地方财政自给能否提升公共产品供给效率？

刘树鑫 杨森平 刘佳纯

(1.华南农业大学，广东 广州 510642；2.暨南大学，广东 广州 510632；3.中国人民大学，北京 100872)

一、 引言

地方财政自给度是特定分权财政体制下地方政府为履行财政权责，运用自有财力对事权支出责任的实际支持程度，表现为单位事权支出得到多少自有财力的支持，体现地方财政收支运行的自主状态。在现行分税制框架下，地方政府获取财政援助的主要来源是中央政府对地方政府的各种转移支付，所以，地方财政自给度越低，意味着地方政府为完成事权支出责任必须依赖的财政转移支付越多。

鉴于当前中国地方政府同时受累于宏观经济下行压力、中央政府减税降费政策的短期冲击、疫情常态化防控等多重因素而致使“增收”难度加大，通过提高财政资金使用绩效来达到合理的财政“节支”具有十分重大的意义。尤其是，分税制以来中国地方政府始终处于财政自给度偏低的状态。因此，准确识别地方财政自给度与公共产品供给效率之间的内在联系，显然是一项亟须完成的研究议题。遗憾的是，地方政府对公共产品的供给效率是否会受到自身财政自给度的影响？其影响究竟如何？当前仍然没有令人满意的解释。为此，本文立足于中国的现实，采用理论分析和实证检验相结合的方法，剖析和确认中国地方财政自给度对地方公共产品供给效率的影响效应和实际作用，以期能为中国财税体制的深化改革提供依据。

二、文献综述

地方政府的财政自给是建立在财政分权的基础之上，关于地方财政自给度影响公共产品供给效率的研究，可追溯到财政分权与地方公共产品供给之间联系的相关探讨。第一代财政分权理论虽然没有明确指出分权有利于提升地方公共产品在投入产出方面的效率，但强调“用脚投票”机制作用下的地方政府能利用信息优势及时提供符合辖区居民偏好的公共产品(Tiebout，1956；Musgrave，1939；Oates，1972)。Stigler(1957)进一步认为，获得财政自主的地方政府利用对辖区异质性公共需求的识别能力来配置公共资源，能通过规避资源错配而节省公共产品的供给成本。然而，这些观点却受到第二代财政分权理论的挑战。该理论认为，在唯GDP导向的考核驱动下，地方政府怀有自身利益最大化动机，地方财政资金会被用于维护市场和发展经济(Weingast，1995；Qian et al.，1996；Qian et al.，1998)。当地方政府致力于辖区经济增长而滋生出生产性支出偏向时(傅勇 等，2007)，财政分权通过提高公共资源配置效率来实现公共产品廉价供给的作用路径将可能失效。

为走出理论困境，Besley et al.(2007)提出实行地方财政自主，认为这能方便辖区居民评价地方政府的官员能力和财政资金的使用绩效，进而提升公共产品的供给效率。一些把西方国家地方政府作为对象的实证研究表明，中央向地方政府下放财政权利有助于公共产品供给效率的提升。如，Boetti et al.(2012)指出，意大利城市政府部门越是通过财政自给来完成公共资源配置，越有助于改进公共服务效率。巴西的财税体制实践进程同样表明，扩大地方政府的财政自主权对辖区公办医疗系统的效率具有促进作用(De Sousa et al.,2020)。也有研究认为，地方政府在实施财政自给的过程中一旦受到资本利益集团的虏获和出现寻租腐败行为(Bardhan et al.，2000；Fisman et al.，2002；Fan et al.，2009)，对公共产品供给效率将会造成不良影响。针对掌握相同财政权利的地方政府在公共产品供给效率方面会有不同的表现，Shah(2004)认为各国分权财政体制的个性化设计是主要原因。Sow et al.(2015)则发现除了财政体制之外，国家政治因素也会影响地方财政自主对公共产品供给效率的实际作用。

那么，在中国式分权体制框架中，地方政府向辖区提供公共产品的效率究竟如何？陈诗一等(2008)的研究表明，中国公共产品的平均供给效率在分税制改革以后确实获得改善。席鹏辉(2014)采用2000—2010年中国31个省份面板数据进行实证分析，得到分权会提升地方政府财政支出效率的结论。赵为民等(2016)在研究中国式财政分权特点与地方政府社会性支出效率之间关系时发现，无论是财政收入分权抑或是财政支出分权，均能提升公共产品的供给效率。与之相对，部分研究则强调由于中国地方财政收支权利的非对等性以及长期注重经济增长指标的政绩考核机制，地方政府对公共产品的供给效率或许并不理想(唐齐鸣 等，2015；汪小勤 等，2016)。特别是在医疗卫生、基础教育、环境保护等民生方面的支出效率，反而会受到财政分权的负向作用(汪小勤 等，2016;亓寿伟 等，2016；崔志坤 等，2017；Zhang et al.，2019)，高志勇(2019)则发现财政收入分权对地方科技投入效率影响不显著，财政支出分权对地方科技投入效率有正向促进作用。此外，还有研究认为中国式分权与义务教育服务的供给效率存在非线性关系(储德银 等，2018)。

