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2019 , Vol. 39 >Issue 9: 24 - 30

DOI: https://doi.org/10.15957/j.cnki.jjdl.2019.09.004

区域经济理论与方法

预算软约束下地方政府财政支出竞争策略的空间经济效应

  • 李承怡
展开
  • 中国财政科学研究院，中国 北京 100142

李承怡（1991—），女，湖南岳阳人，博士研究生。主要研究方向为财政理论与政策。E-mail：。

收稿日期: 2019-04-10

  修回日期: 2019-07-15

  网络出版日期: 2025-04-17

基金资助

国家自然科学基金项目(71873045)

收起

Spatial Economic Effects of Local Government Expenditure Competition Strategy under the Background of Budget Soft Constraint

  • LI Chengyi
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  • Chinese Academy of Fiscal Sciences，Beijing 100142，China

Received date: 2019-04-10

  Revised date: 2019-07-15

  Online published: 2025-04-17

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摘要

财政支出竞争作为地方政府争夺要素资源的主要方式之一，一方面有效地促进地方经济的快速发展，但另一方面也造成要素资源空间配置效率的损失。文章构建一个软预算约束条件下的地方政府间财政支出竞争模型，并基于2009—2017年的省级面板数据，运用空间杜宾模型实证分析不同类型财政支出竞争策略的空间经济效应。研究发现：公共投资与公共服务两类支出均能吸引资本等要素的流入，因而各地区表现出财政支出的“逐底竞争”。其中，公共投资竞争策略相较于公共服务策略，对资本要素的吸引力更强，这也是造成我国地方政府财政支出“重基建、轻民生”的结构扭曲的原因之一。

关键词： 财政支出竞争; 地方政府; 预算软约束; 要素流动; 财政分权; 资源错配

本文引用格式

李承怡 . 预算软约束下地方政府财政支出竞争策略的空间经济效应[J]. 经济地理, 2019 , 39(9) : 24 -30 . DOI: 10.15957/j.cnki.jjdl.2019.09.004

Abstract

Government expenditure competition is a major way for local governments to compete for factor resources. On the one hand, it has effectively promoted the rapid growth of local economy, but on the other hand, it has also caused the loss of efficiency in the spatial allocation of factor resources. This paper constructs the expenditure competition model among the local governments from the perspective of budget soft constraints, and empirically analyzes the spatial economic effects of different types of government expenditure competition strategies applying the Spatial Durbin Model based on the provincial panel data from 2009 to 2017. The study finds that both public investment and public service expenditures can attract the inflow of capital and other factors, so each region shows a "race-to-bottom competition" on government expenditure. Moreover, compared with the public service, the public investment competition strategy is more attractive to capital inflow, which explain the reasons for the structural distortion of "emphasizing infrastructure and neglecting people's livelihood" of local government expenditure.

Key words： government expenditure competition; local government; budget soft constraint; factor flow; fiscal decentralization; misallocation of resources

