賈邵猛 裴育

一、引言

財政體制改革的最終目標是能夠更好地進行公共品供給和促進經濟發(fā)展。社會性公共品的供給直接關乎地區(qū)經濟發(fā)展和人民群眾的生活幸福指數，隨著我國社會主要矛盾的轉變，社會性公共品的供給不僅要滿足人們基本的生命和生存需求，還要進一步滿足人們對美好生活的需求。黨的十九屆四中全會也明確提出，要推進基本公共服務均等化、可及性，健全國家基本公共服務制度體系，保障群眾基本生活。因此，研究社會性公共品供給背后的體制機制因素具有重要現實意義。

我國地域廣闊，各區(qū)域間存在各種差異，中央政府很難全面掌握各地區(qū)居民偏好，而地方政府具有信息優(yōu)勢，我國實行了財政分權的制度模式，并由省以下各級政府承擔了社會性公共品供給的絕大部分責任。相應地，財政分權與社會性公共品供給的問題也就成為了公共經濟學和地方財政理論關注的核心議題之一。但分析以往研究可以發(fā)現，絕大多數研究者將關注點放在中央和省級政府的財政分權上，而較少關注省以下政府的財政分權狀況。這主要是因為省以下財政管理體制在很大程度上受制于中央和省級政府間財政關系，而只有在中央和省級政府財政關系規(guī)范化的條件下，省以下財政體制建設才有可能順利推行（楊志勇，2014）。

“十三五”期間，我國加快了財政體制改革，國務院于2016年8月和2018年2月相繼印發(fā)了《國務院關于推進中央與地方財政事權和支出責任劃分改革的指導意見》（國發(fā)〔2016〕49號）和《基本公共服務領域中央與地方共同財政事權和支出責任劃分改革方案》（國辦發(fā)〔2018〕6號），這兩個重要文件的發(fā)布進一步規(guī)范了中央和地方政府間的財政事權與支出責任。2019年10月，國務院印發(fā)了《實施更大規(guī)模減稅降費后調整中央與地方收入劃分改革推進方案》（國發(fā)〔2019〕21號），明確提出了“保持現有財力格局總體穩(wěn)定、建立更加均衡合理的分擔機制、穩(wěn)步推進健全地方稅體系改革”三項基本原則，進一步規(guī)范和明確了中央和地方政府間的財政收入劃分問題。從以上幾個重要文件的頒布和實施中，我們可以看到，本輪財政體制改革首先從中央和省級政府間的財政關系入手，并逐步擴展到省以下各級政府間的財政關系改革。隨著中央和省級政府間財政關系的逐步清晰，省以下各級政府間財政關系將成為下一階段財稅體制改革的重點內容，“十四五”規(guī)劃中也明確提出，要健全省以下財政體制，增強基層公共服務保障能力。但現有對省以下政府間財政關系的研究較少，致使省以下政府在調整完善政府間財政關系時缺少參考。

為此，本文重新回到財政分權與公共品供給的經典問題上，將研究關注點放在省以下財政分權上，并選擇較少有學者關注的城市內部財政收入劃分問題作為研究重點，這有利于進一步理順公共品供給背后的體制機制因素，為推進省以下財政體制改革、建設高質量的現代化公共品供給體系提供參考。

二、文獻綜述與理論分析

財政分權的經濟社會效應取決于政府部門如何使用與支配財政資源，對分權制度下地方政府行為的分析將是厘清財政分權與社會性公共品供給之間關系的關鍵。

經典的財政理論認為，財政分權相較于過度集權能夠更有效地提升公共品質量（Bardhan，2002；Oates，1999）。原因是中央政府和地方政府在公共品供給上存在信息不對稱，地方政府為了解轄區(qū)內居民對公共品的需求與偏好次序，更容易實現偏好匹配與資源優(yōu)化配置，同時，選民在轄區(qū)內的自由流動會引發(fā)地方政府間的競爭，地方政府也會按照選民的偏好盡可能地提供合意的公共品（Tiebout，1956；Oates，1999）。但也有部分學者研究發(fā)現，財政分權并不一定有利于公共品供給（Cai et al，2004），這其中很大部分原因是地方政府未能夠受到有效監(jiān)管，其相比中央政府更容易被利益集團俘獲，并不一定會將財政支出用于公共品供給（Weingast，2009）。

