财政分权、政府组织结构与地方政府支出规模，本文主要内容关键词为：地方政府论文,组织结构论文,支出论文,财政论文,规模论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
财政分权对政府支出规模的影响一直是公共经济学的一个重要研究主题。一般认为，地方政府具有信息优势，更了解本地区居民偏好和公共服务提供成本，且赋予地方政府更大的财政自主权也有助于强化地区间竞争和公众政治参与从而有助于约束地方政府行为，因此财政分权可以促使地方政府提高效率，有效遏制支出规模膨胀(Tiebout，1956；Oates，1972；Brennan & Buchanan，1980)。另一方面，政府效率提高会导致公共服务需求增加，且公共服务若具有较大的规模经济效应，或地方政府更加依赖于公共池资源(common-pool resource)如政府间转移支付，那么财政分权也会导致政府支出规模增加(Oates，1985；Stein，1999；Rodden，2003)。就实证层面而言，自Oates(1985)以来，学术界对这一问题进行了大量研究，但尚未给出一致结论。在最近的研究中，Stein(1999)发现对于20个拉美国家而言，财政分权对政府支出规模具有显著的扩张效应。Jin & Zou(2002)以及Fiva(2006)发现财政支出分权对政府支出规模具有显著的正效应，财政收入分权则具有显著的负效应。Rodden(2003)则指出财政分权对政府支出规模的影响在很大程度上取决于财政分权的特点，若地方政府更加依赖于公共池资源，财政分权将导致政府支出规模增加，相反，财政分权将会遏制政府支出规模膨胀。①
不过，上述研究普遍暗含着政府组织结构(包括辖区数量和政府级次)是一成不变的假设，从而忽略了行政性分权的影响。事实上，过去的数十年间，在俄罗斯和中国这样的经济转型国家，政府组织结构作为一项重要的制度改革均发生了显著变化。一个突出的做法是遵循财政联邦主义的基本主张，强调地方政府的多样性(Oates，1972)。但正如Hochman et al(1995)指出的，不同类型的地方公共物品覆盖的区域往往存在着很大的重叠性，因此地理空间构成了地方政府一个独特的制度环境，减少辖区政府数量有助于更好地实现地方公共服务优化。此外，大量关于政府支出的政治经济学文献认为，由于存在着公共池问题(即公共物品提供成本可以通过公共池渠道转嫁给其他辖区居民)，辖区政府数量增加将导致政府支出规模过度膨胀，因此也主张减少辖区政府数量(Weingast et al.，1981)。
本文旨在系统考察财政分权与政府组织结构(包括辖区数量和政府级次)对地方政府支出规模的影响。我们首先构建一个不完全信息条件下的最优地方政府支出规模理论模型，探究财政分权与政府组织结构对地方政府支出规模的影响机理。我们的模型与Gilbert & Pichard(1996)的最优辖区分权模型较为接近。不过，Gilbert & Pichard(1996)仅仅考察了辖区数量的影响，并假设地方政府是仁慈的；本文则特别考虑了政府级次和地方政府寻租行为的影响。在一个多级政府框架下，中央政府给予基层政府的转移支付通常要经过更高级次地方政府的再分配，而这些更高级次地方政府与中央政府往往具有不同的政策目标，从而导致转移支付分配政策偏差，进而通过公共池渠道对地方政府支出行为产生额外的扭曲性影响。②显然，这种分配政策偏差及其扭曲性影响取决于政府级次的多少和基层地方政府财政分权水平。因此，我们不仅考虑了Gilbert & Pichard(1996)强调的外溢效应和成本信息机制，还引入了公共池机制，从而有助于更好地揭示财政分权和政府组织结构对地方政府支出规模的影响机理。与以往文献主要致力于考察地方民主政治体制对公共池问题的影响不同，本文通过强调不同级次政府间分配政策差异的重要性，为深入认识公共池效应提供了一个新的视角。