目前，在地方政府财政竞争行为的判断与认知上呈现出两类明显不同的研究结论。以宋马林等为代表的一类研究认为，改革开放以来，地方政府间财政竞争造成的地方保护以及由此产生的市场分割，导致了资源错配，对当前实体经济发展产生了严重的负面影响[1]；另一些学者则认为，地方政府的不作为造成的地区间发展硬性、软性环境差异，导致了资源配置的低效率和TFP损失[2-3]。陈甬军等发现政府公共支出规模与市场一体化之间存在“倒U型”关系，适度的政府干预能够促进市场一体化的推进，只是需警惕“过犹不及”[4]。
从本质上讲，上述现象属于地方政府间财政竞争与资源空间配置之间的关系问题，即主要是基于行政管辖权的地方政府间财政竞争与基于市场机制发挥决定性作用的资源空间配置之间的矛盾及其相互作用的结果。一方面，财政分权是现代国家治理体系中的一项基本制度安排，由此将导致中央与地方以及地方政府间的动态偏好产生不一致，这种不一致使得地方政府间的财政竞争具有内生性[5]，因此，地方政府间的财政竞争是一种“常态”，且其作用的边界与强度取决于其行政管辖权所能覆盖的范围及其利益驱动力[6]。另一方面，市场机制发挥决定性作用的结果是要素的空间分布呈现出更加集中化的趋势，由地域上相近的不同规模和功能的多个城市聚合而成的城市群逐渐成为新时代中国经济发展的主要空间载体[7-8]。两者之间在空间上的重叠与错位，客观上导致两者在行为目标上既可能一致，也可能相互矛盾和冲突，由此必然导致财政竞争在资源配置效率上的差异。
然而，评价地方政府间财政竞争行为，除上述标准外，竞争结果的好坏还取决于地方政府自身的能力、行为约束条件与策略选择。唐飞鹏发现地方政府间财政竞争的结果与地区间政府治理能力相关，即企业在迁移时更青睐高公共投资、高治理能力地区和高税收优惠、低治理能力地区[9]。在中国高治理能力地区，支出竞争呈现显著正效应，税收竞争呈现显著负效应，在低治理能力地区恰好相反；“一刀切”清理地方税收优惠，对高治理能力地区的“底线税收竞争”有矫正作用；无差别税率并非最有效率，它会削弱低治理能力地区对企业的吸引力，并使拥有较多公共产品存量的高治理能力地区受益，还会加剧“公共投资竞赛”，放大支出竞争的正、负效应。
在地方政府财政竞争行为约束条件上，研究文献表明，国外学者的研究大都有一个共同的假设，即大都是在财政分权体制与平衡预算约束条件下研究地方政府间的财政竞争及其策略选择。Koethenbuerger、Hindriks等的研究发现，地方政府财政竞争手段的多样化和其最优化决策是内生的，因为税收类竞争手段和财政支出类竞争手段不仅会影响流动性要素的空间配置，而且相互间存在交互作用[10-11]；Hauptmeier等还发现地方政府往往会同时策略性地运用多种手段[12]。我国学者在研究地方政府财政竞争行为时，往往只关注地方政府的竞争策略而忽略其开展竞争面临的预算约束条件及其对地方政府财政竞争行为的影响。事实上，我国地方政府间财政竞争无论是在预算约束条件还是竞争策略选择上，都与上述假定不同。在现行财政分权体制下，大量证据显示，我国地方政府除从一般预算中获取资源（资金）外，政府还可通过土地出售、政府负债等途经获取其开展财政竞争所需资源，因此，我国地方政府间财政竞争是在一种较为宽松的软预算约束条件下进行的[13]；在竞争策略上，现有研究主要集中讨论的是地方政府竞争方面，如经济竞争或者说是围绕争夺资源展开的竞争，策略上主要表现为税收竞争、规制竞争与工业用地逐底竞争等[14]。
本文通过构建一个软预算约束条件下的地方政府间财政支出竞争模型，考察并比较地方政府间不同类型财政支出竞争策略的空间经济效应。