我國政治經濟環(huán)境與國外不同，國內學者在借鑒國外財政分權研究成果的同時，充分考慮了我國的縱向行政管理體制和特殊的晉升激勵模式（周黎安，2007），但是由于研究視角和方法的差異，研究結論同樣尚未統(tǒng)一。部分學者研究認為，在我國長期以GDP為主要考核的方式下，分權會促使財政支出出現“重基礎設施，輕公共服務”的現象（傅勇和張晏，2007；馬光榮等，2019），且這種支出傾向在貧困地區(qū)更為明顯（陳思霞和盧盛峰，2014），這也就導致財政分權未能夠有效促進公共品供給（丁菊紅和鄧可斌，2008；周亞虹等，2013；朱德云等，2020），甚至還進一步降低了居民健康水平，提高了死亡率（彭浩然等，2013）。但也有相關研究表明，隨著政府職能向服務型政府轉變，財政分權將有利于社會性公共品供給（李齊云和隋安琪，2018）。部分研究還發(fā)現，省級財政分權促使地方政府增加了基本建設性支出比重，而相應減少公共品領域支出比重，但省以下財政分權對支出結構的影響卻正好相反（劉小勇和丁煥峰，2015），部分針對省直管縣的政策分析研究也顯示，縣級政府財政權力的提升有利于公共品供給（席鵬輝和梁若冰，2014；王小龍和王金金，2014；譚之博等，2015）。還有一部分學者研究發(fā)現財政分權與公共品供給之間并非簡單的線性關系，如儲德銀等（2018）以義務教育為例，通過構建財政分權與公共品供給效率的非線性理論模型，發(fā)現財政分權與義務教育供給效率之間存在顯著的非線性關系；龔鋒和盧洪友（2013）則進一步認為不同維度的財政分權對不同類型公共品的配置效率具有不同方向的影響，需要分別檢驗才能夠更為準確的評估出財政分權對公共品供給的影響。

本文主要關注的是城市層面財政分權的影響，結合上述文獻，我們分析認為，地方政府除了面臨晉升激勵外，還面臨一定的財政壓力，尤其是基層政府，財政缺口較大。首先，在財政壓力的作用下，地方政府部門的行為會發(fā)生一定變化。當財政分權程度較低時，區(qū)縣級政府擁有較少的財權，這一方面不利于其充分發(fā)揮財政自主性，另一方面在面臨較為繁重的事權與支出責任時，又無法通過提高稅收努力、加強稅收征管等方式來減輕其財政壓力（孫開和張磊，2019）。這時候區(qū)縣政府便會通過加強基礎設施建設、吸引外資等方式來減輕其財政壓力，這也就相應弱化了社會性公共品供給的投入力度。在這一背景下，財政收入分權的提高可以直接改善基層政府的財政狀況，當面臨財政壓力時，其可以采取其他途徑來緩解，而不一定需要通過壓縮社會性公共品支出來實現收支平衡，這也就有利于社會性公共品供給。其次，隨著經濟不斷發(fā)展，政府的財政支出行為會發(fā)生一定變化，此時財政分權的影響效應可能也會隨之而改變。在經濟發(fā)展程度較低時，地方政府的主要任務是加速經濟發(fā)展，此時政府在進行財政支出時，會傾向于加大交通、水利、通信等經濟基礎設施的投資力度，創(chuàng)造良好的生產經營和投資環(huán)境，加速經濟起飛。當地區(qū)經濟逐漸發(fā)展起來后，人均收入水平上升，居民追求高質量生活的意愿逐步提升。此時政府為了滿足居民需求，會加大教育、醫(yī)療等社會性公共品供給。這也就使得財政分權對公共品供給的影響會受到各地區(qū)經濟發(fā)展狀況的影響。