综上可见，虽然已有大量学术研究围绕财政分权或地方财政自主与公共产品供给效率的关系进行过有益探讨，为识别地方财政自给度对公共产品供给效率的影响作用提供了宝贵的启示，但由于尚有较大的学术争议，仍然无法厘定当前中国地方政府的财政自给度对辖区公共产品供给效率的确切作用和实际影响。第一，分税制下中国的地方财政自给过程虽然建立在分权财政体制的基础之上，但地方财政自给度体现的是地方政府财政收支运行过程的自主程度，而非地方政府实际掌握的财政权限空间大小(1)地方财政自给度水平只能体现地方政府在财政收支运行方面的自主程度，而无法反映地方政府在财政权利方面的自主程度。假如是财权更多地下放给地方政府，显然有利于地方自有财力的增加，此时地方政府在财政权利方面的自主度和财政自给度均可能会增加；一旦换成是事权更多地下放给地方政府，无疑增加了地方事权支出责任，此时地方政府在财政权利的自主度方面获得了提升，财政自给度却出现下降。，现有的研究结论不能直接用来解释地方财政自给度与公共产品供给效率的内在联系。第二，作为一种财政状态，分税制下中国的地方财政自给度还反映地方财政不同收支之间的对应关系，其对公共产品供给效率的影响难以采用一般的理论框架来进行分析。第三，现有相关主题的实证文献大多只是将极少数或某一类公共产品供给效率作为考察对象，普遍忽略了财政支出可能具有的年度递延效应及区域效应对地方政府财政支出效率的或有干扰，回归结论依然存疑。和现有文献相比，本文的边际贡献可能在于：第一，结合中国制度特征，将地方财政自给度与地方公共产品供给效率纳入同一个理论框架，从而得到地方政府财政自给度水平对地方公共产品供给效率的作用机理，为后续相关理论研究提供了一个分析范式。第二，丰富了DEA模型的投入产出指标体系，使中国地方公共产品供给效率的测算更为准确。第三，采用系统GMM和面板Tobit估计方法，分别检验地方财政自给度对地方公共产品供给效率的实际影响，不仅提高了实证结果的可信度，也为该类主题的计量分析提供了参考。

三、理论分析

假设一个国家的政府体系由中央和地方两级政府构成，并实行高度集权的垂直管理模式。鉴于地方政府在识别辖区居民公共需求方面具有信息优势，中央政府要求地方政府履行多数事权并承担相应的财政支出责任，以实现提高公共资源配置效率的目标。为提高地方政府对辖区进行公共治理的积极性，中央政府不但与地方政府订立财政契约以明确各自的事权归属，而且将地方事权支出责任的完成情况作为评价地方政府政绩的主要参考依据，直接影响地方官员的晋升机会。为减少制度交易的成本，中央政府目前评价地方政府政绩的策略是考察地方政府对事权支出责任的完成结果，而不是事权支出责任的履行过程。该策略假定能被地方政府完美识别。为解决财政契约可能出现的不完全问题，中央政府针对事权归属未得到明确的必要财政开支，有权裁定责任分担主体。与此同时，为简化分析，假设税收是政府组织财政收入的唯一途径。为强化自身的宏观调控能力，中央政府通过集中财权、实施全口径预算制度、设置包括一般性转移支付和专项转移支付的纵向财力转移机制等一系列举措来控制财力分配，使得地方政府除了能在财权范围内汲取自有财政收入外，只能与中央政府进行讨价还价，以争取更多的财政援助。

地方政府利用财力履行财政支出责任实际上就是一个“花钱过程”，而地方政府承担的财政支出责任包括事权支出责任和事权以外的支出责任(2)例如，预备役部队及民兵训练等一些国防支出、公安消防等一些公共安全支出、劳教所等部门的经费开支，依然不同程度地落在地方财政的头上(白景明 等，2016)。，能够获得的财力收入包括自有财力和外援财力。因此，地方政府用财力来完成财政支出责任会呈现出多种财政收支对应组合(3)例如，地方政府在面对事权支出责任时，部分由自有财力承担，另一部分需要依靠外援财力，这里就出现了两个财政收支对应组合。。由于不同的财政收支对应组合可能给地方政府带来不同的利益，所以“理性”的地方政府出于追求自身利益最大化的目的，理应会对不同的财政收支对应组合具有差别的敏感性(Friedman et al.，1990)。

1.地方支出责任

中央政府让地方政府承担事权支出责任和其他支出责任实际上可视为一种特殊的“双任务委托代理”。事权支出责任被分税制财政体制所明确，相当于中央政府以合同的形式，委托地方政府来完成公共产品供给，而其他支出责任则类似于中央政府交由地方政府的合同以外的公共产品供给任务。由于合同内条款对受托人行为具有更强的激励和约束，所以地方政府在完成事权支出责任方面的道德风险概率很可能低于其他支出责任(Holmstrom et al.，1991)。在中央政府没有将效率作为考核条款的情景中(4)上文假设中央政府评价地方政绩是重视地方政府对事权支出责任的完成结果，而非履行过程。，地方政府缺乏将地方公共产品供给效率作为决策的动力。就是说，与其他支出责任相比，事权支出责任纵然能让地方政府更加“上心”，更多也只是关乎进度和质量，也即地方支出责任本身难以促使地方政府重视公共产品供给效率。

2.地方财力

这里主要考察地方政府对外援财力的“使用偏见”(5)地方财政自给度还能影响地方公共产的供给过程中产生的制度交易成本，进而也会改变地方公共产品供给效率。，并借鉴吴永求等(2016)的思路进行分析。假设地方政府为完成财政支出责任而必须提供的公共产品集合可分为x1和x2两种，其中，x1为一般性地方公共产品，x2为地方政府获得具有特定用途的外援财力才会提供的公共产品；地方总财力y除了自有财力y1以外，外援财力还分为一般性转移支付y2和专项转移支付y3(6)当前财政转移支付包括一般性转移支付、专项转移支付以及税收返还。其中，税收返还和地方政府税收增长挂钩，资金用途也无限制，一般可认为税收返还的资金效率与地方自有财力无差别(吴永求 等，2016)。。地方政府和官员为能凸显政绩，将利用掌握的财力尽量地增加地方公共产品供给，以追求效用最大化。同时，考虑到边际效用会出现递减，将地方政府或官员的效用函数设置为：