1 模型构建

首先建立一个理论模型的一般框架，考虑存在 I个完全相同的行政区域，记为 i = 1,2 , … , I。在生产方面，每个地区均生产同质的产品，生产要素包括：劳动力 N i，私人资本 K i以及地方政府的公共投资 G i  。因此，地区 i中代表性厂商的生产函数为 F i ≡ F K i , N i , G i。同时，假设该生产函数是一个严格准凹、二次可微、一次齐次的函数，并满足稻田条件（Inada Condition）。
地方政府对产出进行征税 t i，并用于当地的财政支出。由于本文旨在考察比较地方政府间不同类型财政支出竞争策略的空间经济效应，因此，将政府的财政支出分为两类：具有生产性的公共投资支出 G i和非生产性的公共服务支出 z i。其中，公共投资直接进入地区的生产函数，而公共服务则进入当地居民的效用函数。简单起见，假设这两类财政支出均为纯公共物品，且边际成本为1，即它们各自的成本可表达为 C i z i = z i， C i G i = G i。同时，为了突出财政支出竞争策略的空间经济效应，并使模型更贴近我国地方政府间财政竞争是在较为宽松的软预算约束条件下进行的这一事实，本文进一步假定各地区的税率统一由上级政府制定，即 t 1 = t 2 = t，剔除硬预算约束下税收竞争对财政支出竞争策略和要素空间配置的影响给模型带来的不确定性。
假设经济中有$\bar{N}$个完全流动、同质的家庭，每个家庭均拥有且无弹性供应一个单位的劳动力，因此地区 i的劳动力可记为 N i。各地区的居民效用来源于两个方面，一是私人消费 x i，二是当地政府提供的公共服务 z i，效用函数可表达为 U i ≡ U x i , z i。简单起见，此处不考虑劳动力的流动成本，即劳动力可在区域之间完全自由流动。此时，市场存在一个均衡效用$\bar{u}$，使劳动力的流动达成均衡条件：
$U\left(x_{i}, z_{i}\right)=\bar{u}$
假定区域内的总私人资本为$\bar{K}$，并全部来自于国外，因此区域内的居民不会获得资本收益。同时，还假设私人资本在地区间是完全自由流动的，因此两个地区间存在一个统一的利率$\bar{r}$满足资本的套利条件。因此，企业的利润函数可表述为，
$\pi_{i}=(1-t) F\left(K_{i}, N_{i}, G_{i}\right)-\bar{r} K_{i}-w_{i} N_{i}$
式中： w i  为工资率。企业选择 K i和 N i使其利润最大化，并将所有价格、税率以及公共投资数量视为给定。从而，可以推导出以下一阶条件：
1 - t F N i = w i  
1 - t F K i = r -
等式中的下标代表导数，即 F N i = ∂ F i / ∂ N i。另外，参照张宴的研究[15]，假设企业利润最终平均分配给当地居民，因此，居民面临的预算约束为：
x i = w i   + π i / N i
将等式（2）~（4）代入居民的预算约束可得，
x i = 1 - t F i - F K i K i / N i
最后，将等式（6）中的个人消费 x i代入等式（1）劳动力流动的均衡条件，并结合等式（4）的资本套利条件，可推导出均衡的 N i和 K i，记为包括公共投资 G i和公共服务 z i在内的隐函数：
P N i , K i , G i ≡ U 1 - t F i - F K i K i / N i , z i - u - = 0
H N i , K i , G i ≡ 1 - t F K i K i , N i , G i - r - = 0
其中，由于区域中的总家庭数和总资本为给定，均衡效用$\bar{u}$和资本回报率$\bar{r}$可由 ∑ K i r = K -以及 ∑ N i u = N -决定。
对等式（7）和（8）进行全微分可得，假设政府为软预算约束，即政府的公共投资 G i和公共服务 z i这两类支出竞争策略的决策相互独立，可推导出：
P N i P K i H N i H K i d N i d K i = - P G i P z i H G i H z i d G i d z i
其中，
P N i = U x i 1 - t × 1 N i F N i - F K N i K i - 1 N i F i - F K i K i , P K i = U x i 1 - t × 1 N i - F K K i K i P G i = U x i 1 - t × 1 N i F G i - F K G i K i , P z i = U z i , H N i = 1 - t F K N i , H K i = 1 - t F K K i , H G i = 1 - t F K G i , H z i = 0

