摘要：在我国人口快速老龄化的背景下，本文分析了财政分权对人口流动的影响机理，并利用面板数据，实证研究了省以下财政分权对人口流动的门限效应。结果表明：当老龄化水平较低时，纵向的财政分权可以促进人口大量迁入，而地方政府间横向财政自主度差异程度却对流动人口规模表现出显著的负面影响。当老龄化水平超过门限值后，政府间横向差异和纵向财政分权收入指标的影响不再显著，但财政分权支出指标对人口流入产生明显抑制作用。中央政府应根据各地区的老龄化程度进行地方政府间财政改革，并通过改革户籍制度、推动国家级城市群建设和调整落实人口老龄化政策等措施，进一步提高人口流动性。
关键词：流动人口；财政分权；老龄化；门限效应
流动人口作为生产力的基本要素，能够优化资源配置，促进经济增长[1]。根据《中国流动人口发展报告2017》，2016年我国流动人口规模为2.45亿人，比2015年末减少了171万人。当前绝对规模的减少，主要是受到户籍制度、公共服务供给等经济社会政策的影响[2]。十九大报告指出，要“破除妨碍劳动力、人才社会性流动的体制机制弊端。”财政是国家治理的基础和重要支柱。我国现行的财政体制是以假定人口不流动为前提的，这造成我国上级政府对下级政府公共产品资源的分配方式都是以户籍人口为基数。此外，财政分权会加剧政府间竞争，从而进一步加重地方政府对基础设施等“显性公共物品”的偏好，流动人口就更加难以获得所需要的教育、医疗等基本公共服务，最终导致劳动力要素的流失，制约当地经济的可持续发展。另一方面，人口老龄化既会改变我国政府财政支出的规模与结构[3]，也会通过推动产业发展、限制房价上涨对人口流动产生影响[4][5]。因此，为提高人口流动性、促进经济可持续发展，政府间财政关系与人口老龄化是需要同时考虑的因素。本文基于我国人口快速老龄化的现实背景，研究分析财政分权对人口流动的影响机理，这对促进我国人口合理有序流动具有重要的现实意义和理论意义。
一、文献综述
一般来看，财政体制与当地的经济增长、公共服务供给以及户籍管制水平、房地产价格等因素存在明显的联系，因而财政分权能够通过影响流动收益和流动成本的方式，促进或者抑制人口流入或者流出。黄燕芬和张超指出由于行政层级的差异，上级政府以“上收财权”这种集权方式可以挤占低行政层级城市的财政资源，造成城市间经济社会发展的不平衡，从而促使流动人口向行政层级更高的城市集中[6]。张丽等的研究发现，2000年以来地方财政对人口长期迁移的作用进一步增强[7]。席鹏辉和梁若冰认为省以下财政自给率的提高，能够减少上级财政的财政攫取，有利于将新增的财政收入用于地方公共品供给[8]。杨晓军则指出提高城市公共服务质量有利于促进人口向城市流动[9]。曾永明和张利国的研究发现由于受到“户地双歧视”，农民工的工资率减损更大，这不利于劳动力要素的流入[10]。丁菊红则指出财政分权程度与户籍管制水平直接相关，且随着财政分权水平提高，地区户籍管制水平会随之降低，人口的流动性会相应提高[11]。此外，黄燕芬和张超指出过高的房价和租金会成为反向推力，不利于人口流入[6]。但张佐敏等人认为地方政府在教育、科技以及城市维护建设等方面的财政支出能够削弱高房价对城市劳动力人口的“驱逐”效应，进而降低人口迁移的成本[12]。
本试验尝试从模型桩内部对沉桩过程中桩-土界面土体变形进行记录,同时对所采集的图像进行计算,从而获得所需要的土体变形信息.图1为压桩试验采用的模型箱和模型桩.试验使用的模型箱尺寸为1 m×1 m×1 m,采用钢板制成,上部配备液压千斤顶及反力架为桩体提供贯入力.模型桩为铝制方桩,长为560 mm,横截面尺寸为50 mm×50 mm.在模型桩距桩端30 mm位置处开有一圆形小孔,小孔直径为15 mm,开孔处用同尺寸的透明树脂玻璃代替并固定,桩体内部配备摄像装置,可透过树脂玻璃对土颗粒位移进行观测.
