信息不对称问题，从而更有利于社会性公共品供给。

表3 财政分权对社会性公共品供给的影响

（二）稳健性检验

为了进一步检验以上研究结果，我们分别对模型（2）和模型（3）进行回归分析。表4为模型（2）的回归结果，我们使用财政分权的滞后一期数据进行研究，可以看到滞后一期财政分权的回归系数均为正值，且均在10%的水平上显著，这与前文的回归结果一致。

表4 稳健性检验1：使用解释变量滞后一期

表5为模型（3）的回归结果，我们将社会性公共品供给的滞后一期纳入模型进行研究，使用动态面板的系统GMM方法进行回归分析。从表中可以看到，AR（2）的值均大于0.1，表明接受模型不存在序列相关的原假设，Sargan值也都大于0.1，表明所选择的工具变量整体是有效的。我们还看到，社会性公共品供给的滞后一期数据显著的影响了其当期值，表明使用动态面板数据模型进行回归是合理的。另外，当期财政分权和滞后一期财政分权的回归系数也均在1%的显著性水平上显著，且均为正值，表明城市层面的财政收入分权有利于提高社会性公共品供给水平，这也进一步验证了上述发现。

表5 稳健性检验2：更换计量方法

我们将样本分为2010—2014年和2015—2018年两个时间区间，分别检验了财政分权对社会性公共品供给的影响。从表6中（1）（2）列我们可以看到2010—2014年的回归结果，回归系数显著性相比全时间段的回归结果有所下降，但仍旧为正值，研究结论未发生明显变化。从（3）（4）列可以看到2015—2018年的回归结果，回归系数均为正值，且均在10%的显著性水平上显著，证明了基础研究结论的稳健性。

表6 稳健性检验3：分时段检验

通过对比2010—2014年和2015—2018年的回归系数，我们可以发现，2015—2018年财政分权的影响系数值和显著性均高于2010—2014年，也就是说相比2010—2014年，2015—2018年财政分权对社会性公共品供给的影响更加显著，其增进社会性公共品供给的效应也更明显。这很可能是因为新《预算法》的修订和实施进一步规范了财政资金的使用，区县政府在使用财政资金时更加公开透明和科学规范，同时政府部门的资金浪费、低效率等现象也会相应减少，这显然更有利于社会性公共品供给。

（三）异质性分析

1.分东、中、西部

由于资源禀赋和经济社会发展水平存在差异，各地区财政分权对社会性公共品配置的影响也可能存在异质性，所以我们将城市按照省份划分东、中、西部的方式进行分组，分别检验财政分权的社会性公共品配置效应。

从表7中的第（1）（2）列，我们可以看到东部地区的回归结果与全样本的回归结果一致，回归系数均显著为正。这表明在东部地区，财政收入分权度的提高是显著有利于提升该地区的社会性公共品供给。从第（3）—（6）列的回归结果中，我们可以看到中西部地区回归系数的显著性相比东部地区出现明显下降，这在一定程度上表明财政分权的社会性公共品配置效应在中西部的显著性要低于东部地区。一方面，由于东、中、西部地区经济发展程度存在一定差异，东部地区经济发展程度相对较高，居民对社会性公共品的需求更大，致使财政分权的社会性公共品配置效应更容易显现。另一方面，相比东部地区省会城市，中西部地区省会城市面临的财政压力更大，其缓解财政压力的动机更强，财政分权度提高而增加的收入更有可能会被用于满足其刚性支出，弥补财政缺口，被用于社会性公共品配置的几率会有所降低，所以其回归系数也就不够显著。

表7 分地区回归检验

2.社会性公共品的分类研究

前文我们从整体上对财政分权与社会性公共品供给的关系进行了探究，这为市级政府从总体上推进区域内的财政体制设计提供了参考。但从以往研究中也可以看到，财政分权对不同种类公共品供给的影响会产生一定差别，所以我们对社会性公共品进行分类，并分别检验财政分权对教育、医疗和环保类公共品的配置效应。表8为具体的分类回归结果。

表8 社会性公共品的分类回归检验

从表8中我们可以看到，财政分权增进医疗类公共品和环保类公共品供给的效应依旧显著，但对教育类公共品的供给效应不显著。我们分析认为，教育财政资金的分配中存在按照当地户籍人口来进行分配的现象（甘行琼等，2015）。而实际情况是大量来自欠发达地区的农村和中小城市人口已经移动到了经济较好的省会城市，特别是沿海地区省会城市，这样一来就导致教育财政资金拨付的地区和实际孩子接受教育的地区，在空间上是不匹配的（陆铭，2016），使得在这部分省会地区出现了学生数量增多，但人均教育资金由于空间上的错位而不足的现象。而这最终导致学校和老师数量未能够跟上，整体教育类公共品的供给质量下降。财政分权度的提高缓解了区县级财政压力，一定程度上减少了挪用、缩减教育领域支出的现象，但是与教育领域存在的横向地区间财政资金错位问题相比，其所造成的影响显然是不够的，这也就在一定程度上解释了为什么财政分权度的提高并没有显著提高城市教育类公共品供给水平。