2 地方政府不同财政支出竞争策略的空间经济效应

根据克莱姆法则推导等式（9），可分别求导出公共投资竞争策略 G i和公共服务竞争策略 z i对要素 N i和 K i流动的影响：
∂ N i ∂ G i = - P G i P K i - H G i H K i A - 1 = P K i H G i - P G i H K i P N i H K i - P K i H N i
∂ K i ∂ G i = P N i - P G i H N i - H G i A - 1 = P G i H N i - P N i H G i P N i H K i - P K i H N i
∂ N i ∂ z i = - P z i P K i - H z i H K i A - 1 = P K i H z i - P z i H K i P N i H K i - P K i H N i
∂ K i ∂ G i = P N i - P z i H N i - H z i A - 1 = P z i H N i - P N i H z i P N i H K i - P K i H N i
其中， A = P N i P K i H N i H K i。
考虑一个具体的生产函数，柯布—道格拉斯生产函数均满足严格准凹、二次可微、稻田条件这些一般假设。因此，设生产函数 F i ≡ F K i , N i , G i = K i α N i β G i γ，其中 0 α , β , γ 1。将这一具体的生产函数代入一阶条件（10）以及等式（11）~（14），可推导出：
∂ N i ∂ G i = γ N i 1 - α - β G i 0
∂ K i ∂ G i = γ K i 1 - α - β G i 0
∂ N i ∂ z i = U z i N i 2 1 - α - β 1 - t U x i Y i 0
∂ K i ∂ z i = β U z i K i N i 1 - α - β 1 - t 1 - α U x i Y i 0
可以看到，等式（15）~（16）均为正，即在不考虑政府预算硬约束情况下，政府的公共投资和公共服务支出均能吸引生产要素的流入。
命题1：在预算软约束情况下，公共投资与公共服务两类竞争策略都能吸引资本的流入。
为了进一步比较两类支出竞争策略的经济效应差异，参考张宴的研究[15]，考虑一个标准的非线性效用函数， U x i , z i = θ l n x i + 1 - θ l n z i，其中 0 θ 1， θ与 1 - θ分别代表居民对私人消费与公共服务的偏好。将这一效用函数代入等式（17）和（18），可得出：
∂ N i ∂ z i = 1 - θ 1 - α N i θ 1 - α - β z i
∂ K i ∂ z i = 1 - θ β K i θ 1 - α - β z i
令 G i = z i，用等式（16）减去（20），即比较每增加一单位公共投资与每增加一单位的公共服务，能够吸引资本流入的差异。同时，由于上文假设生产函数为一次齐次，代入 α + β + γ = 1：
∂ N i ∂ G i - ∂ N i ∂ z i = N i G i 1 - 1 - θ β + γ θ γ
这一影响的差异是不连续的，即：
∂ K i ∂ G i - ∂ K i ∂ z i = ∞ , 1 - θ θ γ β - ∞ , 1 - θ θ γ β
命题2：当居民对公共服务与私人消费的偏好比值 1 - θ θ小于公共投资与劳动的产出弹性比值 γ β时，公共投资竞争策略比公共服务竞争策略能够吸引更多的资本流入。但当居民对公共服务与私人消费的偏好比值 1 - θ θ大于公共投资与劳动的产出弹性比值 γ β时，公共服务竞争策略比公共投资竞争策略更能吸引资本的流入。

3 实证检验

3.1 实证模型构建

z i t = a + γ W z i t + ϕ y i t + δ W y i t + λ C i t + ξ i t
式中： z i t代表各年各地区的人均资本存量增长率； y i t表示财政支出的规模，为对比不同类型支出对资本的异质性影响，使用两类指标，人均财政投资性支出 y 1 i t及人均财政公共服务支出 y 2 i t；空间滞后项 W z i t的系数 γ反映了地区间资本的空间关联程度； ϕ反映了本地区财政支出对当地资本的影响；核心变量 W y i t的系数 δ反映了其他地区财政支出对本地区资本的影响，即财政支出的资本溢出效应，当 δ 0且显著时，表示其他地区财政支出增加有助于加快本地区资本流入的速度，当 δ 0且显著时，表示其他地区财政支出增加会造成本地区资本流入速度的减缓，资本从本地流出的概率提高； C表示影响创新要素空间结构的一系列控制变量。