另一方面，人口老龄化不仅会通过产业结构、房地产价格等间接影响人口流动，还会倒逼财政收支刚性调整，从而使得财政体制对人口流动性的影响发生变化。钟若愚认为人口老龄化可以推动第三产业发展，从而促进劳动力的转移[13]。郭娜和吴敬的研究认为，虽然人口数量的增长的确是推动我国房地产价格上涨的重要因素，但老龄化程度的加剧会减弱这种正向影响使房价下跌[5]。另外，赵彤研究发现我国人口老龄化程度越高，地区人均社会保障支出以及社会保障支出占 GDP 的比重就会越高[14]。张丽等指出，过度的社会保障支出严重挤占了公共教育支出，相对减少了地方人力资本的投入，减弱了财政对人口迁移的正向影响[7]。甘行琼等则认为要使地方政府的公共服务供给能够适应人口流动的趋势，就应该依据事权划分的激励原则，由中央政府承担部分与人口流动密切相关的支出责任[15]。
从以上的文献回顾可以看出，我国的财政体制对人口流动性能够产生显著的影响，而人口快速老龄化也会促使财政收支发生变化。但大多文献在分析政府间财政关系对人口流动的影响的同时，忽视了人口老龄化与财政分权的联系，由此得到的政策建议背后的理论逻辑是不够严谨的。基于此，本文认为可以从两个方面深入研究：一是由于地方公共服务主要由基层政府提供，人口流动也以省内为主，对劳动力流动的作用更为直接，因此本文将省以下财政分权作为研究对象；二是不同的老龄化水平下，财政支出结构会有所不同。本文认为在这一前提下，相同的财政分权水平下对人口流动的影响也并不一致。因而本文将在总结与梳理财政分权对人口流动影响机理的基础上，充分考虑人口老龄化的影响，分析不同老龄化水平下省以下财政分权对人口流动的门限效应。
二、理论模型与研究假设
(一)流动人口规模的动态优化
借鉴Lichtenberg和Ding的理论模型[16]，本文先分析流动人口对地方经济增长的影响。假设在t期，地区流动人口Mt与当地的劳动力人口存在一定的比例关系，劳动力人口为Lt=θMt，θ>0。流动人口为地方官员经济竞争带来的效用为：
早些时候，北方人的世界里好像只有糖葫芦烤羊肉串儿和涮牛肚才用竹扦穿串儿，又或者是我幼时零食种类贫瘠，直到念初中，学校门口才忽然流行起来炸串儿摊子，那串儿几乎成为放学回家路上的一道飘着诱人香味的风景，是真的秀色可餐。
(1)
式(1)中，A′>0，且为常数。这一收益可以被视为人口作为生产力要素所带来的经济增长。根据前文所述，地方政府吸引流动人口需要付出一定的成本，如棚户区改造等。模型将成本函数记为C(Mt)，且C′(·)>0,C″(·)>0。杨晓军指出上一期流动人口规模会对当期流动人口规模产生影响[9]，到t+1期时，地区流动人口规模为：
1.被解释变量。杨晓军的研究中采用各省市城区暂住人口数量作为流动人口的代理变量[9]，借鉴这一方法，本文则将历年《中国城市建设统计年鉴》中各城区暂住人口数作为流动人口数，并将该数据取对数，记为Lmig。
Mt+1=Mt+γMt=(1+γ)Mt
CxMt=εi·CMt
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(2)
式(2)中，γ>0。把地方官员从流动人口Mt获得的收益记为V(Mt)，则：
(3)
式(3)中，α表示未来的经济绩效对地方官员的激励程度，0<α<1。由于流动人口与经济增长之间的关系，地方官员所要面临的流动人口动态优化问题就是在预算约束条件(1)下，通过选择Mt，使V(Mt)最大化。
(二)政府间财政关系的引入