綜上可知，財政分權對公共品供給的影響尚未明確，其正影響或負影響是與各個地區(qū)所面臨的政治環(huán)境相聯系的。也就是說，隨著政治經濟等一系列環(huán)境的變化，財政分權對公共品供給的影響也會發(fā)生變化，研究其作用需要與現實情況相結合。鑒于此，本文在實證部分將基于省會城市層面數據重新檢驗財政分權對社會性公共品供給的影響，同時，將充分考慮區(qū)域間所面臨的狀況差異，并重點分析經濟發(fā)展程度和財政壓力狀況的差異對財政分權與社會性公共品供給之間關系的影響。

三、研究設計

（一）模型設定

為檢驗財政分權對社會性公共品供給水平的影響，我們首先從總體上構建以下計量模型：

其中，Pub為被解釋變量，即社會性公共品供給水平；finden表示財政分權，采用城市區(qū)縣級政府的財政收入之和比上城市財政總收入進行衡量；下標i和t分別表示城市和年份；ui代表個體固定效應，nt代表時間固定效應，α0是常數項，εit為隨機誤差項；Xit表示其余控制變量。財政分權對社會性公共品供給的影響可能具有一定滯后性，因此，我們將財政分權數據的滯后一期納入考慮，構建了模型（2）來對其進行穩(wěn)健性檢驗，L.finden即為財政收入分權的滯后一期數據。同時，我們考慮到公共品供給可能存在遞延效應和路徑依賴，即當期公共品供給會受到前期公共品供給的影響，為了有效處理這一問題，我們構建了模型（3），采用動態(tài)面板回歸模型的GMM方法對其進行估計。

（二）變量特征與數據選取

1.被解釋變量

我們基于地方政府在社會性公共品供給方面取得的客觀成果數據構建城市社會性公共品供給水平的綜合指標體系，并采用主成分分析法對社會性公共品綜合供給水平進行評估。該綜合指數越大表示其社會性公共品供給水平越高。由于我們使用的是省會城市層面數據庫，考慮到數據的完整性和可獲得性，我們主要參考李永友和張子楠（2017）、韓峰和李玉雙（2019）的研究，選取教育、醫(yī)療和環(huán)境保護三個方面對社會性公共品供給水平進行綜合測算。表1即為社會性公共品供給水平指標體系。

表1 社會性公共品供給水平指標體系

本文之所以選擇使用主成分分析法，一方面是由于本文的核心部分是針對社會性公共品的研究分析，其包含了教育、醫(yī)療和環(huán)保等方面，是一個綜合的指標體系。另一方面是因為主成分分析法對于分析多指標綜合評價時，可以消除評價指標間的相關關系，有利于保證客觀性。主成分分析的具體計算過程我們主要參考武力超（2014）的研究，首先將表1中公共品的相關數據進行標準化處理，然后對其進行KMO值檢驗，檢驗結果顯示KMO值顯著，且大于0.6，表明本文所選取的公共品供給數據適合進行主成分分析。隨后，我們按照累計貢獻率大于0.85的標準提取主成分，并根據提取出的主成分計算出城市社會性公共品供給水平指標。

2.核心解釋變量

財政分權?，F有研究中使用的財政分權指標多是針對上級政府財政分權對下級政府的經濟社會影響，如大量研究者使用省級層面數據，研究省級政府所享有的財政權力對省內經濟社會發(fā)展的影響。在中國的財政制度模式下，省級政府的財政權力來自于中央政府的財政分權，所以其本質上研究的是中央政府財政權力劃分對省級政府的影響。但我們可以看到，不論是一省整體經濟的增長，還是一省整體公共品的配置，其不僅會受到中央向省級政府財政分權的影響，其顯然也會受到一省內部財政權力配置狀況的影響，但目前的相關研究較少關注一級政府內部財政分權狀況對其經濟、公共品配置的影響。我們主要研究關注的是城市內部財政權力劃分對其公共品配置的影響，參考張光（2009）的研究，使用如下方式對財政分權進行衡量：1-（市本級一般公共預算收入/全市一般公共預算收入）。