Max{U}=max{ln x1+αln x2}

(1)

其中，参数α的取值范围为α→1-，以反映如下事实：x2只能被专项转移支付购买，且在某些情况下还需要配套资金(7)根据现行预算法，上级政府在安排专项转移支付时，不得要求下级政府承担配套资金，但是，按照国务院的规定，应当由上下级政府共同承担的事项除外。，致使x2给地方政府带来的平均效用水平与x1之间可能存在细微的差距。同时，地方财政的预算约束可表述成：

p1x1+max{p2x2-y3-ty1,0}=(1-t)y1+y2

(2)

其中，式(2)中的t为配套资金比例，根据现行预算法对配套资金的规定，设t→0+，表示实际配套资金占自有财力非常小的比例(8)需要说明的是，即便t=0，也不会影响模型的实质性结论。。令p1为x1的价格，p2为x2的价格。联立式(1)、(2)并用拉格朗日乘数法求解最优化问题，可将地方政府目标效用函数转换成：

(3)

为考察不同财力对地方政府效用的影响，将式(3)进行全微分，可得：

(4)

同时，地方政府为从中央争到更大的转移支付规模，在讨价还价过程中仍要付出额外的交易成本。如地方政府在“公共池”激励下，通过政治寻租向中央政府讨要更高的转移支付比例或更大规模的一次性转移支付，将要支付寻租成本(张富强 等，2010；范子英 等，2014)。专项转移支付不仅在某些情况下要求地方政府配套经费，而且资金用途通常被中央政府所限定，使地方政府可能产生额外的执行成本(张晏 等，2005)。基于地方政府获取中央政府转移支付要比自有财力多付出一些额外的制度交易成本，在总财力不变的前提下，地方政府增加自有财力而分别同时减少等量的一般性转移支付、专项转移支付时，有：

dy1=-dy2+Δc1

(5)

dy1=-dy3+Δc2

(6)

其中，Δc1、Δc2为地方政府付出的额外成本，所以有Δc1>0、Δc2>0。将式(5)代入式(4)并求解，可得(9)因篇幅所限，式(7)和式(8)的详细推导过程省略，如感兴趣，可与作者联系。：

(7)

式(7)表明，相较于一般性转移支付，增加地方自有财力更能增加地方政府的效用水平。同时，将式(6)代入式(4)并求解，可得：

(8)

式(8)表明，相较于专项转移支付，增加地方自有财力更能提高地方政府的效用水平。

结合式(7)、(8)(10)值得一提的是，当Δc1=Δc2时，如果地方政府增加一般性转移支付而同时减少等量的专项转移支付时，有dy2=-dy3，代入模型，将得到地方总财力既定前提下，增加一般性转移支付而减少等量的专项转移支付，财政资金的使用效率将不低于原有水平。这与吴永求等(2016)的研究一致。，可以发现，当地方政府的总财力既定的条件下，增加自有财力给地方政府带来的效应水平要高于等量增加的外援财力，即地方政府用属于地方自有财力的财政资金来进行财政开支时，会比使用属于外援财力的资金更加珍惜(Oates，1994)，进而有利于地方公共产品供给效率。

3.地方政府的“花钱矩阵”

根据地方政府对不同财力与支出责任的态度，参考Friedman et al.(1990)的做法，首先构建一个反映地方政府对各种财政收支对应组合的敏感性矩阵(见图1)。其中，第I象限表示地方政府使用外援财力来完成事权支出责任，第II象限表示地方政府使用外援财力来完成其他支出责任，第III象限表示地方政府使用自有财力来完成其他支出责任，第IV象限表示地方政府使用自有财力来完成事权支出责任。从地方政府对支出责任的重视程度来看，第I、IV象限要优于第II、III象限；从地方政府对财力珍惜程度来看，第III、IV象限要优于第I、II象限(11)需要注意的是，这里即便放松地方政府是“理性”的假定，而是认为地方政府可能存在所谓的“财政幻觉”，即误认为财政转移支付资金是一笔“意外”之财，也不会影响“敏感性矩阵”的分析。因为根据行为经济学的相关理论(Benartzi et al.，1995)，自有财力与转移支付收入会分别归入地方政府的不同“心理账户”，从而使同一数量的财政资金却会出现不同程度的财政支出规模(粘蝇纸效应)。对于地方政府自行组织的财政收入部分，地方政府会受到“损失厌恶”的心理暗示而自觉地在提供公共产品过程中力求节俭，主动避免资源浪费所引致的效率损失。，因此得到敏感性矩阵的均衡解为第IV象限，表示当地方政府以完全财政自给的状态来履行事权支出责任时，地方政府对支出责任的重视程度和对资金使用的珍惜程度都将达到最高。