在晋升锦标赛中追求更高经济绩效的地方官员，会增加当地的基础设施建设支出，实现经济的短期快速增长。安苑和王珺指出当可支配人均财政资源超过一定的门限值后，地方政府才会增加公共服务支出[17]。因此，本文认为财政收入分权程度越高的地区，或者支出分权程度越低的地区，经济绩效对地方官员的激励相对较小。假设M0、M1、M2分别表示财政收入分权水平低、中、高时对流动人口的需求规模，α0、α1、α2分别表示在相同的支出分权水平、不同的收入分权水平下，未来经济绩效对地方官员的效用大小，则α2<α1<α0。当流动人口的边际成本等于边际效益时，式(3)可以整理得到：
我们国家在工业电气方面出口增加，占我国外贸出口比重也不断上升，反映出我们国家产业和贸易方面的导向，沿着高新技术产品方向发展。我们在这些产业当中还是处于进口与出口交替的阶段，更多的产品处于中级产品阶段，我们国家关于高精尖技术产品的出口以及一些电器工业产品的优势还没有完全建立起来，其产品代加工贸易还会在很长一段时间存在，与发达国家相比我们国家的机械工业运输设备规模比较小，仍然有很多的潜力、发展动力存在。
C′Mt=αi·C′Mt+1+A′
(4)
通过变量代换，此Euler方程的稳态水平为：
(5)
(6)
(7)
根据C″(·)>0，α2<α1<α0，可以证明M0>M1>M2。因此，当财政收入分权水平越低，下级政府所获得可支配财政资源越少时，对人口流动性的需求则会更大。由此，本文提出第一个研究假设：
H1:当财政收入分权水平越高，或者支出分权水平越低时，地区内流动人口的规模越大。
(三)老龄化程度的引入
随着老龄化水平的提高，社会保障支出的刚性增长会迫使地方政府减少其他财政支出，导致地区对劳动力的吸引力下降。本文假定ε1、ε2分别表示老龄化程度较低和较高时，地方政府为吸引流动人口所增加的机会成本，根据分析可知，ε2<ε1。因此，修正后的成本函数Cx(Mt)为：
但这样的生物，偏偏还有着强壮的肢体和尖锐的獠牙。它们手爪锋利，臂力惊人，青辰曾亲眼见过一只壮年山精，独挑三头恶狼而不落下风。最后，其中一头狼被生生掰断了下颚，另一头被踩断了脊梁，剩下的最后一头，夹着半截血淋淋的尾巴逃进了林子。
(8)
最后，提高财政支出分权水平，会加大城市与农村之间以及不同城市之间的差异。承担更多的事权意味着刚性支出的增加，地方政府会将有限的财政资金投入到产出更多的城镇地区，进而拉大城市与农村之间的差距。托达罗建立的城乡二元人口流动模型表明，城乡差距越大，流动人口所预期的收入差异就越大，人口流动的可能性越高[21]。因此，大量农村劳动人口将从农村转移至城镇，以获得更多的收入。
H2：不同的老龄化水平下，同一省以下财政分权水平对人口流动的影响并不一致。
三、研究方法、变量说明与样本选择
(一)研究方法
1.固定效应模型。随机效应模型的假设之一是解释变量与个体效应无关，但这种假设在现实生活中是不成立的。固定效应模型不需要基于这种假设，因而更适合于面板分析[18]。为了减少个体特征和时间效应对模型产生的影响，本文选用双向固定效应模型分析财政分权对流动人口的影响，模型如下：
Lmigit=α0+α1Fedit+βXit+λt+ui+εit
(9)
式(9)中，被解释变量Lmigit为t年地区i的流动人口规模，核心解释变量为Fedit，表示纵向财政分权指标和横向政府间差异程度，Xit是模型的控制变量，ui、λt为个体、时间的异质性截距项，εit为随机扰动项。
首先，分税制改革后，由于行政层级在资源配置上的优势，上级政府通过“上收财权、下放事权”的方式，使得下级政府只能获得较少的财政收入，同时，承担较多的财政事权。而且越到基层政府，这种错配现象越为严重。但行政层级越低，追求政治晋升的地方官员越多，政治竞争导致的经济竞争更为激烈。
Lmigit=α0+α1Fedit×I(old<γ)+α2Fedit×I(old≥γ)+βXit+εit
(10)
式(10)中，old为门限变量，表示i省份第t年的人口老龄化程度；I( ·) 为特征函数。γ为门限值。以上的分析方法仅仅考虑了存在一个门限的情况，但在实际经济分析过程中经常存在多个门限值。当存在两个门限值时，式(10)则可以修改为：
