社会稳定考核对地方公共支出结构影响的实证研究

谢 舜 王天维

(1.广西大学 公共管理学院，广西 南宁530004；2.广西大学 商学院，广西 南宁 530004)

一、引言

改革开放以来，我国地方政府的公共支出结构在适应市场经济体制的过程中出现了显著变化，发挥了公共财政服务国家治理、推动经济快速增长、改善公众福利的重要作用。然而，地方政府偏好经济建设支出，对民生需求关注不足等问题引发了社会各界对晋升激励机制效果的讨论。大量研究聚焦于经济转型期中国式分权下经济分权与政治集权塑造的地方政府偏好对公共支出结构产生的影响。借用西方“财政联邦主义”观点和基于政治领域的间接委托—代理关系，部分学者认为我国地方政府作为中央政府在地方的代理人和地方公共利益的代表，其权力集中在主要官员，更多受到上级的监督和制约，横向制约非常有限[1]。由于信息不对称和监督成本较高等难题，中央政府倾向于关注可量化观测的经济发展指标，“问责有限的分权”扩大了地方政府的自主行为空间[2]，地方官员倾向选择有利于自身晋升效用最大化的支出行为[3]。以经济绩效为主的“晋升锦标赛”[4][5]引发地方政府间的经济竞争，对上级负责的政治体制和干部任命制激发了地方政府在公共支出选择上偏好考核体系中能明确发送政绩信号并能快速产生经济增长绩效的显性公共品，弱化了社会性公共服务，进而出现公共服务供需失衡、财政内部支出结构异化等问题[6]。

然而，这种基于经济绩效的晋升激励机制来分析公共支出结构变迁的解释力有限。一方面各地的自然资源禀赋和特殊政策等先天差异加大了上级政府对绩效评估的难度，会导致晋升激励机制的实施效果大打折扣。一些研究发现官员晋升与经济绩效并不存在正向显著关系[7][8]，Cai 和Treisman的研究发现如果禀赋差距过大，弱势地区可能放弃参与竞争[9]。另一方面，在职位数量相对稀缺的状况下，大部分官员晋升空间有限。虽然有学者将与声誉机制相联系的非正式晋升作为显性晋升激励的有效替代[10]，但对每一个在任者来说，保留原职仍是优先选择。“分权化威权主义”注意到以人事权为核心的纵向问责机制在塑造地方政府偏好时的作用，将政绩考核的激励视角转换为惩治的约束视角，认为地方发展经济的目的首先不是为了获得更多的晋升机会, 而是为了避免受到惩罚[11]。

总结来看，“财政联邦主义”与“分权化威权主义”均围绕地方政府间经济绩效竞争的官员晋升机制分析政府偏好对地方公共支出结构的影响。按照这套逻辑，地方公共支出结构的形成主要受到财政分权下中央政府的晋升激励机制影响。然而，我们还应注意到，近年来地方公共服务支出比重不断提高，维稳支出逐渐增加，说明仅仅关注影响地方政府公共品供给的激励机制还不够。是否还存在其他因素可以在官员晋升激励机制的基础上，对地方公共支出结构的变迁产生根本性影响？本文采用1998～2015年30个省级面板数据对此进行经验研究，期望获得有益的经验证据。

与以往的文献相比，本文主要贡献体现在：一是在控制财政分权因素前提下更多关注政绩考核惩治机制对地方公共支出结构的影响，对现有晋升锦标赛机制文献进行丰富和完善。二是以往文献对社会稳定考核机制的分析主要停留在理论模型分析层面，本文选择经验事实数据进行验证，评估社会稳定考核的效果，弥补已有文献的不足。三是将社会稳定考核纳入宏观社会环境下，研究社会稳定考核影响公共支出结构的基本方式，既考虑了公众本身公共安全需求对公共支出结构产生的影响，又考虑到公众自身行为对地方公共资源配置的影响。

二、理论分析与研究假设

改革开放以来我国地方政府的公共支出决策既不是自上而下的“集中关怀式”，也不是自下而上的“民意制度式”，而是介于两者之间的“民主集中制”[12][13]。“谋求社会稳定前提下的经济发展”体现在公共品的供给上要服务于“保稳定，促发展”，基于此而设计的官员激励约束机制要求无论是财政分权下的经济激励，还是官员晋升的政治激励首先要服务于社会稳定。在当前中国社会环境下，政治稳定扰动更多源于社会不稳定因素。由于社会群体性事件与政治稳定具有较大的关联，为了服务于核心政治目标和发展战略，中央政府先后将那些容易引发社会不稳定的重大事项实行“一票否决”。这些“一票否决”项目如果考核不合格，地方官员不仅失去年度评先选优的资格，整体工作绩效都不会被认可，甚至出现被问责免职的严重后果。这种纵向问责机制决定了任何一级地方政府支出首先需要将社会稳定作为最优先支出方向。事实上，20世纪90年代以来，中央为加强社会治安管理，按属地管理原则强化“领导干部责任制”，出台了“一票否决” 考核制。此后，减轻农民负担、环境保护及节能减排、食品安全、安全生产、信访维稳等均被纳入“一票否决”目标责任制。