综上可知，地方财政自给度的提升，将对地方公共产品供给效率具有促进作用。

四、指标测度和分析

(一)地方公共产品供给效率的测量方法

Farrell(1957)指出，公共产品供给效率可以从投入和产出两个角度来进行评价。地方政府公共产品的供给效率实际上就是在其他条件不变的情况下，地方政府提供相等数量的同质公共产品是否可以满足成本最小化条件，或是在既定的财政投入下能否实现公共产出的最大化。与其他参数方法相比，数据包络理论分析方法(Data Envelopment Analysis，DEA)不但可以规避需要预先对参数权重赋值而导致的主观随意性，还能摆脱生产函数具体形式的束缚，只要合理确定可决策单位(DMU)的投入产出变量就能测算出相应的效率得分(Charnes et al.，1978)。由于公共产品供给效率的准确计算与规模报酬因素相关，所以本文采用BCC模型(13)本文使用的CCR模型和BCC模型均设定为产出导向型，使分析更具有经济意义。和CCR模型来分别计算公共产品的纯技术效率和综合技术效率。

投入产出指标的选择和处理是运用DEA方法评价公共产品供给效率至关重要的一步。在指标选择方面，与地方政府财政投入指标的可获得性和确定性相比较，地方政府的公共产出指标选择则需要谨慎对待(14)中国各地区在资源分布、地理位置和文化环境等方面可能存在较为明显的差异，难以直接对地方政府的“生产结果”进行观测,所以国内使用DEA方法测量公共产品供给效率的研究往往选择地方政府所提供的部分公共产出作为模型的产出指标。其中，教育、医疗卫生及基础设施等三个方面的公共产出被认为是各个省级辖区居民都具有相似需求的公共产品，且相对容易核算(陈诗一 等，2008；代娟 等，2013；王金秀 等，2018)。。在指标数据处理方面，现有研究基本上采取两种做法：一是直接使用投入产出指标的原始数据，通过相关软件进行计算得出结果(李胜会 等，2016)；二是根据投入产出指标的原始数据进行正规化处理，再用标准化的数据进行测算(陈诗一 等，2008；代娟 等，2013；王金秀 等，2018)。理论上，CCR模型中的投入产出指标单位并不影响效率的测算结果(成刚 等，2011)，但模型中DMU的数量原则上不应少于投入和产出指标数量的乘积，且不少于投入和产出指标数量的3倍，否则构建的CCR模型将可能丧失对DMU效率进行区分的能力(成刚，2014)。因此，本文做了如下处理：一是基于中国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间的矛盾，各地方政府辖区居民具有相似性需求的公共产品已不再局限于教育、医疗卫生和生产性基础设施三个方面，还应当包括科学技术进步、公共环境美化等方面。二是根据产出指标，以投入产出的配比原则确定对应的投入指标，确保符合生产可能集的要求(15)成刚(2014)认为，生产可能集的正确性会影响DEA模型测算结果的准确性。。三是为了提升模型对DMU效率的区分能力和数据口径的可比性，将投入产出指标均正规化为一个投入指标和一个产出指标。

本文的投入产出指标体系及其数据来源详见表1。

表1 地方政府提供地方公共产品的投入产出指标

(二)结果分析

BBC模型和CCR模型得出的效率结果均为相对效率的得分值，地方政府在任意年度内的效率得分值越接近于1，则表示地方公共产品的供给效率越有效；当效率得分值越接近于0，则表示地方公共产品的供给效率改进空间越大，即同样的财政投入理应得到更大的公共产出。本文利用MaxDEA软件对2007—2017年地方政府提供公共产品过程中的投入产出数据计算31个省份提供公共产品的纯技术效率和综合技术效率，发现样本期间内中国地方政府公共产品的供给效率主要存在以下特征：

第一，纯技术效率与综合技术效率略有差异。大多数地区的公共产品纯技术效率和综合技术效率基本相近，只有北京、上海、西藏和青海等少数地区出现较为明显的差异。这说明中国地方政府在提供公共产品过程中普遍具有良好的规模效率(16)综合技术效率=纯技术效率×规模效率。。

第二，纯技术效率与综合技术效率普遍不高。仅有北京、河北、江苏、河南和湖北的地方公共产品供给有过技术前沿有效。其中，唯有江苏纯技术效率得分和综合技术效率得分始终保持高位水平。大部分地区的两种技术效率都有明显的改进空间。特别是西藏，不仅纯技术效率得分在2007年、2009年以及2010年无法达到0.5，综合技术效率得分甚至始终在0.5以下。

第三，纯技术效率总体呈现下降趋势。由于效率得分区间(0，1]可被五等均分为[0.8，1]、[0.6，0.8)、[0.4，0.6)、[0.2，0.4)、(0，0.2)，并分别记为A、B、C、D、E五个区间。通过分类后发现，样本期间中国地方公共产品纯技术效率得分主要落在A、B、C三个区间(17)因篇幅所限，此处不列出表格分类具体信息，如感兴趣，可与作者联系。。2007年，A区间有19个地区，B区间有11个地区，C区间有1个地区；到了2017年，A区间只有13个地区，B区间变为16个地区，C区间变为2个地区。由此可见，随着时间推移，更多地区的公共产品纯技术效率得分出现下降的情况。

第四，纯技术效率区域不均衡。与水平较高的北京、江苏、河北和河南等地相比，海南、贵州、云南、西藏、甘肃、青海、宁夏和新疆的公共产品纯技术效率得分长期不尽理想。例如，2017年纯技术效率得分能超过0.9的地区分别为北京、河北、辽宁、江苏、浙江和河南，主要集中在东部区域(18)这里采用三大区域的划分标准，详见下文。，而纯技术效率得分相对较低的西藏(0.57)(19)括号内为当地公共产品的纯技术效率得分。、海南(0.58)、贵州(0.62)、云南(0.62)、甘肃(0.64)、青海(0.64)、吉林(0.66)、宁夏(0.68)和新疆(0.69)等主要集中在西部区域。

