一、 引 言

公共品是人们生活中必不可少的消费品，其供给水平、质量和均衡程度直接影响人们的福利水平[1]。根据国家统计局数据，我国人均基本公共品支出(包括基本的公共教育、医疗、公共卫生和社会保障与就业等)1995年为130.66元，2012年增长至3033.35元，增长了22倍，从总量看，我国用于民生的财政支出在增多，基本公共服务水平已明显改善，但是，我国公共品供给由于存在严重的城乡差距、区域差距等问题，导致人民满意度不高，各种社会矛盾层出不穷，在此背景下，中央政府适时提出了实现基本公共服务均等化的目标。

慕尼黑工业大学认为，有意识并专业地处理知识产权是创新以及研究机构与产业界合作取得成效的重要因素。因此，针对科研成果专利评估和申报，专门制定了相应的专利政策，并设立慕尼黑工业大学科技专利与许可办公室（PLB），具体负责科研人员的专利事务，协助他们将新技术推向市场，并以慕尼黑工业大学的名义负责保密协议、方案、许可与收购等合同签署的协商谈判事务[3, 4]。

我国于1994年进行了财政体制改革，实质上确立了财政收入集权而财政支出分权、财权上移而事权下移的财政模式，由此导致了地方政府尤其是低级别的地方政府承担了过多的财政支出责任，普遍出现了财权和事权的不匹配，自1994年以来的20多年间，我国地方支出份额始终处于65%以上且逐年升高，近些年稳定在85%左右，但地方收入份额却仅在44%～55%之间徘徊。同时，由于我国地区间经济发展差距极大，地方财力也存在严重分化，在此背景下，地方政府不得不求助于上级政府的财政转移支付来补充财力缺口，改善公共品供给状况，而中央也希望借此来平衡区域间财力，从而促进公共品供给均等化。

面对困难，小小的蚂蚁尚且能坚韧不拔，努力克服，而我在学习中，只遇到一点点难题，就选择逃避问题而没有迎难而上。和它相比，我真是自愧不如。我要向小蚂蚁学习，在学习生活上，勇敢进取，奋力拼搏！（指导老师：钟华奇）

2013年中国对地方转移支付合计达42980亿元，比1994年增长约77倍，成为地方收入的重要来源，那么转移支付对地方公共品供给作用如何？学者们从不同角度论证，得到了一些不同结论。目前关于转移支付对公共品供给影响的研究主要从两方面展开，一是直接考察转移支付对公共品均等化的影响；二是考察转移支付对公共品供给水平的影响。分区域考虑的情况下，后者可对前者做出进一步阐述，因为我国公共品供给并非是以简单的均等化为目标，而是要实现发达与落后地区的共同改善，并且落后地区向发达地区靠拢，缩小差距，逐步实现有条件的均等化。

有较多研究认为现阶段我国的转移支付并不能有效实现公共品均等化，Raiser[2]研究发现，中国的财政转移支付多倾向于主要从事矿产或能源生产的少数民族聚居省份，他因此得出中国的转移支付资金分配更可能是出于中央的政治平衡策略，而非公平性考虑。Martinez-Vazquez et al.[3]发现地方政府就转移支付问题经常与中央政府讨价还价，并存在寻租活动，从而导致大量效率损失，他们据此得出中国的转移支付制度对地方财力均等化，进而实现公共品均等化的作用甚微。国内一些学者的研究也得到了相似的结论[4-6]。

包括岗位职责、教学方法、评价方法、岗位技能培训。教师检查导生的操作是否规范、到位，讲解是否得当，合格后方能上岗。导生毕竟是学生，在技能培训时，教师要为导生提供“导生讲义”，要求导生严格按讲义示范、讲解，避免操作不规范和遗漏，让导生真正起到“导”的作用。

