地方政府間策略互動(dòng)行為、財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

地方政府間策略互動(dòng)行為、財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言地方政府間策略互動(dòng)行為(strategicinteraction)一直是公共經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)重要研究主題。目前主要有三類理論用于刻畫地方政府間策略互動(dòng)行為的形成機(jī)制。第一類是財(cái)政政策外溢效應(yīng)機(jī)制(spillovereffectmechanism)，主要刻畫的是地方政府間策略互動(dòng)行為的直接形成機(jī)制，即財(cái)政政策的轄區(qū)外溢效應(yīng)會(huì)直接改變其他轄區(qū)政府偏好，從而導(dǎo)致地方政府行為具有明顯的空間相依性(spatialindependence)(Wilson，1996)。第二類是財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制(fiscalcompetitionmechanism)，最早可追溯到Tiebout(1956)，強(qiáng)調(diào)地方政府在地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)中通過財(cái)政手段爭(zhēng)奪有利于本地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的稀缺資源，從而表現(xiàn)為行為上的策略互動(dòng)(Wilson，1999；Brueckner，2000)。第三類是標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制(yardstickcompetitionmechanism)，主要側(cè)重于信息外溢性和政治體制對(duì)地方政府行為的影響，即由于存在信息外溢性，公眾往往會(huì)以其他地區(qū)政府行為表現(xiàn)作為本地區(qū)政府績(jī)效的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)，從而產(chǎn)生一種標(biāo)尺效應(yīng)，使得本地區(qū)政府在制定財(cái)政政策時(shí)，不得不考慮其他地區(qū)政府(特別是相鄰地區(qū)政府)行為(Salmon，1987；BesleyandCase，1995)。受上述理論研究的推動(dòng)，越來越多的學(xué)者開始從實(shí)證角度考察地方政府間策略互動(dòng)行為。目前的主要做法是利用空間計(jì)量模型估算地區(qū)稅負(fù)(或財(cái)政支出)反應(yīng)函數(shù)，檢驗(yàn)地區(qū)稅負(fù)(或財(cái)政支出)是否存在顯著的相互影響，從而識(shí)別地方政府間是否存在著策略互動(dòng)行為(Caseetal.,1993；Borcketal.,2006)。但這種方法往往不能很好地揭示出地方政府間策略互動(dòng)行為的形成機(jī)制，還需要一些額外檢驗(yàn)以識(shí)別主要是哪一種機(jī)制在發(fā)揮作用(Brueckner，2003)。Besley和Case(1995)在估算地區(qū)稅負(fù)反應(yīng)函數(shù)的基礎(chǔ)上，通過考察選民對(duì)本轄區(qū)政府支持率與鄰近轄區(qū)稅收政策的關(guān)系，指出標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制是美國(guó)州政府在稅收政策方面策略互動(dòng)行為的主要原因。Revelli(2004)在地方財(cái)政支出反應(yīng)函數(shù)中引入制度變革時(shí)間啞變量，發(fā)現(xiàn)標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制在英國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為的形成中發(fā)揮了重要作用。Baicker(2005)則指出，更為全面地考察不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定對(duì)地方政府間策略互動(dòng)行為的影響，有助于識(shí)別主要是哪一種機(jī)制在發(fā)揮作用①。改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)總體上一直呈現(xiàn)出持續(xù)高速增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，引起國(guó)內(nèi)外的廣泛關(guān)注。經(jīng)濟(jì)學(xué)家們紛紛致力于探究中國(guó)“經(jīng)濟(jì)奇跡”的內(nèi)在動(dòng)因，地方政府間策略互動(dòng)行為及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，則成為一個(gè)重要研究視角。