五、计量模型、变量描述与数据说明

(一)计量模型设定

地方政府为提供地方公共产品而进行的部门采购或公开招标等举措往往都会有相对固定的程序。同时，在中央政府没有下达针对地方财政支出进行大幅度改革的行政命令和地方部门的主要决策者没有发生重大人事更换等特殊情况下，地区制度环境、行政文化、部门办事风格等影响地方公共产品供给效率的多种因素，不仅相对稳定，也会使地方政府当期的决策行为成为下期的决策参照，即地方财政支出行为可能带有时间惯性。由此，本文先将地方公共产品供给效率的滞后项引入到计量模型中，以表征地方公共产品供给效率的递延性质。为消除计量模型中被解释变量滞后项可能隐含的内生性问题和避免弱工具变量的干扰，故采用系统GMM作为计量模型的估计方法，并将核心解释变量地方财政自给度设定为内生变量。结合理论和参考Arellano-Bond二阶残差自相关检验及Hansen检验结果，最终确定把地方公共产品供给技术效率的一期滞后Pteit-1作为解释变量之一，回归过程将Pteit的工具变量调整到二期滞后和三期滞后，将财政自给度Fissit的工具变量调整至二期滞后。另外，随着中央政府不断重视对地方财政资金使用质量的监控，预算绩效管理制度日益完善，引入年度虚拟变量进行时间效应的控制，以尽量规避遗漏变量所导致的内生性问题。模型形式设置成：

Pteit=α1+β0Pteit-1+β1Fissit+δXit+ϑt+ui+εit

(9)

其中：i表示省份，t表示年份；Pteit表示第i个地方政府在t年公共产品的供给效率；Pteit-1为一期滞后项，表示第i个地方政府在t-1年公共产品的供给效率；Fissit表示地方政府的财政自给度；Xit表示相关控制变量向量；ϑt表示时间效应，ui表示个体固定效应，εit为随机扰动项，α1为常数项，β0、β1、β2、δ均为待估计参数。

(二)变量描述

1.被解释变量：地方公共产品供给效率(Pte)

BBC模型和CCR模型的最主要区别在于两者背后隐含的假定不同。前者是以生产技术规模收益的可变性作为前提条件，而后者则以生产技术规模收益的不变性作为理论基础。借鉴陈诗一等(2008)的思路，本文主要根据前文BBC模型计算得到的地方公共产品纯技术效率(Pte)来直接表征地方政府公共产品的供给效率。

2.核心解释变量：财政自给度(Fiss)

根据前文的理论分析，地方政府的财政自给度不仅体现了其自主收支的对应情况，更反映单位自有财力实际上能支持地方政府完成多少事权支出责任。为保证变量之间的计算口径一致和基于数据可得性，这里将省域视为一个地方单位，并借鉴高琳(2012)和黄思明(2019)等的做法，采用《中国财政年鉴》各省份公共财政预算收支决算总表中的本级财政收入决算数与本级财政支出决算数之比来计算地方政府的财政自给率，以表征地方财政自给度。系数符号预期为负。

3.控制变量

结合目前中国的政治体制特点和财政实践现实状况，本文选取如下控制变量：

财政汲取程度(Fin)。财政汲取程度是地方政府在动员社会资源能力方面的集中体现。当地方政府的财政汲取程度越大，越可能引致地方政府对自身财政汲取能力的过度自信和忽略对地方财源的恰当涵养，越易使财政资源无法得到最大化的利用(Borger et al.，1996)。本文采用地区人均财政收入占人均GDP的比重来进行表征。系数符号预期为负。

政府竞争(Com)。地方政府之间的横向经济性竞争往往会造成地方财政支出行为的扭曲。在中国式分权的情景之中，以显性业绩作为地方官员职级上升的主要评价标准，这无疑会诱发地方政府追求基建工程扩张、经济增长等“显性公共产品”的供给偏向(吕冰洋，2018)。如果从自上而下的评价角度考虑，中央政府对地方的政绩考核是“以一对多”的形式来进行，鉴于有限信息，依据“显性公共产品”供给成绩的排名进行评判无疑具有低成本、易操作的优点，但也会催生地方政府“唯上”的标尺竞争效应。在愈演愈烈的横向经济性竞争中，过度或过快地追求“显性公共产品”数量规模的地方政府，极易出现忽视供给效率的现象。本文采用各地区实际利用外商直接投资额占全国同期总额的比值来表征(20)其中，上海市的利用外商直接投资额用实际吸收到的外资金额代替。。系数符号预期为负。

物价水平(Pric)。物价水平会影响财政资金的实际购买力，地方政府为提供地方公共产品所需进行的各种采购，也会受到市场价格波动的影响。当物价总体水平上升的时候，单位财政资金的地方公共产品供给数量会减少，迫使地方政府不得不提高财政资金的支出效率。本文采用各地区的年度商品零售价格指数来进行表征。系数符号预期为正。

地区人口密度(Dens)。公共产品具有非竞争性和非排他性两个区别于私人产品的显著特征，而非竞争性使一定区域范围的人口数量规模可能有利于公共产品的规模经济效益，进而对地方公共产品的供给效率起到提升作用(Grossman et al.，1999)。本文采用各地区年末常住人口除以地区面积，以表征该区域的人口密集程度。系数符号预期为正。