已有大量文献集中讨论了经济转型、财政分权、晋升激励对地方公共支出结构的影响，部分学者关注到社会稳定风险对政府公共安全支出的影响，认为公共财政具有防控社会稳定风险的功能[14]，中国社会风险的增加导致对公共安全支出的需求不断攀升[15][16]，公共安全支出供给要与经济增长、收入水平和人口总数相匹配[17]。冯涛等关注到分权制条件下中央政府通过一票否决制将维稳摆在政治考核首位，地方政府需要在事权与财权不匹配下兼顾经济锦标赛发展目标和中央提出的维稳目标[18]。汪永成认为地方政府及其领导人主要根据上级的指示精神、政绩指标、任期需要等进行公共服务决策，没有强制性的制度安排约束决策者必须考虑居民的公共服务需求与意愿[19]。在改革进入深水区，各种社会矛盾和冲突凸显的背景下，上下分治治理体制要求地方在不违背中央政府提出的确保社会秩序稳定的前提下，因地制宜地灵活处置所管辖地区的公共事务[20]。在多任务委托—代理框架下，那些易于被考察的目标会得到强化，地方政府更倾向于注重有利于“保稳定促发展”的事务，出现选择性履行职能的结果。受委托代理存在的信息不对称约束，地方政府支出行为可能更加偏向短期内的经济增长和社会稳定，而对那些有助于经济社会长期可持续发展的公共服务关注不够，具体表现为：上马大量政绩工程、不惜以生态环境污染为代价创造GDP、通过压力维稳确保社会刚性稳定等等。

按照以上逻辑，中国地方的公共支出结构会呈现出偏向维持性支出和生产性支出的结果，经济增长并不会带来人们生活满意度的提高[21]。具有自上而下的社会稳定考核增压机制会带来重视事后处理胜过源头预防、维稳成本高、投入大等问题[22]。强化社会稳定考核可能既不利于增进社会福利，还会引发生产性支出与维持性支出的双重偏向。然而，如果经济增长过程中的社会不稳定问题更多是由于经济社会发展不协调，地方政府对民生福利重视不够而引起，仅仅依靠社会稳定压力考核难以从根本上消除社会不稳定因素。实际上，改革开放以来中央政府重视社会稳定的目的是为了为经济发展创造良好的环境，以经济增长带动民众增收致富。由于经济绩效考核指标兼顾了增加地方财政收入和官员晋升的需求，地方政府支出决策越来越偏向经济建设领域，与市场化改革进程中人们日益增长的民生福利需求产生了冲突，为社会不稳定埋下了隐患。针对这一缺陷，中央政府越来越注重社会稳定与民生福利之间的内在关联，逐渐改进社会稳定考核方式，通过强化转移支付引导地方政府加大对民生领域的投入，以消除社会不稳定的根源。一些学者关注到中央政府对地方政府考核和约束发生的新变化，陈钊和徐彤立足不同经济发展阶段公众对公共品的不同偏好程度，认为晋升锦标赛下中央对地方的治理模式会由“为增长而竞争”转变为“为和谐而竞争”[23]。王询等发现民生考核权重的增加会显著提高地方政府对教育、医疗卫生、社会保障方面的投入和改善环境质量[24]。朱建军和张蕊通过分析以GDP为代表的传统经济增长和以金融、互联网为代表的新经济增长以及教科文卫四大支出占比对地方官员晋升的影响，发现民生改善与社会公平在地方激励结构中占据越来越重要的地位[25]。曾明和任昌裕采用个案研究方法分析发现上级政府以政绩考核的方式推动地方政府改变支出结构，将财政资金投向民生工程[26]。

从以上文献可知，普通民众对社会公共安全具有需求，政府对这方面会有优先性偏好。然而，两者关注的重点存在差异，引起社会不稳定的因素较多。公众既可能是引发社会不稳定的主体，也可能是公共安全的享有者。政府的相关民生政策不完善可能是引发社会不稳定的源泉，但保持社会有序可控则是各级政府治理的重点。在多任务委托代理框架下，地方政府与中央政府追求的具体目标存在差异，促进辖区的长期安定需要中央政府引导。近年来，中央政府通过出台收支挂钩规定，实施财政专项转移支付，将民众满意度指标和基本公共服务绩效考核与行政问责纳入地方政府和官员绩效考核，推动着地方政府更加注重保障和改善民生。这一系列的转变从根本上说源于经济社会发展不协调，财政支出过于偏重经济建设领域，引发社会不稳定而进行的调整。社会不稳定既是纠正过去这些偏差的原因，也是社会稳定考核机制本身不完善造成的结果。近年社会稳定考核指标体系和权重的变化只能说明上级政府在认知和解决社会不稳定问题上的方法进行了调整，它并没有降低上级政府对社会稳定重要性的认识。因而，社会稳定考核仍是各级政府治理追求的基本目标。基于以上分析，我们提出如下假设：