又有相当数量的研究表明，转移支付在一定条件下可以促进公共品均等化，曾明等[7]以财政自给水平为门槛变量构建门槛模型，采用我国1994—2012年的省级面板数据实证考察了中央转移支付对区域间公共品均等化的影响，发现转移支付可以有条件地促进公共品均等化，其影响表现出明显的三门槛效应，随着地方财政自给能力增强，均等化效果呈先增强后减弱的趋势。郑浩生等[8]研究发现，中央的转移支付确实体现了财力均等化和基本公共品均等化意图，其证据是1994年分税制改革以来，财政自给水平较低的县级地区获得了更多转移支付资金。郭庆旺和贾俊雪[9]研究表明，中央的转移支付促进了我国省际间医疗卫生类公共品均等化，推动了公共交通等基础设施的发展，但扩大了省际差距，对公共基础教育则没有明显作用，这主要源于中央政府在分配转移支付资金时对不同区域公平与效率的侧重有所不同，从而导致对地方公共品发展产生的激励不同。

关于转移支付对地方公共品供给水平的研究，宋小宁和苑德宇[10]认为一般性转移支付对基本公共品供给水平的影响极其微弱，因此，我国更应依靠专项转移支付来改善地方公共品供给现状。田侃和亓寿伟[11]基于中国1978—2009年的省级面板数据，采用分位数回归法分区域研究了中央转移支付对不同类别公共品供给水平的影响，研究发现，我国转移支付对中部低水平公共交通、西部公共医疗卫生和基础教育有促进作用，而对中、东部公共医疗和基础教育具有抑制作用。Kotsogiannisa and Schwager[12]考察了选举制下地方政府的经济行为，认为一般性转移支付对地方公共品供给水平同时存在正面和负面效应，总体效应则取决于正负两方面效应的较量。还有学者研究了转移支付对地方公共品供给效率的影响，Widmer and Zweifel[13]发现均衡性转移支付项目不能形成改善公共品供给效率的激励机制，中央面临一个效率和公平的权衡，而总量性的专项转移支付则可能促进公共品供给效率的提升，陈思霞和田丹[14]采用我国地市级面板数据，检验了我国转移支付对地方公共品供给效率的影响，得出了类似的结论。

我国的转移支付主要包括一般性转移支付和专项转移支付，然而，专项转移支付由于小、乱、散、分配不透明等，容易滋生腐败，国务院于2015年2月2日发布《国务院关于改革和完善中央对地方转移支付制度的意见》，提出要优化转移支付结构，逐步压缩专项转移支付比例，将一般性转移支付的比例提高到60%以上。在此背景下，关于一般性转移支付对地方公共品供给影响的评价就显得格外重要。

总结以往的研究成果，对转移支付对地方公共品供给影响的评价不一，其主要原因可能在于：一是目前研究多采用的是总量转移支付，而转移支付中一般性转移支付和专项转移支付对公共品供给的影响机制是完全不同的，将其混为一谈可能导致结果不准确；二是大多数研究采用的是线性模型，难以刻画不同经济发展水平地区的不同状况；三是多数研究是基于省级数据展开的，样本量小可能导致估计结果过于敏感。鉴于此，本文的创新之处主要体现在：一是将转移支付中一般性转移支付和专项转移支付区分开来，考察一般性转移支付对地方公共品供给的影响；二是公共服务均等化并非以简单均等化为目标，落后地区与发达地区公共品供给水平共同提高并且差距缩小才是有益的均等化，故而文章以地方财政自给水平为转换变量，首次运用非线性面板平滑转换回归模型考察不同财政自给水平地区一般性转移支付对地方公共品供给的影响；三是采用地市级的面板数据进行研究，有利于更精确地揭示我国地方政府的行为特征。

二、 理论分析和假设

根据国务院制定的一般性转移支付分配办法，我国一般性转移支付主要是为了平衡区域间财力，促进公共服务均等化，其分配主要依据地方政府的财力缺口和以往年度的预决算，但是，随着经济发展和社会演化，暴露出了许多问题。富裕地区由于较大的经济体量，相应地拥有较大的政治话语权，因此，可通过自身的政治优势获得更多的转移支付资金。同时，富裕地区税基较大，地方政府通过税收获得的公共财政预算收入较多，即本级政府不依赖于上级政府获得的财政收入较多，相应地富裕地区财政支出的基数较大，预算缺口往往也更大，而财政体制改革之后，转移支付分配依然参考往年的预决算，并采用了预算增量的惯例，这保留了富裕地区在转移支付分配中的优势，从而人均公共预算收入更多的富裕地区获得了更多的转移支付资金。