在构建了地方政府支出规模决定模型的基础上，本文进一步以我国县级面板数据为基础进行实证分析。改革开放以来，伴随着市场化经济改革的逐步深化，我国政府间财政关系发生了巨大变化，中央集权式的财政管理模式被打破。与此同时，政府组织结构也发生了较为明显的变化——一些县级行政单位被撤并，同时也涌现出一批新的县级行政单位。这为我们的实证研究提供了良好基础，且大样本县级面板数据的应用也有助于得到更为丰富可靠的结论。③具体而言，我们不仅估算了一个静态面板数据模型，且考虑到县级地方政府支出规模变化很可能具有很强的持续性，因此还特别估算了一个动态面板数据模型。为了更好地校正内生性问题，我们利用2SLS以及异方差和自相关有效的两步广义矩估计(HAC-GMM)估算了静态面板数据模型，利用系统广义矩估计(System GMM)估算了动态面板数据模型。
二、理论模型
本节构建一个不完全信息条件下的最优地方政府支出规模理论模型。考虑一个多级政府架构，即包括一个中央政府和n-1级地方政府，每个上级政府均管辖着m个辖区地方政府，因此整个国家共包含
个基层地方政府(即第n级地方政府)。
(一)基本框架
由(9)和(11)式可知，辖区数量m主要通过两种机制即外溢效应和成本信息机制对地方政府支出产生影响。由于辖区数量m增加将会导致外溢效应增加从而需要更多的中央转移支付加以矫正，因而会对地方政府支出产生正效应。另一方面，辖区数量m增加将会提高成本信息的精准性，有助于减少信息租金，致使中央转移支付和地方政府支出减少(见(9)式)。但信息租金减少也会导致地方公共物品提供数量进而地方政府支出增加(见(5)式)，因此成本信息效应并不确定。如果地方政府在获取成本信息方面的表现较差，辖区数量的成本信息效应进而对地方政府支出的总影响将倾向为正。⑤与辖区数量m的影响相似，地方政府在获取成本信息方面表现较差时，政府级次n通过外溢效应和成本信息机制对地方政府支出将产生正效应。但正如前文所述，分配政策偏差通过公共池渠道产生了额外的扭曲性影响，这增加了政府级次n对地方政府支出影响的复杂性。事实上，我们无法从理论上给出政府级次n对地方政府支出影响的确切判定。⑥另一方面，由(9)式可知，税收分权对中央转移支付进而对地方政府支出具有负效应。但税收分权也有助于减少分配政策偏差的扭曲性影响，增强地方政府的责任性从而对地方公共物品提供数量和地方政府支出产生正效应。因此，税收分权对地方政府支出的总影响也不明晰。⑦因此，本文以中国现实数据为基础对财政分权和政府组织结构对地方政府支出规模的影响作进一步实证分析。
三、计量模型
依据本文理论分析给出的地方政府支出规模决定模型，我们以1997-2005年间我国县级面板数据为基础，就财政分权和政府组织结构对地方政府支出规模的影响作实证分析。本节首先依据前文的理论分析以及中国现实情况选择变量并给出计量模型设定。
(一)政府组织结构变量
本文在理论分析中关注的政府组织结构包括政府级次和辖区政府数量。对于政府级次而言，目前，我国主要采取的是5级政府架构，县级地方政府一般而言处于第5级。不过，北京等4个直辖市的所有县级地方政府、海南省三亚市和海口市所辖县级行政单位以外的所有县和县级市以及河南省济源市、湖北省仙桃等市和新疆自治区石河子市一直采取的是省直辖行政管理体制，即对这些县级地方政府而言，政府总级次为4级。因此，我们引入省直辖行政管理体制哑变量(即采取省直辖行政管理体制的县级地方政府取值为1，其余取值为0)，以捕捉政府级次对地方政府支出规模的影响。对于辖区地方政府数量，我们用隶属于同一上级政府的辖区县级地方政府数量加以度量。此外，由于本文考察的县级地方政府支出包含了乡镇政府支出在内，因此我们引入万人拥有的乡镇数量以捕捉1997年以来“撤乡并镇”改革的影响。
(二)财政分权变量