Lmigit=α0+α1Fedit×I(old≤γ1)+α2Fedit×I(γ1<old≤γ2)+α3Fedit×I(old>γ2)+βXit+εit
(11)
一般来说，财政收入分权水平越高，下级政府所获得的财政资源就越多，改善当地公共服务供给的意愿和财力就越强，流动人口因此不断迁入。随着事权与支出责任的增加，下级政府的可支配财力会相对减少，因此不太可能将有限的财政资金用于公共服务，导致对流动人口的吸引力减弱。但根据模型结果，财政支出分权水平对流动人口迁入不仅具有正向促进作用，这种影响还远大于财政收入分权，本文认为可以从以下3个方面进行解释。
(二)变量说明
会计故意性信息失真是指会计活动当事人(包括国有企事业、非公有制企业、上市公司、中介服务机构)出于各种目的，利用会计规范给会计活动当事人的灵活性，事先经过周密安排而从主观上故意有偏向性或诱导性的提供信息或者违背会计规范，制造假账，而造成的信息失真。[1]会计故意性信息失真分为二类：第一类如银广厦、琼民源的财务报告完全是无中生有、恶意编造，违背社会道德和法律；第二类是利用内外串通，共同操纵、利用信息不对称和财务技能的优势共同作弊。
2.核心解释变量。财政分权指标主要包括财政收入分权指标、支出分权指标和自主度指标三类。本文利用《中国城市统计年鉴》、各省、直辖市和自治区统计年鉴、统计局数据库中的相关数据，计算了省以下财政收入分权与支出分权水平，即：
财政收入分权指标
财政支出分权指标
由于食品质量安全管理类课程不像食品微生物检验类课程，学生可以在实验室进行大量实验，因此该课程在全国职业院校食品类专业中属于“二类”课程，愿意承担该课程教学任务的教师很少，同时老教师多年形成自己教授的固定课程，因此该课程大都交给刚刚从本科院校毕业的年轻教师承担，而年轻教师缺乏企业食品质量安全管理经验是最大的问题。
横向财政关系表现为同级政府间财政自主度的差异，因而本文先计算了各市级政府财政自主度=当地一般公共预算收入/一般公共预算支出，再根据变异系数的计算方法得到横向政府间财政自主度差异系数，用Rre表示。
3.门限变量。按照世界卫生组织对老龄化社会标准的定义，本文根据统计局数据库中65岁及以上人口占地区总人口的比重衡量我国各省份的人口老龄化水平，并作为门限变量，用old表示。
4.控制变量。本文将党代会召开的虚拟变量Ppc与人均外商投资直接利用额Pfdi分别代表政治周期与政府竞争，作为本文的控制变量。当地区党代会在t期召开，Ppcit=1，否则取0；Pfdi=地区人均外商直接投资实际利用额/年末常住人口，数据来源于统计局数据库。
“大队胡人走了，留下了五个，他们在路边堆了个雪人，雪人有一人多高。我暗暗纳罕，难道胡人也是小孩心性，要堆雪人打雪仗？
(三)样本选择
由于2003年我国中央与地方的所得税收入分享比例进行过调整，因此本文的研究基期定为2004年。而湖南、青海、海南、新疆和西藏关于地市级政府财政收支的统计数据不全，本文不做考虑。表1为各变量的描述性统计。
《意见稿》强调，智能快件箱运营企业对其运营的智能快件箱，应当自智能快件箱运营之日起二十日内向所在地省级以下邮政管理机构办理末端网点备案手续。智能快件箱运营企业对其设立的智能快件箱应当按照其地理位置和服务区域明确其具体名址，并在智能快件箱显著位置标明以供辨识。
西药治疗基础上连用三伏灸辩证治疗，即：①针对肺气虚患者：进行大惟和双侧肺俞针灸治疗；②针对脾气虚患者：进行大惟、双侧肺俞和脾俞针灸治疗；③针对肾气虚患者：进行大椎、双侧肺俞和肾俞针灸治疗；④针灸后还需要在初、中、末“三伏”穴位放置生姜，其厚度为0.3 cm，另外还需要将圆锥形艾柱放置生姜上面，艾柱的底面直径及重量要分别要控制在1 cm和15 g的标准上；⑤皮肤潮红后敷贴三伏贴，使用到中药包括延胡索、白芥子、甘遂和细辛，药量比例为2:2:1:1，然后将调配好的药磨粉，并用生理盐水调糊，最后敷贴穴位[1] 。