计划单列市哑变量(Pla_ci)。中国现存的计划单列市有大连、青岛、宁波、厦门和深圳等5个城市。在行政建制不变的前提下，计划单列市享有相当于省一级的经济管理权限，其财政与中央财政挂钩。考虑到计划单列市对地方财政贡献度相对较小(21)事实上，5个计划单列市并非都与所属省份的财政完全脱钩。如厦门市1994—2010年17年间就累计上缴福建省财政200.3亿元，宁波市在2013年上缴中央和浙江省共41.5亿元，大连市在2015年上缴中央和辽宁省共42.98亿元，而深圳市自1990年起就将属于深圳市的各项财政收支从广东省划出来，财政报表、金库等完全直接对接中央。，地方政府对计划单列市的财政收支可能并不上心，缺乏监管计划单列市财政资金使用绩效的动力。同时，计划单列市与省内其他副省级城市、省会城市的经济竞争关系，也会影响地方政府对计划单列市的态度。也就是说，包含计划单列市的地方可能具有其他地方没有的内部问题，对地方公共产品供给效率可能产生某种影响。本文将包含计划单列市的地方设为1，没有包含计划单列市的地方设为0，以表征地方财政内部特殊结构的影响。系数符号方向不确定。

(三)数据说明

本文原始数据均来自《中国统计年鉴》(2008—2018)、《中国财政年鉴》(2008—2018)、《中国劳动统计年鉴》(2008—2018)、《中国人口和就业统计年鉴》(2008—2018)、Wind数据库以及各省份相关年份统计年鉴。因为政府的财政支出分类从2007年开始实施新的方法，为保证口径一致性和基于数据的可得性，将样本期间确定为2007—2017年。

变量的描述性统计见表2。

表2 变量的描述性统计结果

六、实证分析

(一)回归结果

根据表3的实证报告，模型(1)引入核心解释变量后只控制了时间效应，地方财政自给度系数显著为正，表明地方政府财政自给度水平很可能对地方公共产品供给效率产生正向作用。模型(2)～(6)分别在模型(1)的基础上依次增加控制变量后，地方财政自给度系数始终显著为正，说明地方财政自给度水平越低，只能越依赖于财政转移支付资金才能完成事权支出责任时，地方政府公共产品供给效率越低；地方财政自给度水平越高，主要通过自有财力来完成事权支出责任时，地方政府公共产品供给效率越高。基准实证结果与上文关于地方财政自给度对公共产品供给效率具有促进作用的理论推演结论一致，说明在中国现行的分税财政体制下，地方政府公共产品供给效率会随着财政自给度的提高而改善。毕竟，地方财政自给度的提升不仅能够减轻地方政府在提供公共产品过程中对财政资金的“使用偏见”，提高公共产品供给效率(Oates，1994；乔宝云 等，2006)(22)Oates(1994)认为，地方政府在使用来自上级政府的转移支付的过程中的珍惜程度会低于使用自有财力时。乔宝云等(2006)的研究也表明，与地方政府利用地方自有财力来提供公共产品所形成的成本收益链条不同，中央政府的财政转移支付犹如“公共池”资源，地方政府争取到的转移支付资金相当于将地方公共产品供给成本转嫁给其他地方政府，因而会做出“别人的钱使用起来不会心疼”的行为。，也可以节省地方政府对纵向财力转移过程的额外管理成本(23)当然，也包括地方政府为从上级部门得到更多财政转移支付而付出的寻租成本。，使更多财力得以用于地方事权支出责任，还可以防范中央转移支付在地方各级政府间层层流动时可能出现的“截留”现象，避免“财政渗漏”引致的公共产品供给效率损失。

事实上，自1994年实施至今的分税制，通过逐步停征或取消农业税、筵席税、屠宰税、固定资产投资方向调节税等地方税，取消预算外收入，全面实行“营改增”以及合并国税地税机构等一系列举措，对地方政府的财政自给能力形成了强烈的冲击，使地方本级财政陷入以“财力小马”去拉“支出大车”的财政困境(刘尚希 等，2018)，对财政转移支付的依赖性日益增强(朱德云 等，2018)。譬如，1995年地方政府从中央获得的一般性转移支付只有21亿元，专项转移支付为375亿元(24)谢旭人：《中国财政改革三十年》，中国财政经济出版社，2008年版，第91页。，到了2019年，则各自升到67763.1亿元和7635.9亿元(25)此处引自《2019年中央对地方转移支付预算表》中对应指标的预算数。，分别至少扩大了3225倍和19倍。与此同时，在高度集权的政治框架中，地方政府的考评激励和审查约束主要来自上级部门，决定了地方政府行为具有“唯上”或“恐上”的特征。地方政府为规避上级施加一票否决等政治惩罚，还要将上级政府部门的法律事权作为自己的当然事权，导致地方实际事权支出责任愈加沉重(白景明 等，2015)，给地方政府带来了财政自给压力。当中央政府没有将支出效率纳入转移支付资金的分配依据，地方政府始终缺少足够的动力来提高外援财力的使用效率(Borck et al.，2003)。中国的绩效预算改革起步相对较晚(26)美国1993年颁布《政府绩效与结果法案》，并于2010年颁布《政府绩效与结果修正法案》；英国在1999年颁布《地方政府法案》；日本在2001年颁布《行政机关政策评价法》；韩国在2006年颁布《政府绩效评估框架法案》。中国直到2018年才由中央印发《关于全面实施预算绩效管理的意见》。，财政资金的使用绩效长期缺乏健全的外在约束机制的现实下，地方财政自给度无疑会对地方公共产品供给效率起到促进效应。