本文在理论分析中只关注了财政收入分权的影响，但大量研究表明区分财政支出分权和财政收入分权对于更好地揭示财政分权对政府支出规模的影响机理是非常重要的(Stein，1999；Jin & Zou，2002；Fiva，2006)，因此，我们在实证研究中同时引入财政收入分权和财政支出分权。⑧此外，正如本文理论分析所指出的，公共池效应是财政分权影响地方政府支出规模的一个重要机制。因此，结合我国财政分权的具体实践，我们构造变量以检验公共池效应。2002年，我国实施了所得税分享改革，所得税收入由中央与地方按统一比例分享，同时建立了所得税基数返还制度，将中央财政因所得税分享改革增加的收入用于增加一般性转移支付。省以下各级政府也采取类似的做法。这使得县级地方政府自2002年以来对转移支付的依赖程度大幅增加：转移支付占县级地方政府支出的比重在1997-2001年间平均为48.4％，2002-2005年间大幅提高到68.7％。另一方面，相对于其他地区，东部地区的县级地方政府的自有财力较强，对转移支付的依赖程度较低：转移支付占东部地区县级地方政府支出的比重平均为51.2％，其他地区为60.4％。⑨因此，我们引入财政收支分权2002年哑变量(即2002年以前为财政收支分权乘以0，2002年及其后乘以1)，以及财政收支分权东部地区哑变量(即东部地区财政收支分权乘以1，其他地区乘以0)来检验公共池效应。
1994年分税制改革从制度上规范了中央与地方财政关系，但并没有明确规定省以下财政管理体制。县级地方政府主要采取的是地市管县体制，即财政收支责任划分、省以下财政转移支付和预算资金调度首先由省级政府直接对地市级政府，县级财政由地市级财政直接管理。2002年，我国在全国逐步推行了“省直管县”财政管理体制改革，将县级地方政府的财政收支责任划分、转移支付分配和预算资金调度，完全交由省级财政直接负责。截止到2005年，浙江、安徽和湖北等9个省区的全部县级地方政府以及河北、山西、江西和河南等4个省份的部分县级地方政府都已实行了“省直管县”财政管理体制。为了捕捉这一影响，我们引入省直管财政管理体制哑变量(即采取省直管县财政管理体制的取值为1，其余取值为0)。⑩
(三)控制变量
(四)计量模型设定
这样，基于本文理论分析给出的地方政府支出规模决定方程(11)，并结合我国具体实践，我们构建如下形式的固定效应面板数据模型：
(12)式给出的固定效应面板数据模型是一个静态模型(记作模型1)，但县级地方政府支出变化很可能具有很强的持续性。在理论分析中，我们假设地方政府可以在当期观测到居民偏好，但在现实生活中，地方政府对居民偏好的了解往往需要一个过程。另外，一些政府支出如行政管理费也具有很强刚性，而且我国县级地方政府支出预算采用的是基数法编制(即以上年度支出数额为基数来确定本年度支出数额)。这些都意味着，在计量分析中考虑县级地方政府支出规模的动态变化是十分必要的。因此，我们还考虑如下形式的动态面板数据模型(记作模型2)：
四、数据
本文使用的是全国县级面板数据，数据主要来源于《全国地市县财政统计资料》。该数据集涵盖了全国31个省、自治区和直辖市2800多个县、县级市和市辖区1993-2005年间的经济和财政统计数据。但该数据集缺少1997年以前的GDP数据，因此我们选取的样本期为1997-2005年间。由于数据问题，我们没有考虑西藏自治区的情况。鉴于市辖区与县和县级市的可比性较差，因此我们没有考虑市辖区(Shih & Zhang，2004；Zhang，2006)。此外，在样本期内，我国县级地方政府的行政区划发生了较大变化。为此，我们以2005年行政区划为标准剔除那些业已变更为市辖区的县和县级市，并依据各地区行政区划沿革资料，对各个县和县级市的行政隶属关系进行调整。同时，我们还依据《中国区域经济统计年鉴》和各省《统计年鉴》补充了辖区面积、人口和乡镇数量等数据。最终，我们使用的是全国30个省、自治区和直辖市1938个县和县级市1997-2005年间的非平衡面板数据。(12)
就地方政府支出规模而言，第一，1997-2005年间我国县级地方政府财政支出比率均值为12.81％，标准差为11.21，表明县级地方政府支出规模存在着较为显著的差异性。第二，1997年以来，我国县级地方政府支出规模及其差异性均呈现出持续增加的态势，其中以1997-2001年间表现得尤为突出(如图1所示)。(13)
就政府的组织结构而言，样本期内，我国政府组织结构也呈现出较为明显的变化，且存在着较大差异性。第一，1997-2005年间，辖区县级地方政府数量均值为10.79，标准差为5.89，万人拥有的乡镇数量均值为0.61，标准差为0.67。第二，辖区县级地方政府数量从1997年的10.14增加到2005年的11.05，万人拥有的乡镇数量从0.67减少到0.54。不过，省直辖县级地方政府数量始终为53个。