目前，在钨、钼及其合金的加工行业中，主要厂家采用氢气保护电阻加热炉和感应加热炉来进行加热。氢气作为钨钼加热炉中的重要介质，对提高产品质量、降低生产成本有重要影响。钨钼行业多采用氢气保护加热炉进行加热处理，过去常规感应炉和电阻炉，只限于一些板幅较小的板材加热，远远满足不了目前超宽幅(1 m)以上板材的加热需要。我公司根据使用单位的工艺要求，研制了钼板加热电阻炉，已投入使用多台设备，取得了较好的使用效果，获得用户的认可。目前国内最大的钼板加热电阻炉由我公司设计制造，并投入使用。

在中国式分权体制下，地方政府为晋升而展开拉动经济增长的“锦标赛”竞争[15-16]，拉动经济增长离不开资金投入，然而，各地区由于经济社会发展程度不同，财政状况各异，其竞争手段和可调用资源数量大相径庭。曾明等[7]认为，地方财政自给能力可以较为集中地体现一个地区的经济和财政状况，对应于不同的财政自给水平，地方政府会采取不同的策略安排经济发展和公共品供给资源，因此，我们这里采用地方财政自给水平度量某地区经济财政状况。

由于相当一部分基本公共品是公务员和事业单位提供的服务，其工资和其它消耗需刚性支付，财政自给水平高的富裕地区公共预算收入较多，本身可调用资源比较丰富，刚性支付的基本公共品支出仅占其公共预算收入的小部分，在基本公共品支出之外，富裕地区往往倾向于依靠自身经济优势发展经济，实现本地区经济良性发展，而将获得的转移支付资金合规地投入使用，即主要用于补充公共品供给，因此，地方财政自给水平高的富裕地区将公共预算财政收入较少用于公共品供给，较多用于经济发展投资，而将转移支付资金较多用于公共品供给。对于财政自给水平较低的欠发达地区，基本公共品支出可能已经占据自有公共预算收入的较大比例，其将本级的公共预算收入首先支付刚性的基本公共品支出，同时，财政自给水平较低地区还有制造财力缺口的动机，以倒逼上级给予其更多转移支付资金，而当转移支付资金到位后，往往被挪作他用，较少地用于补充公共品供给，较多地用于经济建设和政府消费等。

基于以上分析，提出以下理论假设：

图4显示了地方产业结构因财政自给水平不同而表现出与公共品供给的非线性关系。第一产业比重高的农业地区由于财力和成本因素，公共品供给水平更低，即第一产业比重与公共品供给水平负相关。财政自给水平高的地区对产业结构更为敏感，由于这些地区往往经济基础较大，对产业结构的反应也更大，故财政自给水平较高地区农业比重低，更有利于改善地方公共品供给状况。

假设2：公共财政预算收入促进公共品供给的效应因区域财政自给水平不同而存在差异，地方财政自给水平较低时，公共财政预算收入对公共品供给的促进作用较大，而地方财政自给水平较高时，公共财政预算收入反而对公共品供给的效应较弱，即公共财政预算收入对公共品供给的效应随着地方财政自给水平提高而呈现由大变小的趋势。

三、 计量模型和数据说明

据此，本文选择的模型形式为具有一个门限值的三区制PSTR模型，即r=2， m=1。

(一) 面板平滑转换回归模型

面板平滑转换回归模型的一般形式为

 

(1)

其中，i=1, …, N和t=1, …, T分别表示面板数据的横截面和时间维度。yit为被解释变量，xit为k维解释变量向量，设为xit=(x1it, …, xkit)′，则=(β01, …, β0k)和=(βj1, …, βjk)分别为解释变量的线性和非线性部分的参数向量，μi为截面个体效应，而εit表示随机误差项。转换函数采用一般的逻辑函数形式。

 

(2)

故式(2)是值域(0, 1]上的有界连续函数，其中γ>0为斜率参数，决定了模型结构转换速度，而c1≤…≤cm是位置参数，表示模型结构转换的门限值，一般m取1或2。qit称为转换变量，其可以为被解释变量的滞后项，也可以是解释变量向量的某一个或某几个元素的函数。