除此之外，财政收入分权对各类公共品供给的影响之所以会出现差异，还有可能是因为各类公共品供给中的政府间财政事权与支出责任划分存在差异，区县级政府在各类公共品供给中的相对重要程度不同，使财政收入分权对不同公共品供给的影响出现差异。在一项公共品的实际供给中，往往由各层级政府分别承担一定比例事权和支出责任，受制于数据的限制，我们很难分离出各级政府在公共品供给中的实际责任，所以也就无法有针对性的单独研究主要由区县一级政府承担主要供给责任的公共品，只能从整体上对其进行研究分析，这也正是本文存在的局限和未来值得更进一步研究的地方。

五、进一步分析

（一）经济发展程度的调节效应分析

在异质性分析部分我们看到区域间财政分权的影响效应存在一定差别，而这有可能是因为地区间经济发展差异所导致的。为了进一步检验经济发展程度对财政分权与社会性公共品供给之间关系的影响，我们在模型（1）基础上加入经济发展程度和财政分权的交乘项，进行调节效应研究，并将调节效应模型设定如下：

其中finden×gdp为财政分权和经济发展程度的交乘项，在具体的回归分析中我们将主要关注其系数α3的正负和显著性。

从表9中第（1）列可以看到，finden×gdp的系数为正值，且在1%的显著性水平上显著，表明随着经济发展程度的提高，财政分权对社会性公共品供给的增进作用会进一步加强，从第（2）（3）（4）列的回归结果中则可以看到，除了教育类公共品外，医疗和环保类公共品的回归结果均在1%的显著性水平上为正，这进一步证实了上述分析内容。

表9 调节效应回归结果

（二）财政压力的门槛效应分析

结合理论分析部分和上述东、中、西部地区的实证检验结果，我们可以得知财政分权的社会性公共品配置效应会受到城市财政压力状况的影响。当城市的财政压力较大且无法通过提高税收努力、加强税收征管等方式缓解时，其仍旧可能会存在挤占社会性公共品支出，并将其优先用于可以给地区带来财政收入的经济性公共品中的现象。为此，我们有理由认为在不同的财政压力状况下，财政分权所带来的影响有可能会发生变化，其与社会性公共品供给之间可能还存在非线性关系。

1.面板门槛模型设定

为了进一步验证财政分权和社会性公共品供给之间可能存在的非线性关系，我们借鉴 Hansen（1996）提出的门槛效应回归模型，进一步研究这二者之间的关系。其实质是捕捉模型可能发生的结构性变化，即通过将某一变量作为门槛变量，按照一定的门槛值将模型划分为几个区间，继而研究方程回归系数在不同区间的变化。我们将城市财政压力设定为门槛变量，建立如下面板门槛模型，用于分析在面临不同财政压力状况下，城市内部财政收入权力划分对社会性公共品供给的影响。

其中，σ为待估计的门槛值；I（）为示性函数（括号内条件满足时取1，否则取0）；β为不同区段解释变量findenit的影响系数。根据以上方程，门槛值σ可以通过求残差平方和最小值得到，获得相应门槛值后，还要进一步检验门槛效应和门槛值的真实性。本文采用Hansen（1999）的自抽样法（Bootstrap）来获得其渐近分布，继而获得相应的P值，从而判断门槛效应的真实性。当证实存在门槛效应后，再利用最大似然估计法来检验门槛值真实性。

2.门槛效应估计与检验

为了确定面板数据的真实门槛数量，我们分别进行单一、双重门槛检验，对门槛变量样本进行300次随机抽样，直至对应门槛效应不显著为止，其具体检验结果如表10所示。

从表10中可以看出，当进行单一门槛检验时，社会性公共品一栏的F统计值为20.72，在5%的显著性水平上拒绝原假设，即认为存在单一门槛效应，且门槛值为0.0233；双重门槛检验的F统计值为5.94，未能够通过显著性检验，无法拒绝原假设，认为不存在双重门槛效应。类似的，教育类和医疗类公共品的门槛检验结果也显示其均存在单一门槛效应，并且拒绝双重门槛效应的存在。环保类公共品的门槛检验结果则显示其不存在门槛效应。

表10 门槛效应检验

图1：社会性公共品的门槛值

图2：教育类公共品的门槛值

图3： 医疗类公共品的门槛值

图1、2、3分别给出了城市财政压力作为门槛变量的社会性公共品、教育类公共品和医疗类公共品的单一门槛似然比（LR）统计量序列，中间的虚线表示95%置信度的临界值，此时LR统计量临界值为7.35，当统计量序列落入参考值以下，便可以证明理论研究假设的合理性。