就财政分权状况而言，第一，样本期内，我国县级地方政府拥有的财权和事权呈现出明显的不匹配状态——县级地方政府平均承担了35.1％的公共支出事务，但拥有财政收入份额仅仅为18.2％，财政收支分权二者的相关系数仅为0.55。第二，从县级地方政府财政收支分权的核密度图(图2和图3)看出，1997-2001年间县级地方政府的财政支出分权水平出现较为明显的下降，2002年以来则呈现出明显增加的态势，2005年的财政支出分权基本上达到了1997年的水平。与此形成鲜明对照的是，1997-2005年间，县级地方政府的财政收入分权水平则一直呈现出持续下降的态势，其中1997-2001年间表现得尤为突出。
图1 县级地方政府支出规模的核密度图
五、实证结果
我们首先给出静态模型的估算结果，然后给出动态面板数据模型的估算结果，并依据这些结果考察财政分权和政府组织结构对我国县级地方政府支出规模的影响。
(一)静态模型估算结果
表1给出了静态模型的估算结果，其中模型1a和1b分别给出了OLS和固定效应面板数据模型的估算结果。正如前文所指出的，居民偏好、公共物品生产成本进而地方政府支出规模会受到地理环境等地区异质性因素和一些共同冲击的影响，这将导致OLS估算是有偏和非一致的。事实上，对比模型1a和1b可以看出，当我们控制了个体和时间固定效应后，估算结果出现了较大变化。不过，个体和时间固定效应的引入并不能完全解决内生性问题。原因在于，样本期内一些地区异质性因素也会发生明显改变，因此固定效应模型的估算结果会因遗漏变量问题而存在着明显偏差。为此，我们采用工具变量法进一步校正内生性问题。模型1c和1d分别给出了2SLS和HAC-GMM估算结果。在这两个模型中，我们将财政收支分权、人均GDP及其平方项、城镇化水平、人口规模、人口密度和财政供养人口设为内生变量，并以这些变量的滞后1-2期作为工具变量。这两个模型也包含了个体和时间固定效应，而且考虑到隶属于同一上级政府的各个县级地方政府之间可能存在着显著的相互影响从而导致估算偏差，我们也进行了Cluster校正。(14)
由Hansen过度识别检验可知，模型1c构造的工具变量总体上是有效的。辖区县级地方政府数量的回归系数为正，且具有很好的统计显著性。既然地方政府在短期内不可能很好地获取成本信息，因此这一结果总体上符合我们的理论预期。省直辖行政管理体制哑变量具有显著的负系数，表明相对于地市级政府管辖的县级地方政府而言，省直辖的县级地方政府总体上具有较小的支出规模。换言之，政府级次对县级地方政府支出规模具有显著的扩张效应。依据我们的理论分析，这一结果表明政府级次增加通过加剧分配政策偏差及其扭曲性影响，以及通过外溢效应和成本信息机制对地方政府支出规模产生的正效应表现更为突出。万人拥有的乡镇数量对县级地方政府支出规模具有显著的负效应，表明1997年以来的“撤乡并镇”改革在控制政府支出规模方面并未充分发挥作用。
财政支出分权对县级地方政府支出规模具有显著的正效应，财政收入分权则具有显著的负效应，这与已有研究结论保持了较好的一致性。已有研究通常将财政收支分权对地方政府支出规模的非对称性影响归因于财政纵向失衡带来的公共池问题(Fiva，2006；Jin and Zou，2002；Rodden，2003；Stein，1999)。这一论断可以从财政收支分权2002年时间哑变量和财政收支分权东部地区哑变量的估算结果得到进一步证实。财政支出分权2002年时间哑变量具有显著的正系数，财政收入分权2002年时间哑变量则具有显著的负系数，表明2002年以来财政分权的非对称性影响变得更为突出。另一方面，由财政收支分权东部地区哑变量的回归系数可知，财政分权的非对称性影响在东部地区明显较弱。既然2002年以来我国县级地方政府对转移支付的依赖程度明显增强(即财政纵向失衡明显加剧)，而东部地区县级地方政府对转移支付的依赖程度较其他地区而言明显较弱，因此这些结论很好地验证了公共池假设。