其他控制变量的实证情况，本文采用模型(6)的回归结果进行考察。地方公共产品供给效率的一期滞后项(Pte-1)系数为正，表示当期的地方公共产品供给效率与下期的地方公共产品供给效率呈现正相关关系。财政汲取程度(Fin)系数显著为负，表明财政汲取程度水平与地方公共产品供给效率具有负相关关系。财政汲取程度越大，反而不利于地方公共产品的供给效率。政府竞争(Com)系数为负，但并不显著。可能的原因是当地方政府在经济性竞争过程中以招商引资作为重要方式时，也可能会引入外来的预算资金管理理念(27)例如2000年以后，中国开始引入一些西方国家的绩效管理理念。，对地方财政支出效率反而存在促进作用。物价水平(Pric)系数显著为正，表明物价水平与地方公共产品供给效率具有正相关关系。市场物价水平的上涨，会增加地方政府提供地方公共产品的单位成本，造成财政资金的名义价值高于实际价值，迫使地方政府不得不重视财政支出的效率问题。地区人口密度(Dens)系数显著为正，表明人口密集程度与地方公共产品供给效率可能存在正相关关系。地区人口数量规模越大，对地方公共产品的需求数量和种类则越多，也会使地方政府越关注财政资金的节约使用。计划单列市哑变量(Pla_ci)系数为负，表明行政管辖区域内有计划单列市的地方政府，在提供地方公共产品效率方面不如没有计划单列市的地方政府。

表3 地方财政自给度对地方公共产品供给效率的线性面板模型检验结果(一)

(二)扩展性回归结果

中国是一个幅员辽阔的多民族国家，地理、气候、资源等客观环境条件具有明显的地区差异，会形成一定特征的地域文化。在特定地域文化的熏陶下，不同区域的政府官员和政府机构容易附有某种特点的决策思维和行事风格，并在财政行为细节方面予以反映，从而可能对地方公共产品的供给效率产生影响。为排除区域效应的可能干扰，本文依据中国地域划分的常见标准，通过在模型(6)的基础上分别控制住不同划分标准的区域效应，以确认基准回归结论的解释力。

根据表4的回归结果，模型(7)将全国(28)本文的全国不包括港澳台地区。分成东部、中部和西部等三大区域(29)东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南;中部包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。。在控制区域效应后，模型中的地方财政自给度系数显著为正，表明地方财政自给度能够促进地方公共产品供给效率。模型(8)将全国分成东北部、东部、中部和西部四大区域(30)这里的东北包括辽宁、吉林、黑龙江；东部包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南;中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南；西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。。在控制区域效应后，模型中的地方财政自给度系数显著为正，还是表明地方财政自给度有利于地方公共产品供给效率的提高。模型(9)将全国分成东北、华北、华东、华中、华南、西北、西南等七大区域(31)这里的东北包括黑龙江、吉林、辽宁；华东包括上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东；华北包括北京、天津、山西、河北、内蒙古；华中包括河南、湖北、湖南；华南包括广东、广西、海南；西南包括重庆、四川、贵州、云南、西藏；西北包括陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。。在控制区域效应后，模型中的地方财政自给度系数显著为正，说明地方财政自给度确实会使地方政府注重公共产品的供给效率。

表4 地方财政自给度对地方公共产品供给效率的线性面板模型检验结果(二)

同时，表3和表4中的模型(1)～(9)都通过Arellano-Bond二阶残差自相关检验，即模型扰动项差分不存在二阶自相关性；利用构建Hansen估计量进行的过度识别检验也表明，各模型中所设置的工具变量都有效，从而使实证回归结论具有良好的解释力。

七、稳健性检验

(一)替换核心解释变量

为检验本文实证回归结论的稳健程度，采用地方财政赤字率替换计量模型中的核心解释变量地方财政自给度。具体为，令Ficz为地方政府的财政赤字率，fise为地方政府的本级财政支出，fisr为地方政府的本级财政收入，则地方财政赤字率的计算方法为：

(10)

理论上，地方财政自给度与地方财政赤字率会存在负相关关系。地方政府的财政自给度水平越高，意味着财政赤字率越低；财政自给度水平越低，则意味着财政赤字率越高。因而，可以从地方财政自给度对地方公共产品供给技术效率具有正向作用的分析中，预期到地方财政赤字率理应对地方公共产品供给技术效率具有负向作用。同时，按照原本的实证回归策略解决计量模型潜在的内生性问题，继续沿用基准回归的变量处理方式和采用系统GMM方法进行估计，从而得到地方财政赤字率对地方公共产品供给技术效率的实际影响(结果见表5和表6)。

表5 地方财政赤字率对地方公共产品供给效率的线性面板稳健性检验(一)

表5中模型(1)～(6)的回归结果显示，不管控制变量如何增减，地方财政赤字率系数符号均显著为负，表明地方政府的财政赤字率越高，地方公共产品供给技术效率会越低；财政赤字率越低，地方公共产品供给技术效率反而越高。地方财政赤字率变动会使地方公共产品供给效率发生反方向变化的回归结果，与实证预期一致。通过对比表3和表5中各模型的回归结果还可以发现，控制变量系数虽然在统计显著性方面有细微的差异，但符号方向始终不变。

表6 地方财政赤字率对地方公共产品供给效率的线性面板稳健性检验(二)