H1：社会稳定考核对地方公共支出结构变化具有基础性影响，如果社会不稳定是由经济社会发展不协调问题引发，社会稳定考核就可能对民生性支出产生促进作用，对生产性支出偏向产生抑制作用。

社会稳定考核能否对地方政府支出行为产生影响，有赖于这种考核指标是否可量化、易识别。影响一个地区和谐稳定的因素很多，公共服务短缺对社会稳定的影响需要通过各种渠道体现出来。民生性服务产生作用具有较长的滞后期，通过这个指标考核地方官员在促进社会长期和谐稳定上的作用有相当难度。即使有各种民意调查或满意度调查，受这类调查主观性较大等限制，这些指标仅能做参考。在信息不对称条件下，中央政府的理想选择仍旧是以“社会稳定和GDP增长”两个指标作为评价地方政府绩效的主要指标，而辅之以财政转移支付等手段进行引导，并通过各类事故或群体性事件数量多少来考察地方经济社会治理中存在的问题。经济社会开放度的不断提高，网络普遍发展，公众教育程度的提高，信息传播渠道和方式的变化，为公众民主参与、反映诉求、约束公权力创造了良好条件。环境污染、安全事故、突发性事件等可通过互联网将事件迅速曝光在公众面前，中央政府因此拓宽了基层信息渠道，减少纵向治理体制下的信息不对称[27]，为行使“一票否决”创造了条件。作为地方政府官员，保留原职首先意味着要避免受到“一票否决”责任制的惩罚，因而地方公共品供给可能会更加关注消除社会矛盾纠纷，直接服务社会稳定。在具体的公共品供给内容与方式上，一些地方可能会比较注重公共安全领域的投入，强化对社会不稳定因素的管制；而另一些地方可能会注重转变经济增长方式，通过加大民生投入从而消除这些社会不稳定隐患。

国内大量研究发现公众通过民主参与表达自身需求，会对地方公共支出结构产生影响。赵永亮的实证研究结果发现分权体制导致政府公共品供给扭曲，而民主参与可以削弱基础建设扩张导致的公共支出结构扭曲，使地方政府支出行为更加趋向于民生关联的公共品供给[28][29]。刘京焕和王宝顺的实证研究表明人均收入水平、人口数量以及公共支出总额对公共支出的配置具有显著性影响[30]。尹恒和杨龙见的实证检验发现，民营经济份额越大、个人所得税占地方财政收入的比重越高、本地市场集中度越低，地方财政福利性支出的占比就越高[31]。解洪涛和梅建明的研究发现具有反馈评价机制和公开辩论的互联网参与形式会显著影响地方公共支出结构[32]。可见，在社会开放度日益提高的背景下，普通民众一方面可以通过信访投诉对地方政府治理行为进行监督，另一方面也可通过多种形式参与到“热点”事件中来，引发中央政府的重视或干预，进而对地方政府的不合理行为进行纠偏。民众的诉求表达能力成为影响社会稳定考核机制发挥作用的重要因素。中央政府“自上而下”的政绩考核与地方公众“自下而上”的偏好表达共同构成影响地方政府公共品供给的重要因素，特别是基于“社会稳定”的刚性约束推动地方政府注重对民众需求偏好的识别与满足，实现三者偏好的统一。可见，地方公共支出结构更多是中央政府、地方政府和公众三者之间互动的结果，地方政府处于公共支出配置的中间环节，它的决策会融入中央政府的要求和地方公众的诉求。鉴于此，本文提出以下假设：

H2：公众诉求表达能力越强，越有可能增强社会稳定考核对地方政府支出行为的约束，进而抑制地方公共支出结构的不合理偏向。

三、研究设计

(一)变量选择

1.地方公共支出结构

本文采用时间跨度为1998～2015年的30个省级单位面板数据，既能反映出截面个体的差异，又能反映出变量在时间上的动态变化，被解释变量地方公共支出结构是省级公共财政预算支出中各类支出所占的比重。根据地方政府的主要职能，公共支出主要分为维持性支出、民生性支出和生产性支出三类。为保证统计口径的一致性，按照2006年的政府收支分类改革方案，对2007年前后的支出数据进行了归类，各类支出的具体内容见表1。

表1 地方公共财政预算支出主要分类表

2.社会稳定考核

社会稳定主要表现在各种社会冲突、刑事犯罪、事故灾害等方面，胡联合等学者以违法犯罪率作为社会稳定的测度变量[33][34]，黄艳敏和张岩贵选择社会刑事案件犯罪率作为公共安全财政支出社会需求的代理变量[15]。在中央政府对地方政府的社会稳定目标考核上，居民安全感、安全生产、环境保护等“一票否决”事项均与社会稳定紧密相关，由于信访维稳、安全生产事故等数据难以收集，并且可能存在瞒报等情况，用刑事犯罪率衡量地方社会稳定政绩又存在识别偏差、激励扭曲等问题，因而这些指标难以直接作为考核依据。交通、火灾等安全事故造成的伤亡人数容易被社会广泛关注，引发社会不稳定，在社会开放度提高的背景下，这些指标相对完善准确。每年道路交通安全事故起数、死亡人数分别约占全国安全生产事故总量的60%、80%[35]，交通、火灾等安全事故造成的伤亡人数成为年度事故死亡人数的主体，现行对安全稳定的“一票否决”也主要以死亡人数作为考核指标。一般来说，交通、火灾等安全事故造成的死亡人数越多，地方政府所面临的社会稳定压力越大，地方官员遭受“一票否决”的可能性越大，故选择交通、火灾安全事故造成的死亡人数之和反映地方政府在社会稳定考核上受到的约束。