省直管县财政管理体制哑变量的回归系数为负且具有很好的统计显著性，表明2002年以来实施的省直管县财政管理体制改革有助于遏制县级地方政府支出规模的过度膨胀。显然，削减财政级次也有助于减少不同级次政府分配政策偏差及其带来的扭曲性影响，这与减少政府级次的作用是一致的。因此，省直管县财政管理体制哑变量与省直辖行政管理体制哑变量的回归结果相符也从一个侧面表明，不同级次政府分配政策偏差及其扭曲性影响是政府级次影响地方政府支出规模的一个重要机制。
对于控制变量，模型1c的估算结果表明，人均GDP和城镇化进程对县级地方政府支出规模具有显著的负效应，这一结论与Wagner法则并不相符。人口密度的回归系数为负且具有很好的统计显著性，表明县级地方政府支出呈现出较为明显的规模经济效应。与我们的预期相符，财政收入比率对县级地方政府支出规模具有显著的正效应，农村税费改革则具有显著的负效应。对于模型1d，由Hansen过度识别检验可知，工具变量总体上是有效的。对比模型1c和1d可以看出，估算结果并不存在明显差异。最后，考虑到直辖市的县级地方政府具有一定特殊性，我们也尝试剔除北京等4个直辖市的所有县级地方政府数据，并在模型1e给出相应的HAC-GMM估算结果。可以看出，估算结果对于这样的处理总体上是稳健的。
(二)动态模型估算结果
表2给出了动态面板数据模型的估算结果。由于引入因变量时间滞后项，模型(13)式产生新的内生性问题。为此，我们采用Arellano & Bover(1995)以及Blundell & Bond(1998)提出的系统GMM进行估算。模型包含了滞后1期因变量、当期和滞后1期的解释变量以及个体和时间固定效应。我们同样将财政收支分权、人均GDP及其平方项、城镇化水平、人口规模、人口密度和财政供养人口设为内生变量，并进行了Cluster校正。表2中的模型2d给出这种情况的具体估算结果。为了便于对比，我们也给出了其他设定情况下的估算结果。模型2a、2b和2c分别将所有解释变量设定为外生、前定和内生变量。由Arellano-Bond 1阶和2阶自相关检验可知，各模型残差项均存在显著的1阶自相关，但不存在显著的2阶自相关。进一步，由Hansen过度识别检验可以看出，模型2a、2b和2c存在着较为明显的设定偏误，意味着我们并不能将所有解释变量均视为外生、前定和内生变量。相反，Arellano-Bond 1阶和2阶自相关检验以及Hansen过度识别检验表明，模型2d的设定总体较好。
模型2d的估算结果显示，滞后1期因变量的回归系数具有很好的统计显著性，表明我国县级地方政府支出规模存在明显的路径依赖。0.905的回归系数也较为合理，处于组内回归和OLS回归结果之间。(15)省直辖行政管理体制哑变量的回归系数为负，且具有很好的统计显著性，这与静态模型的估算结果保持了较好的一致性。与静态模型不同，辖区县级地方政府数量对县级地方政府支出规模具有显著的负效应。从动态视角来看，地方政府获取成本信息的表现显然会有所改善，因此这一结果表明相对于外溢效应机制，成本信息机制对于认识辖区数量对地方政府支出规模的影响更为重要。(16)万人拥有的乡镇数量的回归系数并不显著，但滞后1期的回归系数为正且具有很好的统计显著性，表明“撤乡并镇”改革对县级地方政府支出规模具有显著的滞后负效应。
省直管县财政管理体制哑变量具有显著的负系数，财政收支分权对县级地方政府支出规模具有显著的非对称性影响，且这种非对称性影响在东部地区表现得较弱，这些结论与静态模型的估算结果保持了较好的一致性。值得注意的是，当我们控制了县级地方政府支出规模的路径依赖后，财政分权的非对称性影响在2002年以来出现了一定程度上的弱化。鉴于2002年所得税分享改革以来，我国县级地方政府对转移支付的依赖性明显增强，这一结果多少有些令人奇怪。不过，正如本文理论分析中所指出的，财政分权有助于减少分配政策差异的扭曲性影响，增强地方政府的责任性，从而通过公共池渠道对地方政府支出规模具有正向影响。因此，这一结果表明，在考虑了县级地方政府支出规模动态调整后，财政分权通过公共池渠道产生的正效应明显有所增强。