但目前學(xué)術(shù)界關(guān)于我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為模式及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響還存在較大爭(zhēng)議。Qian和Weingast(1997)與Qian和Roland(1998)提出市場(chǎng)保護(hù)的聯(lián)邦主義理論(thetheoryofmarket-preservingfederalism)，認(rèn)為分權(quán)化制度安排有助于減少地方政府對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)部門的干預(yù)，保持和促進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程，從而有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。周黎安(2004，2007)詳細(xì)考察了政治晉升激勵(lì)對(duì)地方政府間策略互動(dòng)行為進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為地方官員的政治晉升競(jìng)爭(zhēng)是促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的一個(gè)重要?jiǎng)恿?，但也帶來了地方保護(hù)主義、重復(fù)建設(shè)以及區(qū)域間惡性競(jìng)爭(zhēng)等一系列負(fù)面影響。周業(yè)安(2003)利用一個(gè)博弈模型，指出由于垂直化行政管理架構(gòu)和資源流動(dòng)性的限制，地方政府在地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)中往往會(huì)采取保護(hù)性、掠奪型策略，從而導(dǎo)致資源配置效率低下，阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。喬寶云、范劍勇和馮興元(2005)則認(rèn)為我國(guó)的財(cái)政分權(quán)本質(zhì)上是一種中央政府委任制框架，且由于人口流動(dòng)性的限制，致使地方政府在地區(qū)博弈中更多地以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為導(dǎo)向，阻礙了社會(huì)福利水平的提高。郭慶旺和賈俊雪(2006)通過構(gòu)建一個(gè)博弈模型，指出地方政府在財(cái)政利益和政治晉升的雙重激勵(lì)下，總是有利用違規(guī)優(yōu)惠政策進(jìn)行引資的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)，從而對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定造成巨大沖擊。此外，也有一些學(xué)者從實(shí)證角度考察了我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為及其經(jīng)濟(jì)影響。例如，沈坤榮和付文林(2006)以及王守坤和任保平(2008)詳細(xì)考察了我國(guó)省級(jí)政府在稅收政策方面的策略互動(dòng)行為，李永友和沈坤榮(2008)以及李濤和周業(yè)安(2009)則深入剖析了我國(guó)省級(jí)政府在財(cái)政支出方面的策略互動(dòng)行為。本文以我國(guó)省份現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，運(yùn)用空間計(jì)量模型就我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為模式、形成機(jī)制及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作實(shí)證研究。與已有研究成果相比，本文的特色主要體現(xiàn)在以下3個(gè)方面：(1)以往研究主要關(guān)注于1994年分稅制改革以來我國(guó)地方政府間的策略互動(dòng)行為，本文則詳細(xì)考察了20世紀(jì)80年代中期以來我國(guó)地方政府間的策略互動(dòng)行為及其跨時(shí)差異，這不僅有助于深刻揭示財(cái)政管理體制變革對(duì)我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為模式的影響，也有助于我們更好地認(rèn)識(shí)和理解我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為模式及其形成機(jī)制的歷史演變。(2)以往研究往往忽略了對(duì)地方政府間策略互動(dòng)行為形成機(jī)制的深入剖析，本文則通過考察不同空間權(quán)重矩陣設(shè)定(即省份特征空間權(quán)重矩陣包括地理相鄰和人均產(chǎn)出空間權(quán)重矩陣，以及資源流動(dòng)空間權(quán)重矩陣包括人口流動(dòng)和FDI空間權(quán)重矩陣)對(duì)地方政府間策略互動(dòng)行為的影響，以更好地識(shí)別地方政府間策略互動(dòng)行為的形成機(jī)制和影響因素。