(二) 数据来源及变量定义

由于我国公共品的供给责任主要由市县级地方政府承担，考虑到数据的精确性和可获得性，我们采用了市级2003—2009年的面板数据(一般性转移支付数据仅可得到2003—2009年)。由于4个直辖市和少数民族自治区、盟、州的差异较大，我们删除了这些地区的样本，并对存在大量指标缺失的样本做删除处理，而对只有极个别数据缺失的样本做插值补充，所有经济数据以2003年为基期调整为可比数据，经处理得到199个市，7年共1393个观测值，研究所需的相关数据来自于CEIC中国经济数据库和Wind资讯。

对公共品数量的度量有两种方法：一种是构建指标，对不同类型的公共品分配权重，然后进行一篮子加权汇总，然而不管是主观确定还是客观确定的权重都不能有效反映公共品的重要程度和价值，因此，该方法并没有为公共品水平的度量提供一个令人信服的框架；另一种方法是通过公共品的支出来度量，该方法可以将所有不同种类的公共品按价值进行标准化汇总，避免了指标方法中权重问题，但它暗含了供给的公共品是符合群众需求的且供给是有效率的。本文采用后者的度量方法，考虑到数据可得性，这里以教育支出和科技支出之和表示地方公共品供给水平，因为它们占据了公共品支出的较大比例，因此具有一定合理性。关键解释变量财政自给能力(Fisself)用地方政府的公共财政预算收入除以地方政府财政支出度量，而一般性转移支付(Gentrans)以人均量来度量，其定义为市级的一般性转移支付收入除以该市的总人口数。考虑到公共财政预算收入(Genrev)也是公共品的重要资金来源，我们将其纳入重要解释变量，以人均数量表示，其定义为地级市的预算内公共财政收入除以该市的总人口数。

 

表1 各变量的描述性统计

  

变量均值标准差最小值最大值公共品供给水平(Pubgood)306．764178．85569．4701340．179财政自给能力(Fisself)0．4690．2030．0581．255一般性转移支付(Gentrans)272．647294．7220．11021057．289公共财政预算收入(Genrev)808．048754．40071．14961441．701第一产业比重(Agri)0．1720．0890．0100．458高等教育发展水平(Highedu)11．08915．2150．116104．470

参考相关文献，控制变量包括第一产业比重(Agri)和高等教育发展水平(Highedu)，其中，第一产业比重用以反映地区产业结构，因为第一产业比重较低的地区往往经济结构较好、经济发达，因此，产业结构对财政自给水平和公共品供给水平会产生一定影响，该指标用市级第一产业产值除以该市国内生产总值度量。由于数据限制，我们考察的主要是科学和教育类公共品，因此，我们也控制了地区高等教育发展状况，该指标用千人中高校学生数量表示，其定义为某市高校在校学生人数的1000倍除以该市总人口数。变量的描述性统计见表1。

结合第二部分的理论分析，将所定义的变量代入式(1)，我们的计量模型可以写为

γj, cj)+εit

(3)

其中，xit=(Gentransit, Genrevit, Agriit, Higheduit)′，=(β01, β02, β03, β04)和=(βj1, βj2, βj3, βj4)。

四、 实证结果

(一) 数据平稳性检验

 

表2 各变量的平稳性检验

  

变量LLC检验IPS检验Fisher型ADF公共品(Pubgood)-32．276∗∗∗(0．000)-6．163∗∗∗(0．000)21．082∗∗∗(0．000)财政自给能力(Fisself)-39．972∗∗∗(0．000)-10．294∗∗∗(0．000)40．670∗∗∗(0．000)一般性转移支付(Gentrans)-27．906∗∗∗(0．000)-7．024∗∗∗(0．000)22．838∗∗∗(0．000)公共财政预算收入(Genrev)8．547(1．000)-4．771∗∗∗(0．000)41．748∗∗∗(0．000)第一产业比重(Agri)-4200∗∗∗(0．000)-3300∗∗∗(0．000)99．593∗∗∗(0．000)高等教育发展水平(Highedu)-6200∗∗∗(0．000)-2700∗∗∗(0．000)106．280∗∗∗(0．000)

注：***表示在1%显著性水平下显著，小括号内为检验统计量p值。

为避免面板平滑转换模型的“虚假回归”问题，在进行估计之前一般要做数据的平稳性检验，本文分别采用Levin-Lin-Chu检验(LLC)、Im-Pesaran-Shin检验(IPS)和基于扩展Dickey-Fuller方法的Fisher型检验(Fisher型ADF)，在检验时我们对数据都进行了消除时间趋势和横截面均值的处理，具体结果见表2。