人均GDP及其平方项、城镇化水平和农村税费改革的估算结果与静态模型相似，但影响力度明显有所减弱。财政供养人口规模对县级地方政府支出规模负效应的显著性明显有所增强，表明我国县级地方政府的财政供养人口总体上呈现出显著的规模经济效应。(17)与静态模型相比，另一个较为明显的不同表现在财政收入比率对县级地方政府支出规模的影响并不显著。究其原因，很可能在于样本期内我国县级地方政府支出主要依赖于转移支付，自有财政收入占总支出的比重仅仅是44.7％。最后，我们同样尝试剔除北京等直辖市的县级地方政府数据，并在模型2e给出相应估算结果。不过，估算结果并没有什么明显变化。
本文的理论分析指出，财政分权对地方政府支出规模的影响在一定程度上与不同级次政府分配政策偏差及其扭曲性影响进而与政府级次有关。为此，我们通过在基准模型的基础上引入财政收支分权与省直辖行政管理体制哑变量的交互项，以及财政收支分权与辖区县级地方政府数量的交互项，来简要考察政府组织结构对财政分权的地方政府支出规模效应的影响。除了前文所考虑的内生变量外，我们将财政收支分权与辖区县级地方政府数量的交互项也设为内生变量。(18)估算结果表明，财政收支分权与省直辖行政管理体制哑变量的回归系数均为负值，意味着政府级次减少有助于强化财政分权对地方政府支出规模膨胀的遏制作用，不过，这些影响并不具有统计显著性。当我们剔除了北京等直辖市的数据后，政府级次减少对财政收入分权的负效应具有显著强化作用。这与本文的理论分析相符，表明财政分权化改革应与政府的扁平化改革协调推进，这有利于更好地发挥财政分权特别是财政收入分权对地方政府支出行为的约束作用。另一方面，财政收入分权与辖区县级地方政府数量的交互项具有显著的正系数，表明辖区政府数量增加有助于强化财政收入分权对地方政府支出规模的正影响。换言之，当辖区政府数量较多时，财政收入分权对地方政府支出行为的约束作用较弱。这并不符合财政竞争文献的观点(即辖区政府数量增加有助于增强辖区间竞争从而强化财政分权对地方政府行为的约束作用)。但正如前文指出的，我国县级地方政府拥有的财政自主权较为有限，因此辖区间财政竞争机制较弱。而且，我们也利用Cluster技术控制了那些隶属于同一上级政府的县级地方政府之间的相互影响，从而在很大程度上控制了财政竞争的影响。不过，当我们将北京等直辖市县级地方政府数据剔除后，这一影响变得不再显著。
六、结论及政策建议
我们的研究表明，纵向政府级次减少和辖区政府数量增加对县级地方政府支出规模均具有显著的负效应，“撤乡并镇”改革对县级地方政府支出规模具有显著的滞后负效应。财政支出分权对县级地方政府支出规模具有显著的正效应，财政收入分权则具有显著的负效应。财政收支分权对县级地方政府支出规模的非对称性影响在2002年所得税分享改革以来以及在东部地区均相对较弱。进一步的研究还表明，财政分权特别是财政收入分权对县级地方政府支出规模的影响在一定程度上与政府组织结构有关。
本文侧重于探讨不同级次政府分配政策偏差及其扭曲性影响的重要性，从而对已有文献进行了有益补充。同时，由于近年来我国县乡基层政府普遍存在着较为严重的财政困难，学术界主张通过完善我国省以下财政管理体制、合理划分政府间财政收支责任以及减少政府级次和辖区政府数量来有效化解县乡财政困难(贾康、白景明，2002；王小龙，2006)，本文的研究有助于从支出层面评判这些措施的有效性。本文的研究结果表明，为了有效地约束地方政府支出行为和控制地方政府支出规模，更好地化解县乡财政困难，中央政府应着力做好如下三方面的工作：第一，继续有序推进我国政府组织结构改革，适当增加县级行政单位数量，大力推行以减少分配政策偏差及其扭曲性影响为核心内容的省直辖行政管理体制和省直管县财政管理体制改革。第二，进一步理顺省以下各级政府间财政关系，在财力分配上更多地向县乡基层政府倾斜，特别应采取有效措施增强县乡基层政府的财政自给能力，同时也应努力改变目前公共支出事务过多依赖于县乡基层政府的局面。第三，政府组织结构改革应与财政分权化改革统筹规划、协调推进，促使地方政府提高支出效率，避免支出规模的过度膨胀。
*非常感谢匿名评审专家提出的宝贵意见。
注释：
①关于财政分权对政府支出规模影响的理论和实证研究的详细介绍，请参阅Jin & Zou(2002).