(3)在估算地方政府財(cái)政支出反應(yīng)函數(shù)時(shí)，由于引入了空間滯后項(xiàng)以及存在著共同沖擊所導(dǎo)致的擾動(dòng)項(xiàng)的空間相關(guān)性，一般方法得到估算結(jié)果將是有偏和非一致的。為此，本文采用空間廣義矩估計(jì)(SpatialGMM)以更好地校正上述兩種空間相關(guān)性所帶來的估算偏差。二、地方政府間策略互動(dòng)行為及其形成機(jī)制本節(jié)以我國(guó)29個(gè)省份1986-2006年間的現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用空間計(jì)量模型估算省份財(cái)政支出政策反應(yīng)函數(shù)，探究我國(guó)省級(jí)政府間策略互動(dòng)行為及其形成機(jī)制②。數(shù)據(jù)主要來源于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編(1949-2004)》、歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》。(一)模型設(shè)定遵循已有研究的普遍做法，我們考慮如下形式的省份財(cái)政支出政策反應(yīng)函數(shù)：LG=ρWLG+Xβ+ε(1)其中，LG為省份財(cái)政支出向量，我們不僅考慮財(cái)政總支出包括預(yù)算內(nèi)和預(yù)算外支出，還特別考慮各類支出項(xiàng)目包括經(jīng)濟(jì)性支出、社會(huì)性支出和維持性支出，并分別用基本建設(shè)、文教科衛(wèi)和行政管理支出近似加以度量(賈俊雪、郭慶旺，2008)。所有財(cái)政支出變量均利用省份人口和商品價(jià)格指數(shù)折算為1978年為基期的人均實(shí)際值，并取自然對(duì)數(shù)。W為空間權(quán)重矩陣，WLG為省份財(cái)政支出向量的空間滯后項(xiàng)，ρ為影響系數(shù)，反映了省份財(cái)政支出政策的相互影響。ρ顯著不為0，意味著省級(jí)政府間存在著策略互動(dòng)行為：ρ＞0表明省級(jí)政府采取的是互補(bǔ)性策略，ρ＜0表明省級(jí)政府采取的是替代性策略。X為控制變量向量，ε為誤差項(xiàng)，方差為?？臻g權(quán)重矩陣W度量了不同地區(qū)社會(huì)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密程度，反映了對(duì)于某一地區(qū)而言其他地區(qū)的重要性。本文采取先驗(yàn)設(shè)定的方法(Caseetal.，1993；Baicker，2005；Revelli，2005；Borcketal.，2006)，并依據(jù)不同研究目的，考慮兩類空間權(quán)重矩陣。第一類空間權(quán)重矩陣主要從省份特征入手，目的在于識(shí)別哪些特征對(duì)于我國(guó)省級(jí)政府間策略互動(dòng)行為更為重要，具體包括：(1)地理相鄰空間權(quán)重矩陣，即依據(jù)兩個(gè)省份是否擁有共同邊界來設(shè)定空間權(quán)重矩陣，以考察地理因素的重要性。具體構(gòu)造是，第i個(gè)省份和第j個(gè)省份若擁有共同邊界，則空間權(quán)重取值為1，否則取值為0。(2)人均產(chǎn)出空間權(quán)重矩陣，即依據(jù)省份人均產(chǎn)出水平的相近程度設(shè)定空間權(quán)重矩陣，以考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的重要性。具體構(gòu)造是，空間權(quán)重分別為樣本期內(nèi)第i個(gè)省份和第j個(gè)省份人均產(chǎn)出均值。第二類空間權(quán)重矩陣主要從經(jīng)濟(jì)資源流動(dòng)的角度入手，目的在于識(shí)別我國(guó)省級(jí)政府間策略互動(dòng)行為的形成機(jī)制。鑒于財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)的主要目的在于吸引有利于本地區(qū)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)資源，因此我們可以依據(jù)這類空間權(quán)重矩陣模型的估算結(jié)果來識(shí)別財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制在我國(guó)省級(jí)政府間策略互動(dòng)行為的形成中是否發(fā)揮了重要作用——如果采取這類空間權(quán)重設(shè)定得到的影響系數(shù)ρ相對(duì)更大或更顯著，那么意味著經(jīng)濟(jì)資源流動(dòng)是左右我國(guó)省份政府間策略互動(dòng)行為的重要因素，即財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制是省級(jí)政府間策略互動(dòng)行為的重要形成機(jī)制③。具體包括：對(duì)于控制變量X，我們主要依據(jù)已有研究和中國(guó)現(xiàn)實(shí)加以設(shè)定。