3.公众诉求表达能力

教育通常被认为是个人参与政治活动最强有力的预测因素之一。Dee发现教育有助于公民对可能发生的复杂性社会、政治和技术问题做出更深入的分析，对民主参与会有显著的正向影响[36]。Persson认为教育通过提高公民技能和政治知识等直接或间接途径对政治活动产生影响[37]。Glaeser等人的研究显示公众维权意识往往与其所受教育水平相关[38]，Larsen发现公众基于个人经验和知识对财政预算形成特定的偏好[39]。参照龚锋和卢洪友的做法[40]，令文盲人口的受教育年数为0年，小学程度人口的受教育年数为6年；初中程度人口的受教育年数为9年；高中程度人口的受教育年数为12年；大学及以上学历人口的受教育年数为15年，根据各学历程度人口占总人口的比重，将各教育年数进行加权平均，测算出人口的平均受教育程度作为一个地区公众的诉求表达能力。

4.控制变量

财政分权下的GDP晋升锦标赛激励机制为学界广泛关注，而采用财政竞争手段吸引FDI是地方政府获得经济绩效优势的主要手段。参照郑磊等人的做法，选择地方吸引的FDI数量占全国吸引的FDI数量比重来控制经济绩效考核对地方公共支出结构的影响[41]。作为一个转型经济体，收入水平、人口老龄化程度、市场化程度、城镇化进程和财政管理体制从经济社会宏观环境上影响地方公共支出结构的变迁，根据现有文献[42][43]，选择收入水平、财政分权、转移支付、市场化水平、城镇化率和腐败水平作为控制变量。收入水平通过选择消除物价因素后(CPI1994=100)的城镇居民人均可支配收入和农村居民人均可支配收入(纯收入)进行加权平均得到整个地区的人均实际收入。考虑到老年人口比少年人口对公共政策的影响更大一些，选择65岁及以上年龄人口数与15周岁以下人口数之比作为人口老龄化程度指标。市场化水平选用樊纲、王小鲁主编的《中国市场化指数》[44](P259)和《中国分省份市场化指数报告》[45](P214-215)相应年份的市场化指数作为衡量地方市场化水平的变量，1998～2007年的数据与2008～2014年的数据计算口径并不一致，但是两者总体上反映了全国各省区的市场化趋势，因而未对其进行调整。选择城镇年末常住人口占本地区年末常住人口的比重作为城镇化率指标。陈硕和高琳的研究发现，使用不同的分权指标会得出不同的结论，只有“地方财政自主度”对经济增长及公共品供给均有一致的积极作用[46]，因而选择地方公共财政收入占地方公共财政支出的比重作为度量财政分权的指标，同时用中央政府财政转移支付占地方财政收入的比重衡量转移支付水平的影响。采用各地检察院每年查办的职务犯罪立案件数占当地公职人员数比重反映地区腐败水平，其中公职人员数用各省该年公共管理和社会组织城镇单位就业人员数代替。

(二)数据来源

本文使用1998～2015年30省(市、区，不含西藏)的面板数据，地方公共财政收支、中央政府财政转移支付数据来源于《中国财政统计年鉴》，交通、火灾事故伤亡人数来自国家统计局和公安部消防局网站，各省(市、区)历年贪污受贿等职务犯罪立案数来源于《中国检察年鉴》，缺失值根据查处的职务犯罪人数增长速度进行测算后填补。市场化水平选用樊纲和王小鲁于2008～2016年发布的相应年份市场化指数，其中2015年的数据采用线性插值法填补。其他各个变量的数据来自相应年份的《中国统计年鉴》。为消除变量之间波动较大对计量分析结果的影响，我们对非比重类变量取对数消除异方差。各个变量的描述性统计见表2。

表2 变量描述性统计

(三)计量模型

由于被解释变量为不同类别的公共支出所占比重，每一年的财政支出总量是既定的，而各类支出的比重是同时确定的，因而各个方程干扰项之间很可能存在相关性。参照龚锋和卢洪友的做法，首先使用固定效应变换，对原始数据作时间均值处理，随后运用似不相关回归方法对面板数据进行系统估计[34]。原始模型如下：

yit=αxit+βzit+ui+εit

(1)

式(1)中，i和t分别代表地区和时间，y表示被解释变量，x代表核心解释变量社会稳定考核和公众诉求表达能力，z为控制变量，u为不随时间变化的截面固定效应。α、β表示相应的回归系数，ε为随时间和地区而改变的扰动项。对式(1)作时间均值处理之后，估计模型为：

