摘要:本文构建一个简单的理论模型以反映地方政府间预算支出交互影响的 “竞争效
应”、“攀比效应”和“受益外溢效应”。运用中国省一级的面板数据和空间计量经济学方法
对地方预算支出交互影响的渠道、方向和程度进行实证检验。结果显示:公共投入型支出存在
明显的省际间“竞争效应”;公务消费型支出存在明显的省际间“攀比效应”;一般消费型公
共支出存在明显的省际间“受益外溢效应”。这三类效应的形成机制和作用渠道是不同的。应
重视地方政府间预算支出政策的横向交互影响,据以构建有效的激励和约束机制,引导地方
政府合理安排支出预算,促进地方经济社会的综合协调发展以及人民群众福利的提高。
关键词:“锦标竞争” “攀比效应” 受益外溢 空间自回归模型
一、引言与文献回顾
1994年分级分税预算管理体制改革以来,中国财政体制的“分权”特征逐渐形成。财权的
逐级上收与事权的层层下放,在加大基层财政困难的同时,也赋予了地方政府更大的决策自
主权。到2005年为止,地方财政支出占国家财政总支出的比重已高达 %,居民消费的公
共服务绝大部分是由地方政府提供的。与此同时,地方预算支出结构也发生了变化。文教科卫
支出占地方财政支出的比重逐年下降,由 1991年的 %降低到 2005年的 %;基本建
设支出占地方财政支出的比重不断攀升,由1991年的%提高到2005年的 %;部门
事业费占地方财政支出的比重稳中有升,由1998年的%提高到 2005年的 %。地方
预算支出结构的变动反映了地方政府公共服务供给结构的变化,那么,是什么因素引发了这
种结构性的变动?Gramlich M.和Rubinfeld D.(1982)认为,地方预算支出结构受地方居民偏
好结构和上级政府转移支付模式的影响。Case等(1993)、Revelli(2003)则认为,地方政府间
预算支出行为的交互影响是决定地方预算支出结构的重要因素。
研究表明,导致地方政府间预算支出交互影响的原因共有 3类:一是“支出外溢”(Dalh-
by,1994;Conley and Dix,1999;Brueckner,2003),即某一辖区的居民享受到相邻辖区提供的
公共服务,或承担相邻辖区公共服务的额外成本,由此导致辖区之间在制定预算支出政策时
产生相互影响。二是“财政竞争”,即各辖区通过制定差异化的税收或公共支出政策,吸引劳动
和资本的流入,辖区政府根据资源竞争的结果调整自身的政策选择。最早的一般性研究始于
Tiebout(1956)。其后,Brett和 Pinkse(2000)、Brueckner和 Saaverdra(2001)、Feld和 Kirch-
gassner(2001)、Buettner(2001)等对“税收竞争”问题展开研究。Shroder(1995)、Saavedra
(2000)等对“福利竞争”问题进行研究。三是“锦标竞争”(Besleyand Case,1995),即辖区居民
(投票人)以相邻辖区政府的绩效作为评判本辖区政府绩效的标杆,做出支持或反对本地政府
连任的投票决策,以此影响本地执政政府的预算决策。
政府竞争、“攀比效应”
与预算支出受益外溢*
□卢洪友 龚 锋
*本文是作者主持的国家自然科学基金项目《统筹城乡公共品供给的技术方法与制度路径研究》之阶段性成果(项
目编号:70673073);同时,该项研究还得到了教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“中国地方政府预算改革研
究”的资助(项目编号:05JJD810006)。作者感谢武汉大学经济与管理学院的文建东教授和刘穷志副教授、中国社科院
数量与技术经济研究所的刘生龙博士、中国科学院地理科学与资源研究所李浩博士、复旦大学金融系范旭东博士、中
兴公司刘俊硕士的指导和帮助。当然文责自负。
政府竞争、“攀比效应”与预算支出受益外溢
中国金融·财政论坛
12- -
《管理世界》(月刊)
2007年第 8期
近年来,有学者依据三种交互性理论模型,致力
于从实证角度验证辖区间预算支出行为的交互影
响。他们从不同的理论假设和模型设定出发,却殊途
同归,开发出极其相似的支出反应函数,借鉴空间计
量经济学方法,对反应函数进行估计,得出的结论可
归纳为:地方辖区之间的确存在预算支出的交互影
响,影响的方向和程度视交互性形成机制和作用渠