唐飞霄望着这一切，心底泛起了一阵寒意。不是因对方过人的臂力和忍耐力，而是他注意到，对方胸膛的创口处，没有血。

由表2可以看出，除了LLC检验方法不能拒绝公共财政预算收入序列存在单位根的原假设外，其它检验方法都强烈拒绝存在单位根的原假设，故可以认为本研究所用到的变量基本是平稳的。

摘 要：随着我国新课标的改革，大多数的教育专家已经开始转变其教学重心，将目光移至游戏化的教学模式上。这种新型的游戏化教学模式会在实际的教学活动中提升学生学习各类理论知识的积极性，还会让学生更加自主地参与各类数学教学活动。为了适应新时期时代的发展，小学数学教学模式的转化更是成为了新课标改革的必然趋势。就新时期小学数学游戏化课堂的构建以及研究进行分析，制定出一份更为合理的数学教学目标，以游戏的方式开展数学教学活动，把数学知识融入游戏中，丰富小学数学课堂的教学模式。

(二) 模型的非线性检验

口语交际作为一种人与人之间有声语言的互动交流，核心就是听说双方的互动过程。因此，口语交际的主体指的就是听者与说者，具体的说就是一个说话人、一个或几个聆听者。

 

(4)

其中，向量是原系数与γ的乘积，对于式(3)，检验H0∶γ=0就等价于检验注意到在零假设下，所以泰勒展开并不影响统计量的渐近分布，于是，可得到三个统计量及其渐近分布：

南方乡土建筑营造技艺思考中依据建筑“原”形，划分营造之“圈”，梳理营造之“流”，解析营造之“变”是对于整体性研究的总体框架。对乡土营造技艺研究来说，回答关于源流变迁的问题有助于理清营造的发展脉络、科学划分区系、积极传承工艺；对乡土建筑的保护来讲，辨析谱系源流、选取合理的修复保护材料、工艺等有理论指导及参考作用；对建筑史研究而言，深入研究南方乡土建筑的整体技艺有助于定义南方地区营造在宏大背景下的地位与作用，完善对其营造技艺的认知。

 

(5)

 

(6)

 

(7)

其中，SSR0表示零假设H0下固定效应模型回归的残差平方和，而SSR1表示备择假设H1下固定效应模型辅助回归的残差平方和，K是解释变量的个数(这里K=4)。

（3）智能电网获得及时信息来对输电线路的容量和温度进行监控的途径就是对散步在电网中的传感器进行充分的利用，调整到合适的功率。在这个过程当中，必须要对输电线路的负荷保护定值进行相应的调整，这样才能够让容量和温度带来的影响得到适应。

党的十九大报告明确指出要坚定文化自信，坚持中国特色社会主义文化发展道路，牢牢掌握意识形态工作领导权，培育和践行社会主义核心价值观，推动文化事业和文化产业发展。网络信息宣传媒介是传承人类文明、传播先进文化的重要载体，做好文化信息宣传工作必须坚持以习近平新时代中国特色社会主义思想为指导，坚定文化自信，弘扬社会正能量，引导舆论宣传的走向，充分把握网络信息宣传媒介的话语权，不断满足人民日益增长的美好精神文化生活需要。

这里，我们将m=1和m=2的情况全部考虑在内，在表3中报告了非线性检验的结果。

从表3可以看出，无论是存在一个位置参数(m=1)还是两个位置参数(m=2)，三种检验结果均拒绝模型为线性的原假设，这表明一般性转移支付对地方公共品供给水平的影响确实因为地方财政自给水平不同而存在非线性作用机制，因此，采用面板平滑转换回归模型是合适的。

 

表3 非线性检验

  

H0：模型为线性(r=0)H1：模型为PSTR形式，即至少包含一个转换函数(r≥1)检验m=1m=2Wald检验(LM)284．363∗∗∗(0．000)340．109∗∗∗(0．000)Fisher检验(LMF)76．212∗∗∗(0．000)47．813∗∗∗(0．000)LRT检验(LRT)317．865∗∗∗(0．000)389．628∗∗∗(0．000)