3.2 空间权重矩阵设置

考虑两大类空间权重矩阵：地理空间权重矩阵和经济空间权重矩阵。设置地理空间权重矩阵包括：①地理相邻空间权重矩阵，定义矩阵 W 1，当省份i和省份j相邻，则 W 1 i j=1，其他情况取 W 1 i j=0，假定海南省和广东省相邻。②地理距离空间权重矩阵 W 2，矩阵元素取省会城市间球面距离平方的倒数，距离越远，取权重值越小。设置经济距离空间权重矩阵 W 3，矩阵元素取考察期内各年各省份人均GDP均值之差绝对值的倒数。

3.3 地方政府财政支出竞争策略及其指标选取

根据财政支出与资本空间流动关系，我们将地方政府财政竞争策略划分为生产性投资（投资性支出）策略与非生产性投资（公共服务支出）策略两类。生产性投资策略主要是财政在公共基础设施建设、能源、交通、水利等方面的投资，我们使用财政节能环保、城乡社区、农林水、交通运输、资源勘探信息、商业服务业、金融、灾后重建援助、国土海洋气象等方面的财政支出总和表示。
非生产性投资策略是地方政府通过改善公共服务来吸引流动性资本，用教育服务、科学技术服务、医疗卫生服务、社会保障和就业服务、公共文化服务等表示。公共服务支出包括科学技术、教育、文化体育与传媒、社会保障和就业、医疗卫生等方面的支出之和来表示。
资本存量使用永续盘存法计算，公式为： K i t = I i t + 1 - δ K i t - 1， K i t是第i个地区第t年的资本存量， I i t是对应的固定资产投资额， δ是折旧率，借鉴孙学涛等的研究，取 δ=9.6%[16]。基期的资本存量采用公式 K i 0 = I i 1 g + δ计算，g表示第i个地区固定资产投入额的年平均增长率。
控制变量包括：市场化水平c1，用第三产业产值占GDP比重反映。城市化水平c2，用非农业人口占总人口比重反映。对外开放度c3，用进出口贸易总额与GDP之比衡量。工业化禀赋c4，用工业总产值占GDP比重衡量。

3.4 数据说明

台湾、香港、澳门因统计口径不一致均未包含在研究范围之内，本文研究样本为我国31个省、直辖市和自治区。数据来源于历年的《中国统计年鉴》。考察期定为2009—2017年，个别数据缺失用线性插值法补齐。各变量的描述性统计分析见表1。
表1 变量的描述性统计分析

Tab.1 Descriptive statistical analysis of variables

变量 观测值 均值 标准差 最小值 最大值
z 279 0.1645 0.0679 -0.1096 0.3419
y1 279 0.4207 0.3163 0.0799 2.2123
y2 279 0.4236 0.2259 0.1315 1.5735
c1 279 0.5437 0.1382 0.2230 0.8960
c2 279 0.4402 0.0939 0.2862 0.8056
c3 279 0.0812 0.1343 0.0024 0.9887
c4 279 0.3667 0.0993 0.0585 0.5304

3.5 空间经济效应估计结果

在控制了市场化水平、城市化水平、对外开放度和工业化禀赋等控制变量不变的情况下，采用极大似然法对回归模型进行估计，解释变量分别为公共投资性支出和公共服务支出对应的结果见表2和表3。
表2 公共投资性支出的空间杜宾回归模型的估计结果

Tab.2 Estimation results of public investment expenditure based on the spatial Durbin regression model

W 1
（系数）		 W 2
（系数）		 W 3
（系数）
W·z 0.0758 0.1619* -0.0370
（0.94） （1.65） （-0.32）
y1 0.0582*** 0.0526*** 0.0471***
（4.07） （3.74） （3.31）
W·y1 -0.0538** -0.0193 -0.0706*
（-2.13） （-0.53） （-1.79）
R2 0.4662 0.4794 0.4500
Log-likelihood 672.6293 671.4372 671.8753
Hausman检验 52.32*** 39.33*** 42.14***
（0.0000） （0.0000） （0.0000）

