三、计量结果分析
从表5.3中我们可以看到，县级财政自给率与县级基本公共服务供给水平呈现正相关关系，并且结果显著。
首先用Pooled OLS估计，结果如列（1）所示，显示县级财政自给率对县域基本公共服务的影响为正，且在5%的显著性水平上显著。
如果存在遗漏变量与县级财政自给率相关，且又影响县域基本公共服务水平，那么Pooled OLS估计结果就是有偏且不一致的，遗漏变量可能是样本的资源禀赋、县域基本公共服务的初始水平等。为了解决这个问题，我们通过Hausman检验，我们放弃随机效应模型，选择采用固定效应模型，使用FE-OLS估计。结果如列（2）所示。同样显示县级财政自给率对县域基本公共服务的影响为正，且结果高度显著。
表5.3 地方财政自给率对基本公共服务供给的回归结果
注：括号中为稳健标准误；***、**、*表示1%、5%、10%的统计水平显著。
由于基本公共服务的水平显而易见的受到上一期的影响，我们在列（2）的基础上，将县域基本公共服务的一阶滞后项放入解释变量中，结果如列（3）所示，显示县级财政自给率对县域基本公共服务的影响为正，且在5%的显著性水平上显著。(https://www.daowen.com)
由于列（3）中包含了被解释变量的滞后项，其与误差项相关，会使得FEOLS估计结果变得有偏且不一致；同时，模型可能存在一定的内生性问题。所以，我们进而采用Diff-GMM估计，Diff-GMM估计可以有效缓解此类内生性问题。Diff-GMM结果如列（4）所示，通过AR（1）检验和AR（2）检验，接受扰动项无自相关的原假设；通过Hansen检验，无法拒绝没有存在过度识别的原假设；所以运用Diff-GMM估计是合理的。结果显示，县级财政自给率对县级基本公共服务水平有正向影响，且在1%的显著性水平上显著。
就总体情况而言，县级财政自给率对县级基本公共服务供给的影响为正，且结果高度显著。这也就是说，县级财政自给能力越高，基本公共服务供给的水平就越高，均等化水平就越高。鉴于县级财政自给能力对县级基本公共服务的影响为正，且高度显著，县级财力大小是因，基本公共服务的提供为果，要解决县级财政困难问题，提高它们提供基本公共服务的保障水平，必须要改善县级政府自身的财力状况，虽然加大对县级政府的转移支付，提高它们的可支配财力固然重要，但过度对上级转移支付的依赖，也可能会导致县级财力的不确定和不稳定，本书认为，增强县级政府自主发展能力和财政自给能力是县级财政解困的首要目的。
财政分权对县级基本公共服务的影响为负，且较为显著。国内有不少研究也得出这样的研究结论，林江、孙辉、黄亮雄[9]、宋文昌[10]等认为中国式财政分权框架造成了严重的区域间基本公共服务非均等化。Yin认为财政分权将导致地区间在财政收入上的差距，进而影响地区间公共服务的供给水平，导致区域间基本公共服务非均等化[11]。
模型1中的控制变量财政分权之所以没有改善县级政府基本公共服务的供给状况，是由于中国式财政分权的不彻底，中国在政治上是典型的单一制国家，政治上和行政上是高度集权，地方政府没有税收立法权和公开举债权，政府间财政关系不稳定，现行的分税制只确认和规范了中央和省级政府的财政关系，而省与下级政府之间的财政体制则尚不规范，政府间存在着事权与财权和财力的不匹配，越是基层政府承担的支出责任越大，但缺乏相应的财权和财力，县级财政缺口较大，再加上由于各地经济发展、自然禀赋不同而导致的地区间差异，结果中国式财政分权导致了县级基本公共服务提供的不足和地区间的非均等化。
人均GDP与县级基本公共服务提供呈正相关关系，但显著性不够强，这意味着随着人均GDP的提高，政府会将更多的资源投入到公共服务中，之所以显著性不强，主要是目前绝大多数县域经济比较薄弱，因此大力发展县域经济非常重要。
乡村人口比重与县级基本公共服务的供给也是存在着正相关的关系，但不显著。因为县级政府主要服务的对象是农村人口，为广大农村人口提供基本公共服务是县级政府的主要职能。通常来说，乡村人口占比比较大的县一般都是农业县，因农业利益比较低，财政状况较差，因而靠自身财力提供基本公共服务的压力就较大，这从一个侧面反映了县级财政在公共产品和公共服务领域投入的不足，因此，需要加大财政对农业县的转移支付力度。
县级人均一般公共预算收入与县级基本公共服务均等化也存在着正相关的关系，但不显著。而县级人均一般预算支出对基本公共服务均等化产生正面影响且非常显著，因为财政支出会直接形成对基本公共服务的提供。