中國式分權的核心在于政府間稅收收入分配，是財政收入分權（周黎安和吳敏，2015）。在財政支出方面，很大一部分支出被指定了用途，尤其是來自上級政府的轉移支付資金，地方政府的自主權限不大，而且在指標的測算上還存在代表性不足的爭議（毛捷等，2018；詹新宇和劉文彬，2020）。因此，本文主要從財政收入分權的角度來分析財政分權體制下的地方政府行為。

3.調節(jié)變量

經濟發(fā)展程度。在不同的經濟發(fā)展階段，居民的需求和政府部門的工作重心會發(fā)生變化，而這一變化又會對政府部門如何支配與使用財政資源產生影響。為了探究經濟發(fā)展對財政分權效應的影響，我們將其設定為調節(jié)變量，使用已有文獻中最常使用的人均GDP來衡量城市的經濟發(fā)展程度。

4. 門檻變量

財政壓力。通常認為，財政壓力是指地方政府所承擔的支出責任與其自有收入之間的缺口。我們主要參考孫開和張磊（2019）的研究，使用如下方式來計算財政壓力：（一般公共預算支出-一般公共預算收入）/地區(qū)生產總值。

5. 控制變量

產業(yè)結構。地區(qū)的產業(yè)結構狀況會對公共品配置造成一定影響，我們使用第二產業(yè)產值占地區(qū)生產總值比重來衡量。財政自給能力。城市整體公共品的配置情況還會受到來自上級政府的財政權力分配的影響，也就是會受到城市整體所獲得來自上級政府的財政權限的影響，為此，我們通過控制省會城市的財政自給能力來對其進行控制，使用一般公共預算收入比一般公共預算支出來對省會城市的財政自給能力進行衡量。人口自然增長率。一個地區(qū)的人口變化情況對該地區(qū)的公共品供給會產生一定影響，我們將其納入模型進行控制。除此之外，我們還進一步控制了實際利用外資和失業(yè)率，其中實際利用外資使用省會城市人均利用外資（萬美元）進行衡量，失業(yè)率使用城鎮(zhèn)人口失業(yè)率進行衡量。

（三）數據來源說明與變量特征描述

本文選取2010—2018年我國26個省會城市的面板數據進行分析，各省會城市的市本級財政收入數據來自歷年各個城市公布的財政預決算報告。在計算財政分權指標時，參考方紅生等（2020）對數據的處理方式，考慮了財政“省直管縣”、“擴權強縣”、縣級市樣本對實證結果的影響，計算省會城市內部財政分權狀況時，剔除了這部分地區(qū)的財政數據。其余變量也參照財政分權的計算方式進行相應匹配，數據來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。數據處理過程中，我們對經濟發(fā)展程度指標取對數處理。變量描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

（一）基礎回歸結果

表3為模型（1）的回歸結果，列（1）—（3）分別為采用了OLS、固定效應和雙向固定效應的模型回歸結果。我們可以看到，財政分權的回歸系數均為正值，且均在10%的顯著性水平顯著，這表明城市層面的財政收入分權有利于提高社會性公共品供給水平。為此，我們認為，首先，財政收入分權度的提高，一方面直接增加了下級政府所掌握的財政資源，另一方面也增加了財政激勵，使得其更加愿意完善市場，擴大稅基，這都有助于緩解區(qū)縣政府所面臨的財政壓力，從而有利于社會性公共品供給。其次，我們使用的是省會城市的研究樣本數據，省會城市是一省政治、經濟、文化中心，經濟發(fā)展水平整體較高，居民對教育、醫(yī)療等社會性公共品的需求較大。區(qū)縣級政府是直接參與公共品供給的一級政府，對居民的實際需求更為了解，此時財政分權更有利于解決信息不對稱問題，從而更有利于社會性公共品供給。