注：①Hausman检验统计量下方的括号内为概率P值；②系数估计值下方的括号内为统计量的值；③***、**、*分别表示在1%，5%，10%的显著性水平上统计显著。

表3 公共服务支出的空间杜宾回归模型的估计结果

Tab.3 Estimation results of public service expenditure based on the spatial Durbin regression model

W 1
（系数）		 W 2
（系数）		 W 3
（系数）
W·z 0.3991*** 0.5352*** 0.4626***
（6.30） （8.15） （6.36）
y1 0.0894*** 0.0842*** 0.0761***
（4.16） （3.93） （3.67）
W·y1 -0.0497* -0.0353 -0.0206
（-1.84） （-1.21） （-0.74）
R2 0.4686 0.5180 0.5036
Log-likelihood 542.5893 542.5893 542.5893
Hausman检验 61.01*** 45.78*** 41.18***
（0.0000） （0.0000） （0.0000）
在大部分估计结果中，空间滞后项W·z都在1%的显著性水平上统计显著，意味着省份间资本存量水平具有空间依赖关系，特别是对应地理距离空间权重矩阵和经济距离空间权重矩阵时，这种空间相关性表现得更为突出。具体而言，当本省份资本存量水平增加时，其他相关省份资本存量减少，产生了资本“虹吸效应”。资本过度从其他省份流入，向某个省份集聚，可能会导致所谓的“强者愈强、弱者愈弱”。

3.6 空间经济效应的分解

为了能够对模型回归系数进行合理解释，使用Lesage等提出的偏微分方法[17]，将某个变量对被解释变量的影响分解为直接效应和间接效应，前者为本省份某个变量对当地资本存量的影响，后者为其他省份某个变量对本省份资本存量的影响，两者相加为总效应，用于考察本省份资本存量受全部相关省份某个变量的总影响程度，分解结果见表4和表5。
表4 公共投资性支出的空间效应分解表

Tab.4 Spatial effect decomposition of public investment expenditure

直接效应 间接效应 总效应
W 1 y1 0.0579*** -0.0512* 0.0067
（3.97） （-1.93） （0.23）
c1 -0.3310*** -0.0267 -0.3577***
（-2.75） （-0.78） （-2.77）
c2 -0.1186 -0.0101 -0.1287
（-1.20） （-0.57） （-1.19）
c3 0.0753*** 0.0063 0.0816***
（3.91） （0.81） （3.82）
c4 -0.0989 -0.0090 -0.1079
（-1.29） （-0.59） （-1.26）
W 2 y1 0.0528*** -0.0106 0.0422
（-3.62） （-0.25） （0.89）
c1 -0.3198*** -0.0612 -0.3810***
（-2.63） （-1.20） （-2.61）
c2 -0.1247 -0.0254 -0.1501
（-1.25） （-0.79） （-1.22）
c3 0.0761*** 0.0150 0.0911***
（3.94） （1.27） （3.66）
c4 -0.0818 -0.0173 -0.0991
（-1.07） （-0.70） （-1.03）
W 3 y1 0.0479*** -0.0686* -0.0206
（-3.30） （-1.75） （-0.47）
c1 -0.3447*** 0.0121 -0.3326***
（-2.84） （0.28） （-2.86）
c2 -0.1237 0.0034 -0.1202
-1.24 （0.17） （-1.22）
c3 0.0832*** -0.0024 0.0808***
（4.31） （-0.23） （3.96）
c4 -0.0643 0.0022 -0.0621
（-0.85） （0.18） （-0.83）
表5 公共服务支出的空间效应分解表