(2)

四、实证检验分析

(一)估计结果

首先，我们对各个变量之间是否存在多重共线性进行检验，结果发现所有解释变量的方差膨胀因子(VIF)均小于10，故变量之间不存在严重的多重共线性。考虑不同经济发展水平下地方政府参与经济绩效竞争的动力不同，参照张晓娣根据各地经济增长速度与各类支出构成进行的聚类分析[47]，常明杰依据功能划分的财政支出结构K-Means 聚类分析结果[48]，将北京、上海、江苏、广东、浙江、福建、天津、山东、辽宁、四川、湖南、湖北、黑龙江、河北作为综合经济发展较好的地区，将河南、安徽、陕西、广西、云南、吉林、山西、贵州、甘肃、内蒙古、宁夏、青海、江西、海南、重庆、新疆列入综合经济发展落后地区。为确保具有足够的样本量参与回归，根据不同省区的发展水平设置虚拟变量xjxe(经济落后地区取1，经济发展较好地区取0)，将地区虚拟变量与经济绩效竞争变量的交互项(lnvcomp*xjxe)纳入回归方程来控制不同发展类型地区参与经济绩效竞争的影响差异。考虑到20世纪90年代以来中央政府对一些支出项目出台了收支挂钩和预算安排逐年增长的相关规定，因而我们又对各类支出的时间效应进行了控制。在控制了个体效应、时间效应基础上，对主模型采用似不相关模型进行pooling估计。考虑到社会稳定对公共支出结构的影响可能会受到公众诉求表达能力的影响，选择公众诉求表达能力与社会稳定考核之积作为交互项，考察政府与公众的互动对地方公共支出结构的影响。为进一步揭示公众需求与政府的社会稳定需求对地方公共支出结构的影响差异，我们将被解释变量维持性支出分解为行政服务支出和公共安全支出两部分进行检验，行政服务支出指一般公共服务支出和行政管理费，公共安全支出指2007年以来的公共安全支出项目和2007年前的公检法司支出与武警部队支出项目之和。所有模型均对各方程扰动项之间是否存在同期相关进行检验，结果均显示各方程扰动项之间“无同期相关”的检验P值为0.000，可以在1%的显著性水平上拒绝各方程的扰动项相互独立的假设，使用SUR进行系统估计可以提高估计的效率，表3 给出了计量模型的估计结果。

表3 社会稳定考核对地方公共支出结构的影响估计结果

注: 括号内是z值；***、**、*分别表示通过显著水平为1%、5%和10%的检验，下表同。

(二)结果分析

如表3所示，第1～6列显示出社会稳定考核在各类支出方程中的系数均通过1%的显著性水平检验，对维持性支出和民生性支出具有显著的正向影响，而对生产性支出具有显著的负向影响。第7列显示社会稳定考核与行政事务支出存在显著正相关，可能的原因是社会稳定是地方政府的常规工作，行政事务支出更多具有保障常规性社会稳定的功能，在公众诉求表达能力提高的背景下需要相应提高这方面的支出。虽然日常的社会秩序维护需要公共安全方面的投入，但它有大部分用于应对临时性、突发性事件，直接服务于社会稳定，因而社会稳定考核并不会单独强化这方面的支出，只有当社会问题突出，公众诉求表达能力提高增加了地方政府的社会稳定考核压力情况下，才可能导致公共安全方面投入的增加，表现出社会稳定考核与公众诉求表达能力共同对公共安全支出产生显著影响。这正好与第8列社会稳定考核单独对公共安全支出影响不显著，但交互项对公共安全支出具有显著正向影响的检验结果相符。

从1～3列控制变量经济绩效竞争考核对地方公共支出结构的单独影响看，经济绩效竞争会降低民生性支出，提高生产性支出，但对维持性支出的影响不显著。当加入交互项后，经济绩效竞争对维持性支出具有显著负向影响，但它仅对其中的行政事务性支出具有抑制作用，而降低民生性支出增加生产性支出的趋势没有改变，说明即使在公众诉求表达能力增强社会稳定考核约束的压力下，追求GDP快速增长的地方政府也不会以牺牲社会稳定可控的底线来换取经济增长，而更多通过降低那些无助于直接维护社会稳定的行政运行经费和民生服务支出来换取经济增长。可见，即使地方政府具有强烈的经济增长偏好，也不会忽略社会稳定这个基本前提。社会稳定考核和经济绩效竞争两个变量各自对民生性支出与生产性支出的影响方向正好相反，说明社会稳定考核具有抑制生产性支出偏向的效果。从社会稳定考核在各类支出方程中的系数绝对值大小可以发现，社会稳定考核对民生性支出和生产性支出的影响程度更大，在添加交互项之后这个现象更加明显，说明当前的社会不稳定更可能是由于经济社会发展不协调带来的结果。通过以上分析可以看出，社会稳定考核通过不同方式对地方各类公共支出产生影响，并具有抑制生产性支出偏向的效果，假设1得到验证。