一般而言，政府支出規(guī)模主要取決于民族構(gòu)成等因素導(dǎo)致的公共服務(wù)提供成本差異以及經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展帶來的公共服務(wù)需求(Heshmati，2001；Ardagna，2004)。此外，還有大量研究表明，政府支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)開放程度密切相關(guān)(Rodrik，1998；楊燦明、孫群力，2008)。因此，我們引入人均實(shí)際產(chǎn)出(以1978年為基期，并取自然對(duì)數(shù))、人口密度(取自然對(duì)數(shù))、少數(shù)民族人口比重和省份進(jìn)出口總額與產(chǎn)出比值來捕捉上述因素對(duì)我國(guó)省級(jí)政府支出規(guī)模的影響。在我國(guó)，地方政府支出規(guī)模的發(fā)展變化除了與上述一般因素有關(guān)以外，更為重要的是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和財(cái)政管理體制變革帶來的地方政府職能、激勵(lì)約束機(jī)制以及行為模式轉(zhuǎn)變的影響。因此，我們進(jìn)一步引入非公有制企業(yè)職工比重、財(cái)政分權(quán)和財(cái)政分權(quán)分稅制改革時(shí)間啞變量以捕捉市場(chǎng)化進(jìn)程和財(cái)政管理體制演進(jìn)對(duì)我國(guó)省份財(cái)政支出規(guī)模的影響。同時(shí)，鑒于我國(guó)存在較為突出的財(cái)政縱向失衡即各級(jí)政府的事權(quán)與財(cái)權(quán)不匹配問題，我們將財(cái)政分權(quán)區(qū)分為財(cái)政支出分權(quán)和財(cái)政收入分權(quán)并同時(shí)納入回歸方程⑤。(二)估算結(jié)果(2)誤差項(xiàng)空間自相關(guān)問題?，F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，地方財(cái)政支出政策會(huì)受到一些共同沖擊如整個(gè)國(guó)家財(cái)政政策變化的影響，這會(huì)導(dǎo)致模型(1)中的擾動(dòng)項(xiàng)具有空間自相關(guān)性，即ε=λWε+υ，其中λ為空間自相關(guān)系數(shù)，υ為獨(dú)立同分布的誤差項(xiàng)。這兩種形式的空間相關(guān)性問題都會(huì)導(dǎo)致OLS回歸結(jié)果是有偏和非一致的(Anselin，1988；AnselinandBera，1998)。事實(shí)上，由MoranI空間相關(guān)性和LM空間誤差相關(guān)性檢驗(yàn)可知，各模型在樣本期內(nèi)基本上都存在著兩種形式的空間相關(guān)性，因此我們采用空間廣義矩估計(jì)(SpatialGMM)加以校正(Anselin，1988；LeSage，1997)。同時(shí)，為了消除可能存在的解釋變量?jī)?nèi)生性問題，我們對(duì)控制變量均采用滯后1期值。此外，為了便于比較，我們也給出省份預(yù)算內(nèi)支出反應(yīng)函數(shù)的OLS估算。表1～表3分別給出我國(guó)省份財(cái)政支出(包括預(yù)算內(nèi)支出和預(yù)算外支出)以及各類支出項(xiàng)目(包括經(jīng)濟(jì)性支出、社會(huì)性支出與維持性支出)反應(yīng)函數(shù)的具體檢驗(yàn)和估算結(jié)果。對(duì)比表1中的OLS和空間GMM估算結(jié)果，可以看出在校正了空間相關(guān)性帶來的估算偏差后，預(yù)算內(nèi)支出空間滯后項(xiàng)的影響系數(shù)和統(tǒng)計(jì)顯著性均出現(xiàn)明顯變化：在地理相鄰、人均產(chǎn)出和人口流動(dòng)空間權(quán)重矩陣模型中，預(yù)算內(nèi)支出空間滯后項(xiàng)的影響系數(shù)均為正值(大小在0.103～0.206之間)，且具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性，其中地理相鄰和人口流動(dòng)空間權(quán)重矩陣模型中預(yù)算內(nèi)支出的相互影響更為突出；在FDI空間權(quán)重矩陣模型中，預(yù)算內(nèi)支出空間滯后項(xiàng)的影響系數(shù)雖為負(fù)值，但并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明，1986-2006年間，我國(guó)省級(jí)政府在預(yù)算內(nèi)支出的使用上存在顯著的策略互動(dòng)行為，且主要采取的是互補(bǔ)性策略，而且這種策略互動(dòng)行為在地理相鄰省份之間表現(xiàn)得更為突出，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近省份之間則相對(duì)較弱。進(jìn)一步對(duì)比兩類空間權(quán)重矩陣設(shè)定的估算結(jié)果，可以看出勞動(dòng)力資源流動(dòng)是影響我國(guó)省份預(yù)算內(nèi)支出策略互動(dòng)的一個(gè)最為重要的因素，這意味著財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制在預(yù)算內(nèi)支出策略互動(dòng)的形成中發(fā)揮了至關(guān)重要的作用，并突出表現(xiàn)為對(duì)勞動(dòng)力的爭(zhēng)奪。