Tab.5 Spatial effect decomposition of public service expenditure

直接效应 间接效应 总效应
W 1 y2 0.0886*** -0.0234 0.0653*
（4.20） （-0.66） （1.89）
c1 -0.2643*** -0.1579*** -0.4222***
（-4.77） （-3.24） （-4.45）
c2 -0.2416*** -0.1441*** -0.3857***
（-3.48） （-2.72） （-3.36）
c3 0.0100 0.0062 0.0163
（0.56） （0.54） （0.56）
c4 -0.0354 -0.0216 -0.0570
（-0.78） （-0.75） （-0.78）
W 2 y2 0.0861*** 0.0190 0.1051**
（4.07） （0.38） （2.16）
c1 -0.2676*** -0.2790*** -0.5466***
（-4.80） （-3.17） （-4.16）
c2 -0.2278*** -0.2365*** -0.4643***
（-3.27） （-2.63） （-3.09）
c3 0.0183 0.0196 0.0379
（1.03） （0.94） （1.00）
c4 -0.0230 -0.0243 -0.0473
（-0.51） （-0.49） （-0.50）
W 3 y2 0.0781*** 0.0249 0.1030**
（3.77） （0.55） （2.26）
c1 -0.2662*** -0.2144*** -0.4807***
（-4.56） （-2.82） （-3.96）
c2 -0.2564*** -0.2042*** -0.4606***
（-3.65） （-2.77） （-3.50）
c3 0.0236 0.0196 0.0432
（1.27） （1.12） （1.22）
c4 -0.0255 -0.0204 -0.0459
（-0.56） （-0.53） （-0.55）
由表4和表5可知，不管是在何种空间权重矩阵之下，投资性支出和公共服务支出对资本的直接效应都显著为正。本省份增加用于交通、信息基础设施和科教文卫等方面的投入，改善当地硬件和软件条件，能够降低资本流动的成本，吸引资本流入，提高当地资本存量增长速度。投资性支出和公共服务支出对资本的间接效应大多为负，即在控制其他因素不变的情况下，当与本省份经济发展水平类似或地理距离相近的省份增加投资性支出和公共服务支出时，本省份资本存量的增长速度减缓，甚至可能造成其负增长，资本从本省流出，而流入其他省份。其他省份增加财政支出对本省份带来了不利影响，这印证了理论推导得出的部分结论。可能的原因在于，为争夺资本等要素，防止资本流出本地，且吸引其他地区资本流入，各省份倾向于将财政支出作为竞争手段，表现为“逐底竞争”。引入空间权重矩阵 W 2时，投资性支出对资本存量的间接效应不显著，而对应于空间权重矩阵 W 1和 W 3，间接效应变得显著，且空间权重矩阵 W 3下间接效应的估计绝对值和显著性都超过了空间权重矩阵 W 1。这说明以投资性支出为手段的资本争夺大战多开展于经济发展水平类似的省份间。根植于“用脚投票”假说，同一经济带政府间的利益冲突更为激烈，经济发展水平相近的地区，发生财政竞争的可能性更大。分别引入空间权重矩阵 W 1、 W 2和 W 3，对比投资性支出对应的估计结果，公共服务支出的间接效应都不显著，说明同样数量的公共投资比公共服务支出的吸引力更强，能够吸引更多的资本流入。结合理论推导结果，这也从侧面印证了当前我国居民对公共服务与私人消费的偏好比值小于公共投资与劳动的产出弹性比值。