注：***表示在1%显著性水平下显著，小括号内为检验统计量p值。

(三) 转换函数个数与位置参数个数的确定

在明确模型为非线性之后，需要确定转换函数的个数r，其检验的逻辑类似于非线性检验，即构造辅助回归函数进行如下序贯检验：首先，检验H0∶r=1对H1∶r≥2，如果拒绝原假设，继续检验H0∶r=2对H1∶r≥3，如此进行直到第一次不能拒绝H0∶r=r*的原假设时停止，此时的r*就是所需的最优的转换函数个数，因为含有r*个转换函数的非线性PSTR模型已经捕捉到了所有的非线性影响，而“剩余”中已经不含非线性影响。据此，我们在表4中报告了转换函数个数的检验结果，不论是m=1还是m=2，最优转换函数的个数都显示为2，因此,我们选择r=2。

参考Colletazy and Hurlinz[19]，可以根据赤池信息量准则(AIC)、贝叶斯信息准则(BIC)以及位置参数尽量小的原则选择模型中位置参数的个数，我们在表4中分别报告了r=2时，m=1和m=2回归所得的AIC和BIC值，可以看出，m=1是最优选择。

根据前文的分析，地方政府因财政自给水平不同而采取差异化的策略供给公共品，随着地方财政自给水平不同，一般性转移支付对地方公共品供给的影响可能发生变化，表现出非线性特征，甚至表现出门槛效应。半参数变系数模型为刻画这种解释变量的系数随某一变量变化的特征提供了一种工具，然而该模型要求的样本量较大，限制了其应用。Hansen[17]的门槛模型降低了对样本量的要求，然而其所描述的系数变化机制是一种离散的突变过程，这在很多情况下无法给出一个合理的解释，González et al.[18]发展的平滑转换回归模型使得系数可在转换变量的门槛值附近平滑变化，大大提高了模型的解释能力和适用范围，较多学者采用该模型进行了有益的研究[19-21]。因此，我们将采用面板平滑转换回归模型，以财政自给水平为转换变量研究一般性转移支付对公共品供给的影响。

 

表4 转换函数个数与位置参数个数的确定

  

检验m=1m=2H0∶r=1vsH1∶r=2Wald检验(LM)66．084∗∗∗(0．000)81．165∗∗∗(0．000)Fisher检验(LMF)14．714∗∗∗(0．000)9．108∗∗∗(0．000)LRT检验(LRT)67．695∗∗∗(0．000)83．613∗∗∗(0．000)H0∶r=2vsH1∶r=3Wald检验(LM)5．840(0．211)11．492(0．175)Fisher检验(LMF)1．240(0．292)1．221(0．283)LRT检验(LRT)5．852(0．210)11．540(0．173)AIC7．2127．216BIC7．2727．283

注：小括号内为t统计量，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下显著。

 

表5 PSTR模型的估计结果

  

变量β0．β1．β2．一般性转移支付(Gentrans)0．1∗∗∗(6．0428)0．6∗∗∗(5．4391)0．1∗∗(2．1514)公共财政预算收入(Genrev)0．5∗∗∗(9．8703)0(-1．1433)-0．3∗∗∗(-5．8738)第一产业比重(Agri)-112．2(1．4820)-2511．4∗∗∗(-10．1271)-435．9∗∗∗(-6．0300)高等教育发展水平(Highedu)-0．9(-0．5839)-2．5∗(-1．8993)0．5(0．2374)位置参数(c)(0．9121；0．2199)斜率参数(γ)(10．8758；6．7919)

注：小括号内为t统计量，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下显著。

(四) 估计结果

有较多学者在PSTR建模时直接采用了基本的只含有一个转换函数的两区制面板平滑转换回归模型[20-21]，为了检验模型估计的稳健性并体现本文模型的优越性，我们也采用两区制PSTR模型进行了估计，并采用Teräsvirta[22]建议的序贯检验选择位置参数的个数，结果表明m=1依然是最优选择。

故将估计系数代入模型(3)，合并同类项并整理可得模型具体形式为:

在非线性检验时需事先假设位置参数的个数m，两区制PSTR模型(即转换函数的个数r=1)的转换函数中位置参数的个数可以通过一个序贯检验来确定[22]。分别检验零假设：H03∶*=0， H02∶*=0|*=0， H01∶*=0|*=*=0，如果拒绝H02最强，则选择m=2，否则就选择m=1。由于我们采用了较为一般的函数形式(即并不局限于r=1的两区制模型)，后文将采用更为一般的位置参数选择方法。

Pubgoodit =μi+(0.1+0.6g1+0.1g2)Gentransit+(0.5-0.3g2)Genrevit+

(-112.2-2511.4g1-435.9g2)Agriit+(-0.9-2.5g1+0.3g2)Higheduit+εit

(8)

其中，

g1=(1+exp(-10.8758(Fisselfit-0.9121)))-1

(9)

g2=(1+exp(-6.7919(Fisselfit-0.2199)))-1

(10)

  

图1 转换函数曲线

于是，我们在图1上绘出了两个转换函数的曲线形状，从中可以看出，转换函数g1比g2更陡峭，这是因为g1的斜率参数为10.8758，比g2的斜率参数6.7919大，所以其更加陡峭，而且g1的门限值Fisself=0.9121，也比g2的门限值Fisself=0.2199大，因此，不同财政自给能力地区的各因素对公共品供给的影响是两个转换函数表示的效应的叠加。由于两个转换函数表示的效应都是正向的，所以它们叠加之后是增强的，但却会使得门槛效应不显著。

将被解释变量对所有解释变量分别求偏导，可得各个变量对公共品供给的效应，我们分别将一般性转移支付、公共财政预算收入、地方第一产业比重和地方高等教育发展水平对公共品供给的效应直观地刻画在图2到图5中。

  

图2 一般性转移支付的效应

图2显示了一般性转移支付对地方公共品供给的效应，可以看出，一般性转移支付对公共品供给是具有正向影响的，还可以发现，随着地方财政自给水平不同其影响的非线性特征非常明显，随着地方财政自给水平提高，一般性转移支付对公共品供给的正效应在增加，在初始阶段，两个转换函数表示的效应都较小，叠加起来也比较小，在财政自给水平达到0.75左右时，一般性转移支付对公共品供给的正向影响迅速增强，这可能是由于在财政自给水平较低的地区，地方政府财力不足而又不得不努力发展经济，可能出现“拆东墙，补西墙”，将一般性转移支付挪用于优先发展经济，仅拿出一小部分资金供给公共品，未能有效促进公共品供给，而地方财政自给水平达到较高水平时，地方政府可以使用自有财政收入维持政府运转并发展经济，因而把大部分一般性转移支付用于供给公共品。这表明，随着区域财政自给水平上升，地方政府较合规地贯彻了上级政府将一般性转移支付用于弥补地方财政缺口、促进公共品供给的初衷，这与理论分析部分提出的假设1相符。

  

图3 公共财政预算收入的效应

图3表示公共财政预算收入对公共品供给的影响，可以发现，地方财政自给能力较低的欠发达地区将较大比例的公共财政预算收入增量用于供给公共品，而地方财政自给能力较强的发达地区反而将较小比例的公共财政预算收入增量用于供给公共品，这是因为我国地方政府运转与基础公共品的供给是刚性支付的，财力较弱地区由于财政收入水平低(即基数较小)，收入增量中用于公共品供给的比例更高，而财力较强地区则由于资金雄厚，收入增量中用于公共品支出的比例相对而言可能更小。同时，由于我国一般性转移支付主要依据地方财力缺口确定，各地区为了争取更多的转移支付资金与上级政府展开博弈，欠发达地区故意将更多的财政收入用于供给公共品而造成较大财力缺口，迫使中央和省级政府给予其照顾，以争取更多转移支付收入，而发达地区则很难通过隐藏财力(即使隐藏上级政府也可能不相信)争取转移支付收入，故将节制对公共品的供给，而将更多收入用于可以提升政绩的项目，这也验证了假设2的合理性。

  

图4 地方产业结构的效应

假设1：一般性转移支付促进公共品供给的效应因区域财政自给水平不同而存在差异，地方财政自给水平较低时，一般性转移支付对公共品供给的促进作用较小，而地方财政自给水平较高时，一般性转移支付对公共品供给的促进作用大大增强，即一般性转移支付对公共品供给的效应随着地方财政自给水平提高而呈现由小变大的趋势。