四、实证结果分析
(一) 政府间财政关系对人口流动的影响
根据表2模型(1)～(3)的结果可以看出，尽管横向的财政自主度变异系数对人口流动的影响并不显著，但我国省以下财政收入分权与支出分权指标都能促进流动人口的迁入，即地市级(区县级)政府的一般公共预算收入的比重越高，或者一般公共预算支出比重越高，当地的流动人口规模都会增加。从影响系数来看，财政收入分权指标Rev仅为支出分权指标Exp的1/3左右，即省以下政府承担更多的事权与支出责任所吸引的流动人口，远大于获得更多财政收入所吸引到的规模。
表1各变量描述性统计
变量代码平均值标准差最小值最大值obs流动人口规模Lmig5.17601.12340.33657.7999338财政收入分权Rev0.73790.14310.37390.9741338财政支出分权Exp0.72560.12780.33880.9327338财产自主度变异系数Rre0.37270.14840.09850.8418338人口老龄化水平Old0.09500.01750.05470.1540338当年党代会Ppc0.18930.39240.00001.0000338人均外商直接投资实际利用额(百万美元/万人)Pfdi0.25990.40790.00573.0341338
表2省以下政府间财政关系对人口流动的影响
被解释变量:流动人口规模模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)模型(5)模型(6)解释变量Rev2.0110***(0.6758)1.7300**(0.7060)1.7447**(0.7075)1.9542***(0.6621)1.6927**(0.6921)Exp5.8964***(0.6638)6.2509***(0.7127)6.2526***(0.7136)5.3954***(0.6629)5.7275***(0.7110)Rre-0.7006(0.5171)-0.6906(0.5181)0.3449(0.5511)-0.6508(0.5069)控制变量Ppc-0.0315(0.0625)-0.0539(0.0613)-0.0381(0.0722)-0.0508(0.0613)Pfdi0.5791***(0.1487)0.9549***(0.1703)0.5753***(0.1486)常数项α0-0.5863(0.5084)-0.3751(0.5311)-0.3838(0.5320)-0.3194(0.5242)4.8077***(0.2105)-0.1245(0.5246)个体固定控制控制控制控制控制控制时间固定控制控制控制控制控制控制obs338338338338338338Hausman检验16.37***18.00***19.54***15.33***15.37***15.43**Adjust R20.31580.31980.32040.34860.21930.3520P-value0.00000.00000.00000.00000.00000.0000
注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号内为稳健标准误。
为进一步确定政府间财政关系对人口流动的影响，检验模型的稳健性，本文采用变换控制变量的方法进行分析。根据模型(4)～(6)结果所示，各指标的显著性影响并没有发生变化，可以认为模型通过了稳健性检验。