从公众诉求表达能力单独对各类公共支出的影响看，它具有降低行政事务性支出和生产性支出、增加民生性支出的效果。第4～7列显示社会稳定考核与公众诉求表达能力的交互项(lacde*ledulev)系数均显著，说明社会稳定考核对地方公共支出结构的影响会受到公众诉求表达能力的调节，公众诉求的表达能力越强，越有可能增加维持性支出和民生性支出，降低生产性支出。从四个方程交互项的回归系数绝对值大小来看，维持性支出方程的交互项回归系数达到0.0720，显著大于民生性支出和生产性支出方程的交互项系数。虽然第8列社会稳定考核与公众诉求表达能力单独对公共安全支出的影响不显著，但两者的交互项在5%水平上显著，并且回归系数达到了0.0112，也在一定程度上说明维持性支出比重的增加会显著受到公众诉求表达能力的影响，与近年来公众维权意识提高，一些地方信访维稳支出增长较快的事实相符[49]。在公众诉求表达能力提高、社会稳定考核约束增强的背景下，地方政府要维持社会稳定会优先选择增加维持性支出确保社会大局稳定，继而增加民生支出解决由于公共服务投入不足引发的不稳定问题。在财政资源有限的情况下，这就需要降低生产性支出而增加维持性和民生性支出。表3第4～6列的交互项系数的绝对值总体上显示出对维持性支出和生产性支出的影响大于民生性支出的结果，这一实证检验结果与政府治理实践总体相符，较好地证实了假设2的成立。

其他控制变量中，财政分权具有降低生产性支出的作用，财政转移支付水平具有显著降低维持性支出增加民生性支出的效果，这均与近年来中央政府通过财政转移支付等途径引导地方政府加强和改善民生的基本事实相符。腐败水平变量在维持性支出方程中的回归系数显著为负，在生产性支出方程的回归系数为正。收入水平提高有降低民生性支出和行政事务支出，增加生产性支出和公共安全支出的作用，可能的原因是随着人们收入的提高，更多的民生性公共服务可以通过市场购买，而对基础设施等生产性服务和保护私人财产权利的需求相应增加。老龄化程度具有降低维持性支出和民生性支出，增加生产性支出的倾向，可能是因为民生性支出中科技、教育、住房等支出所占比重过大，老年人群体不偏好这类支出，而希望经济快速发展，降低行政成本提高养老金待遇水平。市场化和城镇化水平对民生性支出具有显著的正向影响，与市场化深入发展需要政府弥补市场失灵，提供市场不能满足的公共品需求相关。从不同地区经济绩效竞争水平交互项(lnvcomp*xjxe)上看，欠发达地区则有降低生产性支出，增加公共安全支出的倾向，在一定程度验证了Cai 和Treisman关于“欠发达地区不具备参与经济竞争的条件而放弃参与竞争”的结论[8]。

(三)稳健性检验

我们改变主要解释变量的衡量方法，采用交通、火灾安全事故造成的受伤人数之和衡量社会稳定考核，主要原因在于事故受伤人员过多可能引起各类纠纷，滋生相关信访维稳问题，导致地方相关社会问题被暴露出来，推动地方政府去消除影响社会稳定的隐患，重新进行回归分析的结果见表4。除社会稳定考核对各类公共支出的影响变小之外，作用方向和系数显著度并无变化。公众诉求表达能力在各类公共支出方程中的回归系数符号与上文基本相同。除民生性支出和生产性支出两个方程中的交互项不显著外，维持性支出显著受到社会稳定考核与公众诉求表达能力两者的影响。民生性支出方程和生产性支出方程中的交互项系数虽未通过统计显著性检验，但符号方向并未改变。出现这一结果很可能是由于交通、火灾安全事故造成的受伤人数虽然对社会稳定考核有较大影响，但与死亡事故相比，上级政府对此的关注程度偏低、地方政府面临的考核压力相对较小，因而两者的交互项系数不够显著。总体上看，社会稳定考核对地方公共支出结构的影响具有稳健性，公众诉求表达能力通过影响社会稳定考核可以对地方公共支出结构产生影响。

表4 稳健性检验结果

五、结论与启示

本文运用中国1998～2015年省级面板数据研究发现社会稳定考核对维持性支出和民生性支出具有正向促进作用，对生产性支出具有抑制作用；公众诉求表达能力通过增强社会稳定考核约束对地方公共支出结构产生影响。为了进一步揭示社会稳定考核对维持性支出的内在影响，又将维持性支出分解为行政事务支出和公共安全支出，讨论影响效果的差异。研究发现，社会稳定考核和公众诉求表达能力对行政事务支出具有正向促进作用。社会稳定考核与公众诉求表达能力两者单独对公共安全支出没有显著影响，但两者的交互项对公共安全支出具有显著的促进作用。如果将公共安全支出作为信访维稳支出的重要组成部分，可在一定程度上说明近年来信访维稳支出的增加与公众诉求表达能力增强、上级强化对社会稳定考核的约束相关。