3.门槛效应分析

以上检验结果证明了在社会性公共品供给中存在城市财政压力的单一门槛效应，我们在此基础上对其进行进一步的门槛效应回归分析。

从表11第（1）列中我们可以看到，当城市财政压力小于门槛值0.0233时，财政收入分权对社会性公共品供给的影响系数为0.882，且在1%的显著性水平上显著，而当财政压力高于门槛值后，其回归系数有所下降，且不显著，这表明当城市财政压力高于一定门槛值后，财政收入分权的社会性公共品配置效应变得不明显，财政收入分权度的提高并没有显著促进该城市的社会性公共品供给；第（2）列为教育类公共品的门槛效应回归结果，可以看到，虽然其显著性水平不高，但是随着财政压力越过门槛值，系数发生了明显的变化，甚至变为负数；第（3）列为医疗类公共品的回归结果，当城市财政压力小于门槛值0.0249时，财政分权对医疗类公共品供给的影响系数为1.658，且在1%的显著性水平上显著，而当财政压力超过门槛值后，其影响系数变为1.1，系数值有所缩小，这就表明财政分权增进医疗类公共品的效应有所减弱。从以上回归结果中我们可以看到，财政分权对社会性公共品供给水平的影响并非简单的线性关系，当城市财政压力较大且超过一定门槛值时，财政分权增进社会性公共品供给的效应会有所减弱，甚至变得不明显。

表11 财政压力的门槛回归结果

六、研究结论

本文将研究的关注点放在纵向政府间财政关系上，并主要探究了财政分权对社会性公共品供给水平的影响，利用2010—2018年26个省会城市层面数据，实证检验了财政分权对社会性公共品供给的影响，具体研究结论如下：市级层面的财政分权显著提高了社会性公共品供给水平。分组研究表明，区域之间财政分权的社会性公共品配置效应存在一定差别，相较于中西部地区，财政分权的社会性公共品增进效应在东部地区城市更为显著；分类研究则表明财政分权的增进效应在医疗和环保类公共品中十分显著，但在教育类公共品中则不够显著；进一步分析中我们发现，随着经济发展程度的提高，财政分权增进社会性公共品供给的效应会进一步加强，但是当城市财政压力过大，超过一定门槛值后，财政分权增进社会性公共品供给的效应会有所减弱。结合上述研究结论，我们给出如下建议：

1.不同层级政府所承担的任务不同，其所适应的财政分权水平也是不同的，不同层级政府财政分权所带来的影响效应也会存在差别。我国区域间差异大，中央政府不仅要推动经济发展，还要均衡区域间发展程度，缩小区域间发展差距，因此，集中财政收入有利于发挥统筹领导作用。省级政府也承担了平衡省内发展差距的责任，其收入的集中程度要基于各省的实际情况而调整。对于市级政府而言，其较少承担辖区内均衡发展的任务。从这个角度出发，再结合本文的研究发现，市本级政府如果集中较多财政收入，而相对较少向区县级政府进行分权的话，将不利于社会性公共品供给。因此，在接下来省以下财政收入划分改革中，市以下政府要结合辖区状况，提高财政收入分权度，给予区县级政府更多的财政权力，从而进一步推动社会性公共品供给。

2.在进一步研究中我们可以看到，财政分权对社会性公共品供给的影响会受到经济发展程度和财政压力的影响。首先，处于不同经济发展阶段的城市要依据辖区特点和居民实际需求，制定不同的财政收入分权策略。其次，如果城市整体面临较大的财政压力，财政分权对社会性公共品供给的激励效应会有所减弱，而基层区县级政府财政压力的产生，很大程度上与政府间财政事权与支出责任划分有关。如果政府间财政事权与支出责任界定不清晰，“上级政府请客，下级政府买单”的现象仍然大量存在的话，财政压力会层层转移，最终将落到区县级政府上，这将显著影响财政收入分权的政策效果。

3.公共品的有效供给是一个重要且十分具有挑战性的问题，尤其是各项社会性公共品的供给问题。由于不同种类公共品的供给有其自身的特点和制度背景，致使仅依靠政府间纵向财政关系的调整还不足以达到公共品高质量供给的最终目的。在社会性公共品的分类研究中，财政分权显著促进了医疗和环保类公共品供给，但其对教育类公共品供给的影响不够显著。分析认为，教育类公共品供给背后所涉及的已经不单单是财政纵向资源的分配划分问题，其还与横向地区间的财政资源分配有关。这就要求各级政府在理顺纵向财政关系的同时，还要能够积极配合上级政府的各项改革举措，尤其是中央政府在横向政府间财政关系上的调整，共同推进财政体制机制改革，为新时代社会性公共品的高质量供给提供制度保障。