表3 財政分權對社會性公共品供給的影響

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗以上研究結果，我們分別對模型（2）和模型（3）進行回歸分析。表4為模型（2）的回歸結果，我們使用財政分權的滯后一期數據進行研究，可以看到滯后一期財政分權的回歸系數均為正值，且均在10%的水平上顯著，這與前文的回歸結果一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗1：使用解釋變量滯后一期

表5為模型（3）的回歸結果，我們將社會性公共品供給的滯后一期納入模型進行研究，使用動態(tài)面板的系統(tǒng)GMM方法進行回歸分析。從表中可以看到，AR（2）的值均大于0.1，表明接受模型不存在序列相關的原假設，Sargan值也都大于0.1，表明所選擇的工具變量整體是有效的。我們還看到，社會性公共品供給的滯后一期數據顯著的影響了其當期值，表明使用動態(tài)面板數據模型進行回歸是合理的。另外，當期財政分權和滯后一期財政分權的回歸系數也均在1%的顯著性水平上顯著，且均為正值，表明城市層面的財政收入分權有利于提高社會性公共品供給水平，這也進一步驗證了上述發(fā)現。

表5 穩(wěn)健性檢驗2：更換計量方法

我們將樣本分為2010—2014年和2015—2018年兩個時間區(qū)間，分別檢驗了財政分權對社會性公共品供給的影響。從表6中（1）（2）列我們可以看到2010—2014年的回歸結果，回歸系數顯著性相比全時間段的回歸結果有所下降，但仍舊為正值，研究結論未發(fā)生明顯變化。從（3）（4）列可以看到2015—2018年的回歸結果，回歸系數均為正值，且均在10%的顯著性水平上顯著，證明了基礎研究結論的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗3：分時段檢驗

通過對比2010—2014年和2015—2018年的回歸系數，我們可以發(fā)現，2015—2018年財政分權的影響系數值和顯著性均高于2010—2014年，也就是說相比2010—2014年，2015—2018年財政分權對社會性公共品供給的影響更加顯著，其增進社會性公共品供給的效應也更明顯。這很可能是因為新《預算法》的修訂和實施進一步規(guī)范了財政資金的使用，區(qū)縣政府在使用財政資金時更加公開透明和科學規(guī)范，同時政府部門的資金浪費、低效率等現象也會相應減少，這顯然更有利于社會性公共品供給。

（三）異質性分析

1.分東、中、西部

由于資源稟賦和經濟社會發(fā)展水平存在差異，各地區(qū)財政分權對社會性公共品配置的影響也可能存在異質性，所以我們將城市按照省份劃分東、中、西部的方式進行分組，分別檢驗財政分權的社會性公共品配置效應。

從表7中的第（1）（2）列，我們可以看到東部地區(qū)的回歸結果與全樣本的回歸結果一致，回歸系數均顯著為正。這表明在東部地區(qū)，財政收入分權度的提高是顯著有利于提升該地區(qū)的社會性公共品供給。從第（3）—（6）列的回歸結果中，我們可以看到中西部地區(qū)回歸系數的顯著性相比東部地區(qū)出現明顯下降，這在一定程度上表明財政分權的社會性公共品配置效應在中西部的顯著性要低于東部地區(qū)。一方面，由于東、中、西部地區(qū)經濟發(fā)展程度存在一定差異，東部地區(qū)經濟發(fā)展程度相對較高，居民對社會性公共品的需求更大，致使財政分權的社會性公共品配置效應更容易顯現。另一方面，相比東部地區(qū)省會城市，中西部地區(qū)省會城市面臨的財政壓力更大，其緩解財政壓力的動機更強，財政分權度提高而增加的收入更有可能會被用于滿足其剛性支出，彌補財政缺口，被用于社會性公共品配置的幾率會有所降低，所以其回歸系數也就不夠顯著。

表7 分地區(qū)回歸檢驗

2.社會性公共品的分類研究

前文我們從整體上對財政分權與社會性公共品供給的關系進行了探究，這為市級政府從總體上推進區(qū)域內的財政體制設計提供了參考。但從以往研究中也可以看到，財政分權對不同種類公共品供給的影響會產生一定差別，所以我們對社會性公共品進行分類，并分別檢驗財政分權對教育、醫(yī)療和環(huán)保類公共品的配置效應。表8為具體的分類回歸結果。