式(11)中，门限值γ1<γ2。根据单门限的估计和检验方法，在假定单门限模型中为已知的前提下，再进行γ2的检验。当对应的门限值残差平方和最小时，再对进行门限效应的检验。当需要搜索确认第三个甚至更多个门限值时，可以重复以上步骤，直到拒绝门限效应检验的原假设为止[20]。
2.门限效应模型。传统采用分组检验的研究方法，既不能检验门限的个数，更不能有效估计出准确的门限值，也无法对不同样本回归结果的差异性进行显著性检验。Hansen提出的非动态面板门限回归则可以解决这些问题。关于门限的显著性检验，假设只存在一个门限值，本文在式(9)的基础上建立了不同老龄化水平下财政分权对流动人口的门限效应模型，如下所示[19]：
其次，当下级政府分享的财政收入一定时，事权与支出责任的增加使得可支配财政收入减少，因此地方政府会更积极主动地招商引资，这就导致了横向的政府间竞争，并且承担的财政事权越多，这种激励会越强烈。随着城镇化的推进，政府不仅能够给予社会资本更多的投资机会，还能通过税收优惠或者提供更低价格的土地等方式降低成本，从而促进社会资本成立更多的企业，提供更多的就业岗位。而对于流动人口来说，由于我国户籍制度的限制，无论迁往何地，所能享受的公共服务都不可能与本地户籍人口相同，因此相对于工作机会，各地公共服务改善对促进流动人口迁入的作用可能十分有限。在这样的前提下，流动人口会更愿意选择能提供更好的工作机会或者更高福利待遇的地区。
由于1/ε2>1/ε1，说明在政府间财政关系保持稳定时，老龄化程度较高时财政分权对流动人口的吸引力会弱于老龄化程度较低时财政分权的影响效应。基于以上分析，提出本文第二个研究假设：
(二)老龄化背景下政府间财政关系对人口流动的门限效应
1.政府间财政关系对人口流动的门限估计结果。包括上述研究在内的国内大部分文献，都是假定各地区人口的年龄结构相同且不变，因此总人口的流动性是保持稳定的。由于大量流动人口向行政层级更高、经济发展更好的地区聚集，各个省份的老龄化程度并不一致。在同样的财政分权水平下，由于老龄化程度的不同而导致财政支出结构的不同，会制约城市对流动人口的吸引力。基于此，本文分别对模型(4)和(5)进行门限效应检验，并估计其门限值，如表3所示。
表3门限效应检验和门槛值估计
模型(4)模型(5)单一门限双重门槛单一门限双重门槛门槛变量门限值1 0.10080.07740.10080.0774old门限值20.10080.1008SSE144.3902151.2110185.4548181.4874LR检验29.3203***7.121718.5108***6.2520Bootstrap P值0.00000.27600.00000.1800
注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)P值采用bootstrap法重复500次模拟得出。
对模型(4)进行单门槛检验，其LR检验估计量为29.3203，而通过bootstrap法重复500次得到的P值为0.0000，说明在1%显著性水平强烈拒绝不存在门槛效应的原假设。进一步检验是否存在双门槛效应时发现P值并不显著，由此可知模型(4)有且仅有一个门限值。同理，根据检验结果，模型(5)也只存在单门限效应，并且模型(4)和(5)的人口老龄化门限估计值均为0.1008。
表4老龄化背景下政府间财政关系对人口流动的门限估计结果
纵向政府间关系模型(4)横向政府间关系模型(5)解释变量Rev(Old< 0.1008)4.1782***(0.7183)(Old> 0.1008)-1.2904*(0.7016)Exp(Old< 0.1008) 13.3301***(2.4626)(Old>0.1008)-10.7559***(2.2841)Rre(Old<0.1008) -1.9749***(0.5355)(Old>0.1008)-0.1323 (0.4312)控制变量Ppc-0.1547 (0.1558)-0.2344 (0.1754)Pfdi1.5085*** (0.1690)1.5291***(0.1752)obs338338P-value 0.00000.0000