4 结论

本文构建了一个软预算约束条件下的地方政府间财政支出竞争模型，并利用全国31个省、直辖市和自治区的面板数据，采用空间杜宾等计量方法，考察了地方政府间不同类型财政支出竞争策略的空间经济效应。研究发现，公共投资和公共服务支出均能吸引资本的流入，因而各地区为争夺资本表现出财政支出的“逐底竞争”，且同一经济带或经济发展水平相近的地区竞争更为激烈。对比两类支出竞争策略，公共投资相较于公共服务支出，对资本的吸引力更强，能更快地实现当地经济的快速发展，因而地方政府将更倾向于选择公共投资这一支出竞争策略。而我国地方政府财政支出普遍存在着“重基建、轻民生”的结构扭曲，许多学者认为财政分权与“GDP锦标赛”是造成这一扭曲现象的制度根源，本文的结论也进一步印证了这一说法。上述研究对于政府间竞争与要素资源配置具有重要的政策含义。
第一，在预算软约束下，各地区围绕流动要素展开的财政支出“逐底竞争”，导致了要素资源的低效率配置，财政支出规模的过度膨胀。因此，中央通过加强债务管理、强化预算执行、调整与优化转移支付制度等手段，将有助于区域间政府的协调合作和要素资源的合理配置，从而提升财政支出的空间经济效益。
第二，财政分权程度越大，意味着地方政府间的支出“逐底竞争”越激烈，这将进一步加剧“重基建、轻民生”这一支出结构扭曲。因此，财政分权程度的适度降低，将有助于减轻支出结构的扭曲。同时，随着我国经济向集约型增长模式转变，劳动力的产出弹性将不断提升，而随着生活水平的不断提高，人民对公共服务的需求也不断增加。因而，公共服务支出竞争策略对要素流入的吸引力将不断增强，这一趋势也有助于扭转当前的支出结构扭曲。

参考文献

原文顺序 | 文献年度倒序 | 文中引用次数倒序
[1]
宋马林, 金培振. 地方保护,资源错配与环境福利绩效[J]. 经济研究, 2016(12):47-61.

[2]
Asturias J, Garcia-Santana M, Ramos R. Misallocation,InternalTrade,and the Role of Transportation Infrastructure[R]. PEDL Research, 2014.

[3]
林毅夫. 新结构经济学的理论基础和发展方向[J]. 经济评论, 2017(5):4-16.

[4]
陈甬军, 丛子薇. 更好发挥政府在区域市场一体化中的作用[J]. 财贸经济, 2017(2):5-19.

[5]
Young A. The Razor’s Edge:Distortions and Incremental Re-form in the People’s Republic of China[J]. Quarterly Journal of Economics, 2000, 115(4):1 091-1 135.

[6]
周黎安, 黄晓春. 政府治理机制转型与社会组织发展[J]. 中国社会科学, 2017(11):118-138.

[7]
张学良, 李培鑫, 李丽霞. 政府合作,市场整合与城市群经济绩效——基于长三角城市经济协调会的实证检验[J]. 经济学(季刊), 2017(7): 1 563-1 582.

[8]
陆铭. 城市,区域和国家发展——空间政治经济学的现在与未来[J]. 经济学(季刊), 2017(7): 1 499-1 532.

[9]
唐飞鹏. 省际财政竞争、政府治理能力与企业迁移[J]. 世界经济, 2016(10):53-77.

[10]
Koethenbuerger M. How Do Local Governments Decide onPublic Policy in Fiscal Federalism?Tax vs. Expenditure Optimization[J]. Journal of Public Economics, 2011(95): 1 516-1 522.

[11]
Hindriks J, Peralta S, Weber S. Competing in Taxes arid Invest-ment under Fiscal Equalization[J]. Journal of Public Economics, 2014(92): 2 392-2 402.

[12]
Hauptmeier S, Mittermaier F, Rincke J. Fiscal Competitionover Taxes and Public Inputs[J]. Regional Science and Urban Economics, 2012(42):407-419.

[13]
王永钦, 陈映辉, 杜巨澜. 软预算约束与中国地方政府债务违约风险:来自金融市场的证据[J]. 经济研究, 2016(11):96-109.

[14]
刘弘阳. 我国地方政府竞争运行机理及其规制途径研究[J]. 经济体制改革, 2018(1):32-37.

[15]
张晏, 龚六堂. 地区差距,要素流动与财政分权[J]. 经济研究, 2004(7):59-69.

[16]
孙学涛, 王振华, 张广胜. 全要素生产率提升中的结构红利及其空间溢出效应[J]. 经济评论, 2018(3):46-58.

[17]
Lesage J P, Pace R K. Spatial Econometric Modeling of Ori- gin-Destination Flows[J]. Journal of Regional Science, 2010, 48(5):941-967.

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