表8 社會性公共品的分類回歸檢驗

從表8中我們可以看到，財政分權增進醫(yī)療類公共品和環(huán)保類公共品供給的效應依舊顯著，但對教育類公共品的供給效應不顯著。我們分析認為，教育財政資金的分配中存在按照當地戶籍人口來進行分配的現象（甘行瓊等，2015）。而實際情況是大量來自欠發(fā)達地區(qū)的農村和中小城市人口已經移動到了經濟較好的省會城市，特別是沿海地區(qū)省會城市，這樣一來就導致教育財政資金撥付的地區(qū)和實際孩子接受教育的地區(qū)，在空間上是不匹配的（陸銘，2016），使得在這部分省會地區(qū)出現了學生數量增多，但人均教育資金由于空間上的錯位而不足的現象。而這最終導致學校和老師數量未能夠跟上，整體教育類公共品的供給質量下降。財政分權度的提高緩解了區(qū)縣級財政壓力，一定程度上減少了挪用、縮減教育領域支出的現象，但是與教育領域存在的橫向地區(qū)間財政資金錯位問題相比，其所造成的影響顯然是不夠的，這也就在一定程度上解釋了為什么財政分權度的提高并沒有顯著提高城市教育類公共品供給水平。

除此之外，財政收入分權對各類公共品供給的影響之所以會出現差異，還有可能是因為各類公共品供給中的政府間財政事權與支出責任劃分存在差異，區(qū)縣級政府在各類公共品供給中的相對重要程度不同，使財政收入分權對不同公共品供給的影響出現差異。在一項公共品的實際供給中，往往由各層級政府分別承擔一定比例事權和支出責任，受制于數據的限制，我們很難分離出各級政府在公共品供給中的實際責任，所以也就無法有針對性的單獨研究主要由區(qū)縣一級政府承擔主要供給責任的公共品，只能從整體上對其進行研究分析，這也正是本文存在的局限和未來值得更進一步研究的地方。

五、進一步分析

（一）經濟發(fā)展程度的調節(jié)效應分析

在異質性分析部分我們看到區(qū)域間財政分權的影響效應存在一定差別，而這有可能是因為地區(qū)間經濟發(fā)展差異所導致的。為了進一步檢驗經濟發(fā)展程度對財政分權與社會性公共品供給之間關系的影響，我們在模型（1）基礎上加入經濟發(fā)展程度和財政分權的交乘項，進行調節(jié)效應研究，并將調節(jié)效應模型設定如下：

其中finden×gdp為財政分權和經濟發(fā)展程度的交乘項，在具體的回歸分析中我們將主要關注其系數α3的正負和顯著性。

從表9中第（1）列可以看到，finden×gdp的系數為正值，且在1%的顯著性水平上顯著，表明隨著經濟發(fā)展程度的提高，財政分權對社會性公共品供給的增進作用會進一步加強，從第（2）（3）（4）列的回歸結果中則可以看到，除了教育類公共品外，醫(yī)療和環(huán)保類公共品的回歸結果均在1%的顯著性水平上為正，這進一步證實了上述分析內容。

表9 調節(jié)效應回歸結果

（二）財政壓力的門檻效應分析

結合理論分析部分和上述東、中、西部地區(qū)的實證檢驗結果，我們可以得知財政分權的社會性公共品配置效應會受到城市財政壓力狀況的影響。當城市的財政壓力較大且無法通過提高稅收努力、加強稅收征管等方式緩解時，其仍舊可能會存在擠占社會性公共品支出，并將其優(yōu)先用于可以給地區(qū)帶來財政收入的經濟性公共品中的現象。為此，我們有理由認為在不同的財政壓力狀況下，財政分權所帶來的影響有可能會發(fā)生變化，其與社會性公共品供給之間可能還存在非線性關系。