與預(yù)算內(nèi)支出相似，預(yù)算外支出空間滯后項(xiàng)在各模型中的影響系數(shù)也均為正值，且具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性，表明我國(guó)省級(jí)政府在預(yù)算外支出的使用上同樣采取的是互補(bǔ)性競(jìng)爭(zhēng)策略(見表2)。但與預(yù)算內(nèi)支出相比，預(yù)算外支出的正向相互影響力度更大(影響系數(shù)在0.393～0.457之間)。此外，對(duì)比不同空間權(quán)重矩陣模型的估算結(jié)果，可以看出省份預(yù)算外支出競(jìng)爭(zhēng)不僅突出表現(xiàn)在對(duì)勞動(dòng)力資源的爭(zhēng)奪上，外資因素的影響同樣也十分顯著，而且在地理相鄰和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近省份之間均表現(xiàn)得十分突出。由此可見，改革開放以來，我國(guó)省級(jí)政府更多地是以預(yù)算外支出作為競(jìng)爭(zhēng)手段以吸引有利于本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的稀缺資源。究其原因，主要在于我國(guó)的財(cái)政分權(quán)本質(zhì)上是一種中央政府委任制框架，因而很大程度上限制了省級(jí)政府預(yù)算內(nèi)支出的自主權(quán)，致使省級(jí)政府更多地借助于預(yù)算外支出來實(shí)現(xiàn)其競(jìng)爭(zhēng)策略。具體到各類支出項(xiàng)目，由表2和表3可以看出，經(jīng)濟(jì)性支出和社會(huì)性支出空間滯后項(xiàng)的回歸系數(shù)總體上都為正值(回歸系數(shù)的大小分別在0.203～0.384之間和0.067～0.187之間)，且具有較好的統(tǒng)計(jì)顯著性，其中在地理相鄰和人口流動(dòng)空間權(quán)重矩陣模型中表現(xiàn)得更為突出；省份維持性支出的相互影響則并不明確，在地理相鄰和人口流動(dòng)空間權(quán)重矩陣模型中表現(xiàn)為正向相互影響但不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，在人均產(chǎn)出和FDI空間權(quán)重矩陣模型中則呈現(xiàn)為反向相互影響，其中FDI空間權(quán)重矩陣模型中的相互影響具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明，1986-2006年間，我國(guó)省級(jí)政府在基本建設(shè)等經(jīng)濟(jì)性支出和文教科衛(wèi)等社會(huì)性支出方面主要采用的是互補(bǔ)性競(jìng)爭(zhēng)策略，并突出表現(xiàn)在那些地理相鄰省份對(duì)勞動(dòng)力資源的爭(zhēng)奪方面，而在行政管理等維持性支出的使用上則以替代性競(jìng)爭(zhēng)策略為主，外資因素在其中發(fā)揮了主要作用。對(duì)于控制變量而言，由表1和表2可以看出，財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)省份預(yù)算內(nèi)和預(yù)算外支出均具有顯著影響，并且這些影響具有明顯的非對(duì)稱性：財(cái)政支出分權(quán)對(duì)預(yù)算內(nèi)和預(yù)算外支出具有顯著的正影響，財(cái)政收入分權(quán)則具有顯著的負(fù)影響。財(cái)政分權(quán)對(duì)各類支出項(xiàng)目的影響同樣具有明顯的非對(duì)稱性：財(cái)政支出分權(quán)對(duì)各類支出項(xiàng)目具有顯著的正影響，財(cái)政收入分權(quán)則具有顯著的負(fù)影響，其中財(cái)政收支分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)性支出的影響力度最為突出，對(duì)維持性支出的影響最弱。究其原因，主要在于財(cái)政縱向失衡弱化了地方政府的預(yù)算約束，導(dǎo)致財(cái)政收支分權(quán)對(duì)地方政府的激勵(lì)和約束機(jī)制出現(xiàn)了明顯分離(JinandZou，2002；Rodden，2003；Fiva，2006)。1994年分稅制改革以來，情況則發(fā)生明顯改變：財(cái)政支出分權(quán)對(duì)預(yù)算內(nèi)支出、預(yù)算外支出、經(jīng)濟(jì)性支出和社會(huì)性支出均具有顯著的負(fù)影響，對(duì)維持性支出的負(fù)影響則不具有統(tǒng)計(jì)顯著性；財(cái)政收入分權(quán)對(duì)預(yù)算外支出和經(jīng)濟(jì)性支出具有顯著的正影響，對(duì)預(yù)算內(nèi)支出和社會(huì)性支出同樣具有正影響但并不顯著，對(duì)維持性支出雖具有負(fù)影響但也不顯著。