不同于以往的研究结果，本文发现虽然地方政府间经济绩效竞争会导致公共支出结构的生产性偏向，但“一票否决”的社会稳定约束机制对这种扭曲具有抑制作用。同时，以GDP为核心的经济绩效考核对地方公共支出结构的影响具有相对明显的区域异质性，这进一步说明基于经济绩效“锦标赛”理论的解释力有限，而将社会稳定考核引入地方政府治理可以更好地解释地方公共支出行为。需要引起关注的是，在公众诉求表达能力不断提高的背景下，地方政府的社会稳定考核压力倾向于增加维持性支出和民生性支出，扭转经济绩效竞争产生的生产性支出偏向，这表明公共支出结构的形成与变迁不完全是上级政府和地方政府自上而下选择的结果，公众的约束可以在一定程度上影响地方公共支出结构的变迁。社会稳定考核的本意并不是增加社会管制成本，而是引导地方政府更加重视社会福利的改善，这种正面作用获得了经验数据的证实，但地方政府在民生性支出和维持性支出之间的权衡机理还值得进一步研究和关注。

本文的研究结果具有较强的实践意义和政策启示。一段时间以来，我国地方信访维稳等维持性支出增长较快，地方公共支出结构存在一定程度的供需失衡，说明当前的公共品供给决策机制具有内在缺陷，转变这种偏差关键在于优化公共选择机制。首先，社会稳定考核机制能够对地方政府公共支出行为产生明显约束力，主要原因不仅在于这项考核可识别、易量化，而在于它在某种程度上增强了公众的影响力。这表明中央政府在调整地方政府绩效考核制度上，关键是要将社会公众因素更好地融入治理机制设计中去，解决纵向治理上存在的信息不对称、监督链条过长等难题，提升治理效率。其次，市场化转型下公众对地方公共支出结构的影响逐渐增强，但这种影响具有非均衡性。地方公共支出结构偏向的根源在于公共品供需偏好匹配机制不完善。形成满足公众需求偏好的公共品供给格局，既需要中央政府结合地域实际建立良好的机制进行宏观引导，更需要“自下而上”激发社会公众的民主参与，降低互动交流成本，以公共需求引领公共品供给侧改革。最后，在拓宽公众民主参与渠道的同时，要积极培育社会公众理性表达自身诉求，有序参与公共事务的能力，通过中央政府、地方政府和社会公众之间的良性互动，实现地方公共支出结构的动态优化，这也是推进国家治理体系和治理能力现代化的客观要求。

[1] 彭时平，吴建瓴.地方政府相对绩效考核的逻辑与问题[J].经济体制改革，2010，(6):36—41.

[2] 郁建兴，高翔.地方发展型政府的行为逻辑及制度基础[J].中国社会科学，2012，(5):95—112.

[3] 张万宽，焦燕.地方政府绩效考核研究——多任务委托代理的视角[J].东岳论丛，2010，31(5):153—158.

[4] Hongbin, L., Lian, Zhou .Political Turnover and Economic Performance: The Incentive Role of Personnel Control in China[J].Journal of Public Economics，2005，(89)：1743—1762.

[5] 周黎安.中国地方官员的晋升锦标赛模式研究[J].经济研究，2007,(7):36—50.

[6] 朱军.我国地方政府间财政支出竞争的动因分析[J].中央财经大学学报,2007,(8):6—10.

[7] 姚洋，张牧扬.官员绩效与晋升锦标赛——来自城市数据的证据[J].经济研究，2013,(1):137—150.

[8] 陶然，苏福兵，陆曦.经济增长能够带来晋升吗？——对晋升锦标竞赛理论的逻辑挑战与省级实证重估[J].管理世界，2010,(12): 23—36.

[9] Hongbin，C., Daniel, T..Does Competitionfor Capital Discipline Governments? Decentralization， Globalization，and Public Policy[J]. American Economic Review， 2005，(95):817—830.

[10] 张晖. 官员异质性、努力扭曲与隐性激励[J].中国经济问题，2011，(5):46 —55.

[11] 段润来.中国省级政府为什么努力发展经济[J].南方经济，2009，(8):16—25.

[12] 丁菊红，邓可斌.政府偏好、公共品供给与转型中的财政分权[J].经济研究，2008，(7):78—89.

[13] 汤玉刚，赵大平.论政府供给偏好的短期决定:政治均衡与经济效率[J].经济研究，2007，(1):29—40.

[14] 周红云. 公共财政视角下社会稳定风险防控机制研究[J]. 财政研究，2013，(1):18—21.

[15] 史晓晨，张海波. 中国地方政府公共安全财政支出效率研究——基于DEA—Tobit的二阶段分析[J]. 电子科技大学学报(社科版)，2015，17(1):12—17.

[16] 黄艳敏，张岩贵. 公共安全财政支出理论分析及中国数据的检验[J]. 中央财经大学学报，2014，(8):3—8.

[17] 王鼎.服务居民安全感提升目标的公共财政支出效率优化[J]. 求索，2013，(3):252—254.