②例如，在我国现行的政府间转移支付制度下，尽管大部分中央财政转移支付已经测算到县，但首先是拨付给省级政府，然后再由省级政府甚至是地市级政府进行再分配，这使得省和地市级政府有很大空间改变转移支付的规模与用途。关于我国财政转移支付制度的详细介绍，请参阅谢旭人(2008).
③基于相似的县级面板数据，Tsui(2005)考察了地区间财政差异，Zhang(2006)探究了财政分权的经济影响。
④这一点可以这样加以理解：地方政府是由不同类型的官员组成，既包括追求自身利益最大化的官员，也包括那些追求公共利益最大化的官员，因此
可视为地方政府中追求公共利益最大化官员的份额。在缺乏中央政府有效监管的情况下，地方政府首脑为了获得不同类型官员代表的政治力量的最大支持，需要选择不同官员的比重即以平衡各种政治势力。
⑧对于财政收支分权，借鉴已有文献的普遍做法(贾俊雪、郭庆旺，2008)，并考虑到县级财政管理体制上的差异，我们分别利用人均县级财政收入(支出)/(人均县级财政收入(支出)+人均中央财政收入(支出)+人均省份本级财政收入(支出)+人均地市本级财政收入(支出))和人均县级财政收入(支出)/(人均县级财政收入(支出)+人均中央财政收入(支出)+人均省份本级财政收入(支出))来测度地市管县和省管县财政管理体制下各个县级地方政府的财政收支分权水平。
⑨下文将详细介绍本文所使用的数据。东部省份包括北京、天津、辽宁、河北、山东、江苏、浙江、福建、广东和河南。
⑩那些采取省直辖行政管理体制的县级地方政府在财政管理体制上也属于省直管，但我们已经引入省直辖行政管理体制哑变量，因此这里没有包括这些县级地方政府。关于“省直管县”财政管理体制改革的详细介绍，请参阅谢旭人(2008).
(11)关于农村税费改革的详细介绍，请参见谢旭人(2008).
(12)限于篇幅，我们省略了主要经济变量的统计描述表，感兴趣者可向作者索取。
(13)为了使核密度图更清晰地捕捉到县级地方政府支出规模演变特点，我们将财政支出比率限定在区间[0，0.6]内。
(14)我们也尝试利用对数线性模型来捕捉政府组织结构和财政分权的非线性影响，得到基本结论是一致的。此外，我们在财政分权度量时考虑了省直管县财政管理体制对财政分权水平的影响，但考虑到这可能无法完全捕捉到省直管县财政管理体制的全部影响，我们也尝试在回归方程中引入省直管县财政管理体制变量与财政分权变量的乘积项，得到的基本结论是一致的。
(15)Bond(2002)出由于存在着内生性，因变量滞后1期影响系数的真实值应介于组内估算和OLS估算之间。对于模型(13)式，因变量滞后1期系数的0LS估算和组内估算分别为0.930和0.649.
(16)依据财政竞争文献的观点，辖区数量增加将有助于强化辖区间竞争，从而对地方政府支出规模产生向下压力。不过，由于我国县级地方政府拥有的财政自主权较为有限，因此财政竞争机制较弱。而且，我们也利用Cluster技术控制了那些隶属于同一上级政府的县级地方政府之间的相互影响，从而在很大程度上控制了财政竞争的影响。
(17)这一估算结果与我们的直观预期(财政供养人口增加会加重县级地方政府财政负担从而导致支出规模膨胀)并不相符。原因很可能在于我国县级财政供养人口是由上级政府甚至是中央政府严格控制，而且近年来我国进行了力度较大的行政和事业单位改革，使得样本期内县级财政供养人口规模并未出现明显增长，但承担的支出事务大幅增加，从而使县级财政供养人口呈现出明显的规模经济效应。
(18)限于篇幅，我们省略了具体估算结果，感兴趣者可向作者索取。
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