對(duì)于其他控制變量的影響，我們可以得到如下幾點(diǎn)認(rèn)識(shí)：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)我國(guó)省份預(yù)算內(nèi)支出、預(yù)算外支出和各類支出項(xiàng)目均具有顯著的正影響，表明我國(guó)省份財(cái)政支出總體上較好地適應(yīng)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要。(2)人口密度對(duì)省份預(yù)算內(nèi)支出和維持性支出具有負(fù)影響，其中對(duì)維持性的負(fù)影響具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性，對(duì)預(yù)算外支出和經(jīng)濟(jì)性支出具有顯著的正影響，對(duì)社會(huì)性支出的影響則較為模糊，意味著我國(guó)地方公共服務(wù)特別是行政管理服務(wù)具有一定的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而基礎(chǔ)設(shè)施服務(wù)則存在較為顯著的擁擠效應(yīng)。少數(shù)民族人口比重在預(yù)算外支出以外的所有模型中的回歸系數(shù)均為正值且具有較好的統(tǒng)計(jì)顯著性，表明我國(guó)省份財(cái)政支出總體上較好地顧及了公共服務(wù)提供成本差異。(3)非公有制企業(yè)職工比重的回歸系數(shù)均為正值，且具有很好的統(tǒng)計(jì)顯著性，意味著市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)我國(guó)地方政府支出規(guī)模具有顯著的促進(jìn)作用，這可能與我國(guó)采取的漸進(jìn)式改革導(dǎo)致大量雙重行政機(jī)構(gòu)并存以及國(guó)有企業(yè)改革致使大量職工下崗從而加重政府支出負(fù)擔(dān)有關(guān)；經(jīng)濟(jì)開放度的提高總體上有助于降低我國(guó)地方政府支出規(guī)模，但同時(shí)也在一定程度上促使地方政府更加關(guān)注基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。三、地方政府間策略互動(dòng)行為的跨時(shí)差異改革開放以來，我國(guó)財(cái)政管理體制經(jīng)歷了兩次重大變革，即20世紀(jì)80年代中期的財(cái)政承包制改革和1994年的分稅制改革：財(cái)政承包制改革確定了地方政府“剩余占有者”的地位，使額外增長(zhǎng)的稅收大部分歸地方政府支配；1994年分稅制改革的主要目的在于扭轉(zhuǎn)中央財(cái)政在財(cái)政收入分配中的不利地位，具有較為明顯的集權(quán)特色。那么，這兩次重大的體制變革對(duì)我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為模式具有怎樣的影響？顯然，澄清這一問題將有助于我們更好地認(rèn)識(shí)和理解我國(guó)財(cái)政管理體制變革對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響⑥。為此，本節(jié)進(jìn)一步利用空間計(jì)量模型估算1986-1993年間和1994-2006年間兩個(gè)子樣本期內(nèi)省份預(yù)算內(nèi)支出、預(yù)算外支出和各類支出項(xiàng)目反應(yīng)函數(shù)，以考察我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為的跨時(shí)差異。表4給出主要估算結(jié)果和檢驗(yàn)結(jié)果。由表4可以看出，1986-1993年間，我國(guó)省份財(cái)政總支出(包括預(yù)算內(nèi)支出和預(yù)算外支出)以及各類支出項(xiàng)目(包括經(jīng)濟(jì)性支出、社會(huì)性支出和維持性支出)都存在顯著的正向相互影響，且在地理相鄰和人口流動(dòng)空間權(quán)重矩陣模型中體現(xiàn)得尤為突出，意味著這一階段我國(guó)省份特別是地理相鄰省份之間主要采取的是互補(bǔ)性支出競(jìng)爭(zhēng)策略，并突出表現(xiàn)為對(duì)勞動(dòng)力資源的爭(zhēng)奪，外資因素的影響則相對(duì)較弱。究其原因，很可能在于我國(guó)的對(duì)外開放戰(zhàn)略是一種漸進(jìn)式推進(jìn)戰(zhàn)略，20世紀(jì)90年代中期以前主要是以沿海地區(qū)為戰(zhàn)略重點(diǎn)，分階段、分層次地逐步推進(jìn)(吳敬璉，2003)，因此這一時(shí)期地方政府在吸引外資方面更多地是受國(guó)家整體開放戰(zhàn)略的影響，自主競(jìng)爭(zhēng)的空間較為有限。另一方面，還可能在于財(cái)政承包制改革使地方政府在稅收政策方面擁有較大的自主權(quán)，因此可以更多地借助于稅收競(jìng)爭(zhēng)手段來吸引外資，從而制約了財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)手段的運(yùn)用(郭慶旺、趙志耘，2005)。