  

图5 地方高等教育发展水平的效应

图5则说明了地方高等教育发展水平随财政自给水平不同所表现出的与公共品供给的关系，由于文中考察的地方公共品主要包括教育和科技，而图中曲线表示高等教育资源的聚集反而稀释了市级政府投入，在财政自给水平高的发达地区，这种稀释效应更为显著，反过来，其表示高等教育减少一个单位，每个单位获得的投入增加额更高，这反映了我国补贴经济发达地区而轻视落后地区的公共品供给现状。

三是金融监管法律体系的完善能为资产管理行业的规范运行创造条件。现在国际上对资本管理的法律法规建设非常重视，我国现在要建设现代化的经济体系，提出了由管资产为主转变为管资本为主。因此，国家要结合中国资管行业发展实际，必须建立起资本管理相关的法律体系。

(五) 模型的稳健性分析

在确定模型形式之后，我们通过二维网格搜索法选择斜率参数γ和两个转换函数中的位置参数的初始值，进而采用非线性最小二乘法对模型进行估计，估计结果见表5。

估计结果表明，无论是转换函数还是各变量对公共品供给的影响，都有相同的趋势，但是，两区制模型估计的结果比三区制模型的估计结果小，即曲线都有向下的偏误，并且也没有完整地体现复杂的非线性效应。

五、 结论与政策建议

本文首先分析了我国地方政府在不同经济和财政背景下的行为模式，得出了地方政府将根据财力水平策略性地供给公共品，利用我国2003—2009年的地市级面板数据，以地方财政自给水平为转换变量，通过构建面板平滑转换回归模型，实证考察了一般性转移支付对公共品供给的影响，结果发现：第一，一般性转移支付的确可以促进我国公共品的供给，但是其效应具有明显的非线性性，一般性转移支付对公共品供给的促进作用随着地方财政自给水平的提高而呈现由小变大的趋势，在地方财政自给水平较低时其促进作用很微弱，而当地方财政自给水平达到一个较高的水平时，一般性转移支付对公共品的正向影响快速变大，最终接近0.8的极大值。第二，公共财政预算收入对公共品供给也有较显著的正向影响，其非线性性较明显，公共财政预算收入对公共品供给的促进作用随着地方财政自给水平的提高而呈现由大变小的趋势。

基于以上结论，我们提出以下政策建议：第一，由于在地方财政自给水平较低时，一般性转移支付对公共品的正向影响较小，且是以其他效率损失为代价的，而只有提高地方政府财力水平才能避免效率损失，从而提升一般性转移支付的效应，因此，有必要继续改革财税分配方法，提高地方政府的财政自给水平；第二，给予富裕地区合理激励政策，促使其将公共预算收入更多地用于公共品供给。

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在进行非线性PSTR建模之前，首先需要检验简单的线性模型是否已经足以揭示变量间关系，González[18]通过构造辅助回归的办法来进行检验。转移函数在γ=0时将不起作用，模型(1)将退化为线性的，即r=0。在最弱的假设r=1时，在γ=0处对转移函数进行一阶泰勒展开，代入式(3)并整理可得

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在形成客观行动悖境的博弈中，博弈主体总是遵循自我利益最大的宗旨。但是在主体行动中，甲和乙都按照与对方之间的特定关系去行动，主体理性是公共知识，纳什均衡策略是一种行动理性。在混合策略＜s，t＞中，甲和乙彼此独自执行策略，两者的决策没有实质性的因果影响，在纯粹策略选择中也同样如此，因而导致行动悖境的产生。如果主体博弈有协商理性的参与，在行动选择中，主体可以交换信息，彼此决策的独立性招致破坏。因为有信息的流动和传递，主体决策选择会考虑通过言语行动所得的新信息，博弈主体的选择概率将呈现贝叶斯特征⑬。

[22]TERSVIRTA T. Specification, estimation, and evaluation of smooth transition autoregressive models [J]. Journal of the American statistical association, 1994, 89 (425):208-218.

(3)为了能保障较高的千粒重，需要在抽穗开花期到乳熟期适当提高灌水下限。在渗漏强度比较大的地区，节水灌溉水稻对灌溉及时度的要求更高，即在土壤含水率达到下限时应及时进行灌溉，否则难以保证高产。