[18] 冯涛，王永明，宋艳伟.地方社会稳定、地方政府干预与信贷资源配置[J].西安交通大学学报(社会科学版)，2010，30(6):19—24 .

[19] 汪永成. 亲流动性要素的服务型政府: 形成机理与矫正策略——一种分析和解决当前中国民生问题的新视角[J]. 学习与探索，2008，(3):46—52 .

[20] 曹正汉. 中国上下分治的治理体制及其稳定机制[J]. 社会学研究，2011，25(1):1—40.

[21] Knight,J.The Principal—Agent Problem, Economic Growth, Subjective Wellbeing and Social Instability: China’s Effective but Flawed Governance[J].Economics, 2015，(10):1—27.

[22] 于建嵘. 当前压力维稳的困境与出路——再论中国社会的刚性稳定[J]. 探索与争鸣，2012，(9):3—6.

[23] 陈钊，徐彤. 走向“为和谐而竞争”:晋升锦标赛下的中央和地方治理模式变迁[J]. 世界经济，2011，34(9):3—18.

[24] 王询，孟望生，张为杰. 财政分权、晋升激励与民生公共品偏向——基于全国省级面板数据的实证研究[J]. 云南财经大学学报，2013，29(4):30—38.

[25] 朱建军，张蕊.经济增长、民生改善与地方官员晋升再考察——来自2000～2014年中国省级面板数据的经验证据[J].经济学动态，2016，(6):50—61.

[26] 曾明，任昌裕. 政绩晋升效应与地方财政民生支出——一个案例研究[J]. 公共管理学报，2012，9(3):1—10.

[27]Su, Z.， Meng，T..Selective Responsiveness: Online Public Demands and Government Responsiveness in Authoritarian China[J].Social Science Research，2016，(59)：52—67.

[28] 赵永亮，赵德余.分权体制下的民主参与、政府响应程度和公共品供需偏差[J].经济社会体制比较，2012，(2):125—134.

[29] 赵永亮，杨子晖.民主参与对公共品支出偏差的影响考察[J].管理世界，2012，(6):74—85.

[30] 刘京焕，王宝顺.公共支出配置中的竞争——一个分析公共支出类别间互动关系的模型[J].财贸经济， 2012，(6):26—35.

[31] 尹恒，杨龙见.地方财政对本地居民偏好的回应性研究[J].中国社会科学，2014，(5):96—115.

[32] 解洪涛，梅建明.分权之后的财政治理:公众参与和中国地方政府财政效率改进[J].经济管理,2014,(7):151—163.

[33] 胡联合，胡鞍钢.转型期中国犯罪治理的基本对策[J]. 法学杂志，2005 ，26(5):2—5.

[34] 黄应绘，田双全.中国城乡收入差距对社会稳定的效应分析:1986—2008[J].统计与决策，2011，(11):105—108.

[35] 孙华山.在2013中国道路交通安全论坛的发言实录[EB/OL].(2013—08—29)[2017—11—09]. http://www.ce.cn/cysc/ztpd.

[36] Dee,T.S. Are There Civic Returns to Education?[J].Journal of Public Economics，2004，(88):1697—1720.

[37] Persson,M. Review Article: Education and Political Participation[J].British Journal of Political Science，2013，(45)： 689—703.

[38] Glaeser,E.L.,Porta,R.L.,Lopez-De-Silanes,F.,Shleifer,A. Do Institutions Cause Growth?[J].Journal of Economic Growth， 2004， 9(3):271—303.

[39] Larsen, C.A.The Institutional Logic of Welfare Attitudes：How Welfare Regimes Influence Public Support[J].Comparative Political Studies，2006，41(2)：145-168．

[40] 龚锋，卢洪友.公共支出结构、偏好匹配与财政分权[J].管理世界，2009，(1)：10—21.

[41] 郑磊.财政分权、政府竞争与公共支出结构——政府教育支出比重的影响因素分析[J].经济科学，2008，(1):28—40.

[42] 李永友.公共服务型政府建设与财政支出结构效率[J].经济社会体制比较，2011，(1):67—78.

[43] 朱军.腐败问题、经济开放、现代化与地区公共支出结构[J].浙江社会科学，2012，(4):5—13.

[44] 樊纲、王小鲁.中国市场化指数———各地区市场化相对进程报告[M].北京：经济科学出版社，2008.

[45] 王小鲁，樊纲，余静文.中国分省份市场化指数报告[M].北京:社会科学文献出版社，2016.

[46] 陈硕，高琳.央地关系、财政分权度量及作用机制再评估[J].管理世界, 2012，(6):43—59.

[47] 张晓娣，石磊.中国公共支出结构的最优调整方案研究——区域聚类基础上的梯度法求解[J].财经研究，2013，(10):19—33.

[48] 常明杰.财政支出偏向对服务型政府建设的回应性考察——基于31个省份的聚类分析[J].海南大学学报(人文社会科学版)，2016，34(2):59—67.

[49] 谢岳，党东升.“维稳”的绩效困境:公共安全开支视角[J].同济大学学报(社会科学版), 2013，24(6):90—100 .