1.面板門檻模型設定

為了進一步驗證財政分權和社會性公共品供給之間可能存在的非線性關系，我們借鑒 Hansen（1996）提出的門檻效應回歸模型，進一步研究這二者之間的關系。其實質是捕捉模型可能發(fā)生的結構性變化，即通過將某一變量作為門檻變量，按照一定的門檻值將模型劃分為幾個區(qū)間，繼而研究方程回歸系數在不同區(qū)間的變化。我們將城市財政壓力設定為門檻變量，建立如下面板門檻模型，用于分析在面臨不同財政壓力狀況下，城市內部財政收入權力劃分對社會性公共品供給的影響。

其中，σ為待估計的門檻值；I（）為示性函數（括號內條件滿足時取1，否則取0）；β為不同區(qū)段解釋變量findenit的影響系數。根據以上方程，門檻值σ可以通過求殘差平方和最小值得到，獲得相應門檻值后，還要進一步檢驗門檻效應和門檻值的真實性。本文采用Hansen（1999）的自抽樣法（Bootstrap）來獲得其漸近分布，繼而獲得相應的P值，從而判斷門檻效應的真實性。當證實存在門檻效應后，再利用最大似然估計法來檢驗門檻值真實性。

2.門檻效應估計與檢驗

為了確定面板數據的真實門檻數量，我們分別進行單一、雙重門檻檢驗，對門檻變量樣本進行300次隨機抽樣，直至對應門檻效應不顯著為止，其具體檢驗結果如表10所示。

從表10中可以看出，當進行單一門檻檢驗時，社會性公共品一欄的F統(tǒng)計值為20.72，在5%的顯著性水平上拒絕原假設，即認為存在單一門檻效應，且門檻值為0.0233；雙重門檻檢驗的F統(tǒng)計值為5.94，未能夠通過顯著性檢驗，無法拒絕原假設，認為不存在雙重門檻效應。類似的，教育類和醫(yī)療類公共品的門檻檢驗結果也顯示其均存在單一門檻效應，并且拒絕雙重門檻效應的存在。環(huán)保類公共品的門檻檢驗結果則顯示其不存在門檻效應。

表10 門檻效應檢驗

圖1：社會性公共品的門檻值

圖2：教育類公共品的門檻值

圖3： 醫(yī)療類公共品的門檻值

圖1、2、3分別給出了城市財政壓力作為門檻變量的社會性公共品、教育類公共品和醫(yī)療類公共品的單一門檻似然比（LR）統(tǒng)計量序列，中間的虛線表示95%置信度的臨界值，此時LR統(tǒng)計量臨界值為7.35，當統(tǒng)計量序列落入參考值以下，便可以證明理論研究假設的合理性。

3.門檻效應分析

以上檢驗結果證明了在社會性公共品供給中存在城市財政壓力的單一門檻效應，我們在此基礎上對其進行進一步的門檻效應回歸分析。

從表11第（1）列中我們可以看到，當城市財政壓力小于門檻值0.0233時，財政收入分權對社會性公共品供給的影響系數為0.882，且在1%的顯著性水平上顯著，而當財政壓力高于門檻值后，其回歸系數有所下降，且不顯著，這表明當城市財政壓力高于一定門檻值后，財政收入分權的社會性公共品配置效應變得不明顯，財政收入分權度的提高并沒有顯著促進該城市的社會性公共品供給；第（2）列為教育類公共品的門檻效應回歸結果，可以看到，雖然其顯著性水平不高，但是隨著財政壓力越過門檻值，系數發(fā)生了明顯的變化，甚至變?yōu)樨摂担坏冢?）列為醫(yī)療類公共品的回歸結果，當城市財政壓力小于門檻值0.0249時，財政分權對醫(yī)療類公共品供給的影響系數為1.658，且在1%的顯著性水平上顯著，而當財政壓力超過門檻值后，其影響系數變?yōu)?.1，系數值有所縮小，這就表明財政分權增進醫(yī)療類公共品的效應有所減弱。從以上回歸結果中我們可以看到，財政分權對社會性公共品供給水平的影響并非簡單的線性關系，當城市財政壓力較大且超過一定門檻值時，財政分權增進社會性公共品供給的效應會有所減弱，甚至變得不明顯。