表6中模型(7)～(9)的区域划分标准与表4中模型(7)～(9)对应，其回归结果显示，不管采用何种区域划分标准，同时控制住控制变量、时间效应和区域效应后，地方财政赤字率系数符号依然始终显著为负，表明地方财政赤字率对地方公共产品供给效率能产生稳定的负向作用，也印证了地方财政自给度对地方公共产品供给效率存在促进效应。表5、6中模型(1)～(9)也都能通过扰动项差分自相关性检验和工具变量有效性检验，再次说明本文的实证回归结果具有较好的稳健性。

(二)更改计量分析方法

1.计量模型的设定

出于采用不同实证分析方法来检验地方财政自给度对地方公共产品供给效率的影响是否稳健的研究目的，这里借鉴陈诗一等(2008)的思路，将地方公共产品的纯技术效率得分0.8以上认定为供给有效，得分0.6以下认定为供给无效(32)这里归并变量的取值依据为前文纯技术效率得分在A、C区间各自的下限临界值。。如此一来，地方公共产品供给效率的变量数据就具有典型的两端归并特征，计量模型的被解释变量也变为一个受限的被解释变量。如果直接采用OLS进行回归分析，将会造成不一致的估计结果。同时，为避免使用断尾回归会造成观测数据信息损失的可能影响，这里改为构建面板Tobit模型进行归并回归。面板Tobit模型的形式为：

(11)

2.实证结果分析

首先，通过进行似然比检验、豪斯曼检验和F检验来确认混合效应、固定效应和随机效应对模型的实际适用性。其中，似然比检验结果表明可以拒绝Tobit模型混合效应和随机效应之间无差异的原假设(33)似然比检验结果(p value=0.0000)。，即不应当使用面板Tobit模型的混合效应来进行分析。豪斯曼检验结果则表明可以拒绝Tobit模型固定效应和随机效应之间无差异的原假设(34)豪斯曼检验结果显示chi2(15)=-51.39。，认为不应当使用面板Tobit模型的固定效应来进行分析。F检验结果表明可以拒绝Tobit模型固定效应和混合效应之间无差异的原假设(35)F检验结果(p value=0.0000)。，认为不应当使用面板Tobit模型的混合效应来进行分析。综上，这里应采用随机效应的面板Tobit模型进行回归分析。

表7 地方财政自给度对地方公共产品供给效率的非线性面板模型检验结果

其次，与线性面板模型的实证策略一样，表7中模型(1)只控制时间效应，核心解释变量地方财政自给度的系数显著为正；模型(2)在模型(1)的基础上，控制住三大区域划分标准的区域效应后，地方财政自给度的系数仍显著为正；模型(3)在模型(1)的基础上控制住四大区域划分标准的区域效应后，地方财政自给度的系数依旧显著为正；模型(4)在模型(1)的基础上控制住七大区域划分标准的区域效应后，地方财政自给度的系数还是保持显著为正。因而，表7中模型(1)～(4)的回归结果可以看出，中国地方财政自给度对地方公共产品供给效率具有促进效应的实证结论十分稳健。

(三)同时替换核心解释变量和更改计量方法

将地方财政自给度变量更换成地方财政赤字率，并采用非线性回归模型进行分析。表8中模型(1)只控制时间效应，核心解释变量地方财政赤字率的系数显著为负；模型(2)在模型(1)的基础上，控制住三大区域划分标准的区域效应后，地方财政自给度的系数仍显著为正；模型(3)在模型(1)的基础上控制住四大区域划分标准的区域效应后，地方财政赤字率的系数依旧显著为正；模型(4)在模型(1)的基础上控制住七大区域划分标准的区域效应后，地方财政赤字率的系数还是保持显著为正。因而，表8中模型(1)～(4)的回归结果又一次表明，中国地方财政自给度对地方公共产品供给效率具有促进效应。

表8 地方财政赤字率对地方公共产品供给效率的非线性面板检验

八、结论与启示

在现行的分税制下，地方财政自给度下降虽然会给地方政府的本级预算平衡带来压力，却没有促使地方政府提高公共产品的供给效率。本文通过构建理论模型进行分析，揭示出分税制下地方政府财政自给度水平对地方公共产品供给效率具有正向的促进作用。同时，结合中国社会主要矛盾已经发生改变的实际，本文采用系统GMM和面板Tobit计量方法分别实证检验了地方政府财政自给度水平对地方公共产品供给效率的实际影响。结果表明，地方财政自给度的提高，有利于地方公共产品的供给效率；地方财政自给度的下降，则不利于地方公共产品的供给效率。

基于以上结论，本文的政策启示是：(1)应尽快理顺中央与地方政府之间的财政关系，合理调整央地财权事权划分，加快地方税体系的构建和健全，提升地方财政自给能力，从而提高地方公共产品供给效率。(2)“新冠肺炎”疫情给中国经济增长带来的负面冲击和催生出来的常态化防控，对各地财政的增收节支都造成压力，为此，应加快全面实施预算绩效管理，将“四本预算”都纳入预算管理范围，明确和做好责任主体区分、绩效目标设定、支出效果评价和评估结果等各个绩效管理的关键环节，强化对地方政府“花钱问效”和“无效问责”的制度约束，确保地方公共产品的供给效率。(3)加快财政转移支付的立法进程，增强转移支付资金分配的权威性、合理性和稳定性，并注意优化一般性转移支付和专项转移支付的结构，以进一步避免财政资金的效率损失，增强政府治理效能。