注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)Old为门限变量人口老龄化水平；(3)括号中数字为标准差。
2.纵向财政关系的门限效应分析。根据表4模型(4)结果可以看出，地区老龄化水平达到门限值前，财政分权对流动人口规模的影响与固定效应模型结果一致。但超过老年人口占比超过门限值后，财政收入分权指标的影响仅表现出弱显著性，而财政支出分权指标在5%的显著性水平上对人口流动产生显著的负向影响，即当地区老龄化水平超过10.08%以后，省级以下政府承担的事权与支出责任越多，不仅不能吸引更多的流动人口迁入，反而会导致人口的大量流出。
老龄化程度加重后，财政支出分权对流动人口规模产生显著的负向影响，本文认为可以从以下方面进行解释：第一，老年人口的增加，会使得地方政府必须增加社会保障、医疗卫生等财政支出。在经济增速放缓、省市两级政府所分享的财政收入比例一致的前提下，省以下政府事权与支出责任的增加会减缓空间城镇化的速度，阻碍人口的流入。第二，政府财政投资的减少，并没有削弱对社会投资的“挤出效应”，反而使得大量资本流出。老年人口的增加，劳动人口占地区总人口的比重下降，这必然促使企业的用工成本大幅提高，促使企业外迁。最终当地工作机会减少，流动人口也会随之减少。第三，下级政府承担的财政事权增加，不仅压缩了基础设施建设支出，也使得地方政府无法获取足够的资金实现产业的升级转型，进一步限制了当地经济发展。第四，从省际层面来看，中青年劳动力向经济更发达的省份聚集，这些地区的经济增速、工作机会和工作待遇等都优于老龄化程度较高的省份。
3.横向财政关系的门限效应分析。表4模型(5)的结果表明，地市级(区县级)政府财政自主度变异系数Rre对流动人口规模也表现出门限效应。周黎安和吴敏指出区域内财政自主度差异程度越高，省级政府进一步上收财权的可能性越大[22]。当老龄化程度低于10.08%时，省级政府上收财权会使得下级政府财政收入分权指标下降，根据模型(4)财政收入分权的正向促进效应，此时区域内财政自主度差异水平增加会不利于流动人口的迁入。而且横向自主度变异系数越大，省级政府上收财权后用于转移支付的资金就会越多，从而挤占了省级政府用于GDP增长的财政资源，致使省际间流动人口减少。当老龄化水平超过10.08%后，转移支付增加会降低省以下政府的财政支出分权水平，从而对人口流入产生正向促进作用，但这也减少了省级政府经济建设资金，降低了对省际流动人口的吸引力，最终导致影响并不显著。
五、结论与政策建议
本文建立理论模型分析了老龄化背景下财政分权对人口流动的影响机理，并在此基础上，通过实证研究，分析了省以下财政分权对人口流动的门限效应。结果表明，在老龄化门限值前，纵向和横向财政分权指标都能对人口流动产生显著的影响，不过纵向的财政分权是促进人口的流入，横向的财政分权却是加快人口的流出；在门限值后，横向财政关系的影响不再显著，纵向财政分权支出指标则表现出对人口流入显著的抑制作用。基于模型结果和研究结论，本文认为可以从以下几个方面进一步提高人口流动性。
由于新媒体环境是处于网络虚拟环境中，大学生长时间沉迷于网络，容易产生信任危机与人格障碍。在网络上进行聊天，虽然能够提高学生的语言表达能力，但却会给学生盲目的个体满足感与存在感，在现实生活中难以有效的拓展人际关系。导致在日常生活中也难以信任其他人，从而产生信任危机，所以大学生思想政治教育工作面临着重大的挑战。