表11 財政壓力的門檻回歸結果

六、研究結論

本文將研究的關注點放在縱向政府間財政關系上，并主要探究了財政分權對社會性公共品供給水平的影響，利用2010—2018年26個省會城市層面數據，實證檢驗了財政分權對社會性公共品供給的影響，具體研究結論如下：市級層面的財政分權顯著提高了社會性公共品供給水平。分組研究表明，區(qū)域之間財政分權的社會性公共品配置效應存在一定差別，相較于中西部地區(qū)，財政分權的社會性公共品增進效應在東部地區(qū)城市更為顯著；分類研究則表明財政分權的增進效應在醫(yī)療和環(huán)保類公共品中十分顯著，但在教育類公共品中則不夠顯著；進一步分析中我們發(fā)現，隨著經濟發(fā)展程度的提高，財政分權增進社會性公共品供給的效應會進一步加強，但是當城市財政壓力過大，超過一定門檻值后，財政分權增進社會性公共品供給的效應會有所減弱。結合上述研究結論，我們給出如下建議：

1.不同層級政府所承擔的任務不同，其所適應的財政分權水平也是不同的，不同層級政府財政分權所帶來的影響效應也會存在差別。我國區(qū)域間差異大，中央政府不僅要推動經濟發(fā)展，還要均衡區(qū)域間發(fā)展程度，縮小區(qū)域間發(fā)展差距，因此，集中財政收入有利于發(fā)揮統(tǒng)籌領導作用。省級政府也承擔了平衡省內發(fā)展差距的責任，其收入的集中程度要基于各省的實際情況而調整。對于市級政府而言，其較少承擔轄區(qū)內均衡發(fā)展的任務。從這個角度出發(fā)，再結合本文的研究發(fā)現，市本級政府如果集中較多財政收入，而相對較少向區(qū)縣級政府進行分權的話，將不利于社會性公共品供給。因此，在接下來省以下財政收入劃分改革中，市以下政府要結合轄區(qū)狀況，提高財政收入分權度，給予區(qū)縣級政府更多的財政權力，從而進一步推動社會性公共品供給。

2.在進一步研究中我們可以看到，財政分權對社會性公共品供給的影響會受到經濟發(fā)展程度和財政壓力的影響。首先，處于不同經濟發(fā)展階段的城市要依據轄區(qū)特點和居民實際需求，制定不同的財政收入分權策略。其次，如果城市整體面臨較大的財政壓力，財政分權對社會性公共品供給的激勵效應會有所減弱，而基層區(qū)縣級政府財政壓力的產生，很大程度上與政府間財政事權與支出責任劃分有關。如果政府間財政事權與支出責任界定不清晰，“上級政府請客，下級政府買單”的現象仍然大量存在的話，財政壓力會層層轉移，最終將落到區(qū)縣級政府上，這將顯著影響財政收入分權的政策效果。

3.公共品的有效供給是一個重要且十分具有挑戰(zhàn)性的問題，尤其是各項社會性公共品的供給問題。由于不同種類公共品的供給有其自身的特點和制度背景，致使僅依靠政府間縱向財政關系的調整還不足以達到公共品高質量供給的最終目的。在社會性公共品的分類研究中，財政分權顯著促進了醫(yī)療和環(huán)保類公共品供給，但其對教育類公共品供給的影響不夠顯著。分析認為，教育類公共品供給背后所涉及的已經不單單是財政縱向資源的分配劃分問題，其還與橫向地區(qū)間的財政資源分配有關。這就要求各級政府在理順縱向財政關系的同時，還要能夠積極配合上級政府的各項改革舉措，尤其是中央政府在橫向政府間財政關系上的調整，共同推進財政體制機制改革，為新時代社會性公共品的高質量供給提供制度保障。