而這一時(shí)期，雖然我國(guó)人口流動(dòng)還存在著諸多障礙，但引進(jìn)人才已成為各地區(qū)發(fā)展經(jīng)濟(jì)的一個(gè)重要策略，由于稅收手段在這方面的作用較為有限，因而地方政府更多地是利用財(cái)政支出手段來實(shí)現(xiàn)這一競(jìng)爭(zhēng)策略。此外，表4的估算結(jié)果還表明，這一時(shí)期，預(yù)算外支出在我國(guó)省份間支出競(jìng)爭(zhēng)中發(fā)揮著重要作用，而基本建設(shè)等經(jīng)濟(jì)性支出則成為預(yù)算內(nèi)支出競(jìng)爭(zhēng)的主要手段。1994年分稅制改革以來，我國(guó)省級(jí)政府間策略互動(dòng)行為模式發(fā)生了明顯改變：省份預(yù)算內(nèi)支出既存在著正向相互影響，也存在著反向相互影響，但這些影響均不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明1994年以來我國(guó)省級(jí)政府在預(yù)算內(nèi)支出的使用上并不存在明顯的策略互動(dòng)行為；省級(jí)政府在預(yù)算外支出的使用上仍采取的是互補(bǔ)性競(jìng)爭(zhēng)策略，但競(jìng)爭(zhēng)力度明顯減弱，外資因素的影響則明顯增強(qiáng)；省級(jí)政府在經(jīng)濟(jì)性支出方面不存在顯著的策略互動(dòng)行為，在維持性支出方面則采取了明顯的替代性競(jìng)爭(zhēng)策略，在社會(huì)性支出方面的競(jìng)爭(zhēng)性行為總體上有所減弱并出現(xiàn)明顯分化，對(duì)勞動(dòng)力資源的爭(zhēng)奪主要運(yùn)用的是互補(bǔ)性競(jìng)爭(zhēng)策略，吸引外資方面則采取的是替代性競(jìng)爭(zhēng)策略。上述分析表明，財(cái)政管理體制變革對(duì)我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為模式產(chǎn)生了巨大影響?？傮w而言，1994年分稅制改革對(duì)我國(guó)地區(qū)間財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)起到了明顯的弱化作用。究其原因，在于1994年分稅制改革的主要目的在于扭轉(zhuǎn)中央財(cái)政在整個(gè)財(cái)政收入分配的不利地位，具有顯著的集權(quán)特色，突出表現(xiàn)在這一時(shí)期我國(guó)財(cái)政收入呈現(xiàn)出強(qiáng)集權(quán)態(tài)勢(shì)。因此，盡管這一時(shí)期我國(guó)財(cái)政支出分權(quán)水平變化不大，但由于政府間財(cái)政收支責(zé)任安排出現(xiàn)了明顯背離，致使地方政府的財(cái)政支出在很大程度上需要依賴于中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的資金支持，而我國(guó)中央財(cái)政轉(zhuǎn)移支付又是以規(guī)定用途的專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付為主，這極大限制了地方政府在預(yù)算內(nèi)支出方面的自主權(quán)，從而導(dǎo)致地區(qū)間財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)的弱化。具體到各類支出，盡管1994年以來，我國(guó)地方政府承擔(dān)的社會(huì)性支出特別是經(jīng)濟(jì)性支出責(zé)任較以前有所增加，但由于同樣的原因，這些支出責(zé)任中很大一部分屬于中央政府委托事務(wù)，地方政府自主權(quán)較差，從而弱化了地方政府在和社會(huì)性支出特別是經(jīng)濟(jì)性支出方面的競(jìng)爭(zhēng)性行為。而這一時(shí)期維持性支出的大幅集權(quán)致使地方政府開始更多地依據(jù)本地區(qū)的實(shí)際情況出發(fā)采取差別化做法，從而導(dǎo)致維持性支出競(jìng)爭(zhēng)從1994年以前的互補(bǔ)性模式轉(zhuǎn)變?yōu)樘娲阅Ｊ舰?。?duì)于預(yù)算外支出而言，由于地方政府擁有相對(duì)較大的自主權(quán)，因此盡管出現(xiàn)了明顯弱化，但仍呈現(xiàn)出顯著的競(jìng)爭(zhēng)性行為。此外，這一時(shí)期我國(guó)已經(jīng)步入全面對(duì)外開放階段，因此對(duì)外資的爭(zhēng)奪成為各地區(qū)財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)的一個(gè)重要目的。緊接著的問題是，我國(guó)地方政府間策略互動(dòng)行為的這種變化對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生怎樣的影響？這些影響的程度有多大？本文不僅要澄清這些影響，更為重要的是試圖從中揭示出我國(guó)地區(qū)間財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)的本質(zhì)。