第一，完善分税制制度安排，合理划分省以下各级政府的财权和事权，按照财权与事权相匹配的原则，积极推动税权划分。省级政府应根据省以下各个地区老龄化水平，划分各个地区各级政府所应该承担事权。对于老龄化程度较高的地区，省级政府可以承担更多的支出责任。其次，按照财权与事权相匹配的原则，对各级政府的税收进行划分。并且可以借鉴德国、加拿大等国家的横向转移支付制度，将一部分增值税收入用于缩小地区间财力差异，以保障经济欠发达地区的基本公共服务供给。
我不知道历史上有没有同样命运的画家，身为权贵至少也是县官，同时擅书画者遭遇大起大落的情况倒是不乏，但仅仅以书画为业至多兼及艺术教育者中，却很难找到类似的例子。当然，艺术与政治的关系从来没有像今天这样密切。
第二，逐步改革户籍制度，给予流动人口市民待遇。首先，户籍制度导致的属地化的管理方式，尽管使得流动人口难以获得同等的公共服务，但是能将公共服务的供给责任落实到该级政府。出于短期内户籍制度大幅调整的可能性并不大，可以按照非户籍常住人口的不同类型，实行差异化的落户政策，从而增加流动人口市民化的机会。其次，对财力欠发达地区建立城镇建设用地增加规模、财政转移支付等同农业转移人口市民化挂钩机制，以提高其财政自主水平。最后，中央可以成立相应的社会调查评价机构，充分采纳当地居民对当地公共服务的意见和评价，将其纳入政治晋升的考核指标中，提高地方官员对公共服务供给的重视程度。
这些情态动词体现了ODC行为对未来产生的持续性影响，同时又含有较高确定性，体现了话语的权威性。时间趋近化虽然通常占比较少，但其重要作用可通过言后效果实现（Cap 2013：115）。在中方语料中，言后效果可通过情态动词的作用发挥，给听话人构建未来任意时刻都有可能产生威胁的心理表征，从而取缔了ODC现实行为的合法性，体现了中方视野的长远性和对未来的掌握。这同时也反映了在时间趋近化维度中，中方使用的主要是将来对现在的概念转移。
第三，推动落实国家级城市群建设，通过其辐射作用，实现公共服务均等化。资源的有限和不足决定了当前我国不能采用平均化的方式实现公共服务均等化。按照改革开放以来的经验，短期我国应该集中一部分财政资源用于国家级城市群建设，促进经济的高质量发展，吸引更多的劳动人口。在中长期要通过产业结构调整、产业转移等方式，实现特大城市、大城市与周边小城市的协同发展，将经济发达的流动人口逐步引导到中小城市。
第四，积极应对人口老龄化，调整相关政策。可以按照财政承受能力的强弱，对新生儿童实行相应的奖励政策。其次，中央应当承担科技、教育等公共产品更多的支出责任，以促进人力资本投入的增加。再次，积极推动第三方商业养老保险顶层设计，通过个人所得税税前扣除的方式鼓励参与商业养老保险，降低老年人口的养老风险，增加整个家庭的消费需求。最后，通过政府与社会合作资本的方式，大力扶持养老产业发展，在满足老龄人口的养老需求的同时，提供更多的工作的机会，吸引劳动力人口的不断流入。
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中图分类号：F812.7
文献标识码：A
文章编号：1003-5230(2019)01-0118-08
收稿日期：2018-09-26
基金项目：教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“经济新常态下社会事业财政投入重大问题研究”(17JZD014)；北京市社会科学基金重大项目“京津冀基本公共服务协同发展研究”(18ZDA10)
作者简介：
庞 伟(1989— )，男，重庆黔江人，中国人民大学公共管理学院博士生；
孙玉栋(1965— )，男，黑龙江嫩江人，中国人民大学公共管理学院教授。
(责任编辑：肖加元)
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