四、地方政府間策略互動(dòng)行為對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響對(duì)于財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)是否有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，目前學(xué)術(shù)界存在兩種截然相反的觀點(diǎn)：公共選擇學(xué)派認(rèn)為地方政府本質(zhì)上是利維坦式的，追求自身規(guī)模最大化，因而財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)有助于約束地方政府行為，促使其更加關(guān)注本地區(qū)居民偏好，提高政府支出效率、優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，進(jìn)而有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(BrennanandBuchanan，1980)；傳統(tǒng)公共經(jīng)濟(jì)學(xué)派則認(rèn)為過度激化的財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)將迫使追求公共利益最大化的地方政府采取避高就低(racetobottom)的競(jìng)爭(zhēng)策略，從而導(dǎo)致無效率的低水平政府支出規(guī)模和扭曲的支出結(jié)構(gòu)，進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Wilson，1986；ZodrowandMieszkowski，1986)。本節(jié)利用空間計(jì)量模型考察我國(guó)省份財(cái)政支出的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，以深入剖析我國(guó)省級(jí)政府在財(cái)政支出政策方面的策略互動(dòng)行為對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，進(jìn)而揭示我國(guó)地區(qū)間財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)的本質(zhì)。(一)模型設(shè)定鑒于資源流動(dòng)和貿(mào)易交往會(huì)導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很強(qiáng)的相互影響，因此我們構(gòu)造如下形式的空間計(jì)量模型：Gy=ρWGy+αFe+βFeDumn94+γX+ε(2)其中，Gy為省份人均實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率向量，W為空間權(quán)重矩陣，我們采取上文中的4種設(shè)定形式，WGy為省份人均實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)率的空間滯后量，ρ為影響系數(shù)，反映了省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互影響。凡為核心解釋變量——省份財(cái)政支出變量，我們分別考慮財(cái)政總支出(包括預(yù)算內(nèi)支出和預(yù)算外支出)以及各類支出項(xiàng)目(包括經(jīng)濟(jì)性支出、社會(huì)性支出和維持性支出)，并同樣采取人均實(shí)際值的自然對(duì)數(shù)。FeDum94為省份財(cái)政支出變量分稅制改革時(shí)間啞變量，即1994年以前為Fe乘以0，1994年及其后為Fe乘以1，用以捕捉1994年分稅制改革以來地方政府間策略互動(dòng)行為模式改變對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。ε為誤差項(xiàng)。對(duì)于控制變量X，我們主要考慮如下變量：(1)物質(zhì)資本投資率，即物質(zhì)資本投資與產(chǎn)出的比值；(2)人力資本投資水平，我們利用中等學(xué)校和高等學(xué)校在校學(xué)生總數(shù)與勞動(dòng)力的比值加以度量，同時(shí)為了反映人力資本投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響，采用滯后5年移動(dòng)平均值(Mankiwetal.，1992)；(3)勞動(dòng)力變量，用以考察勞動(dòng)力市場(chǎng)表現(xiàn)包括就業(yè)率和勞動(dòng)參與率變化對(duì)人均產(chǎn)出增長(zhǎng)的影響，由于各省份缺乏失業(yè)率和勞動(dòng)參與率數(shù)據(jù)，我們用各省份勞動(dòng)力與人口的比值來近似代替；(4)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用實(shí)際人均產(chǎn)出的5年移動(dòng)平均值的自然對(duì)數(shù)加以度量，以捕捉可能存在的經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)(LinandLiu，2000)；(5)經(jīng)濟(jì)開放度，用各省份進(jìn)出口總額與產(chǎn)出的比值加以