道的不同而不同。代表性的实证研究如表1所示。
国内的研究主要集中于考察地方政府竞争及
由此导致的政府收支政策的扭曲问题,缺乏对地方
政府预算支出交互影响的全面分析,尚未有从实证
角度剖析地方政府间预算支出交互影响的研究成
果。沈坤荣和付文林(2006)在“财政竞争”框架下,
研究了中国省际间的税收竞争行为,发现省际间在
税收竞争中采取的是差异化的竞争策略。傅勇和张
晏(2007)在“锦标竞争”框架下,实证考察了中国省
际间的政府竞争行为,结果显示:基于政绩考核下
的政府竞争,造成了中国地方政府公共支出结构
“重基本建设、轻人力资本投资和公共服务”的明显
扭曲。周业安和赵晓男(2002)、周业安和冯兴元等
(2004)、周黎安(2004)也大致从“锦标竞争”的视角
出发,对中国地方政府竞争导致地区“重复投资、重
复建设和地方保护主义盛行”的现象进行了剖析。
本文结合中国实际情况,将预算支出区分为:一
般消费型、公务消费型和公共投入型三类,据此修正
“锦标竞争”模型,将其与“支出外溢”模型结合在一
起,构建一个简单的框架反映政府间预算支出交互
影响的“受益外溢效应”、“攀比效应”和“竞争效应”。
进而构建空间计量模型,根据中国 29个省 1997~
2005年的数据,运用面板广义矩估计(GMM)对模型
进行回归,以此检验中国省际间预算支出交互影响
的方向和程度,并确定交互性的作用机制和渠道。全
文的结构安排如下:第一部分是引言和文献概述;第
二部分为理论模型和假说;第三部分为空间计量模
型和数据;第四部分为实证结果;最后是基本结论。
二、理论模型与假说
本文沿用 Flatters F.(1974)、Keen M.与 Marc-
hand M.(1997)、Bork R.(2005,2006)的思路,将“支
出外溢”模型(Conley J. and Dix M.,1999)和政府间
“锦标竞争”模型(Besley T. and Case A., 1995)结合
在一起并予以修正①,构建一个简单的模型以反映
政府间预算支出交互影响的 “受益外溢效应”、“攀
比效应”和“竞争效应”②。
在“支出外溢”模型中,政府被看作是仁慈的“社
会计划者”,其行为目标是最大化辖区居民的福利水
平;而在“锦标竞争”模型中,政府则是一个“利维
坦”,其行为目标是最大化自身的收入或效用。为将
两类模型结合起来,我们考虑 Niskanen(1994)的
“官僚理论”,将辖区居民划分为两类:官员与非官员
居民。我们认为,政府由其中的公务人员组成,其政
策也由公务人员来执行,政府最大化官员(公务员)
的福利或效用,基本上可等同于追求自身福利的最
大化。因此,假定政府的行为目标是最大化辖区内官
员与非官员居民的福利或
效用,由此体现出政府兼
具“社会计划者”和“利益
最大化者”的双重角色。
假定在一个具有财政
分权特征的国家中存在一
个典型的地方辖区,该辖
区拥有独立的课税权和支
出权,其全部居民由数量
为 Nb的官员以及数量为
Np的非官员居民构成。官
员与非官员居民的偏好不
同,但两类居民内部分别
由同质的个体组成。因
此,可以只考察两个代表
性的居民。
13- -
(7)
辖区政府提供三类公共品:一是官员和非官
员居民共同消费的一般消费型公共品,数量为
Gc;二是只有官员才能消费的公务消费型公共
品,数量为 Gb;三是直接进入生产函数的公共投
入品,数量为GI。相邻辖区相应公共品的数量分
别为:Gc、Gb、GI。
假定官员不直接创造价值③,只有非官员居
民的经济行为才具有生产性,每个非官员居民提
供一个单位的劳动,辖区总的劳动数量为 Np,所
有居民都拥有k0的资本存量,辖区总资本存量为
K。辖区的生产函数为:
y=f(GI,Np,K) (1)
非官员居民的私人消费总额为Xp。代表性非
官员居民的私人消费额为 Xp/Np,其效用函数④
为:
代表性非官员居民的效用水平不仅与私人
消费额和本地提供的一般消费型公共品数量有
关,还与相邻辖区提供的一般消费型公共品数量
有关。假设up(·)和vp(·)严格凹的,偏导数的符
号满足如下设定:
假定代表性非官员居民提供一个单位的劳
动,获得的工资额为 w,同时他还拥有 k0水平的
资本,获得的资本收益标准化为1。辖区政府对每
个居民开征t水平的人头税⑤,代表性非官员居民
的预算约束为:
Xp/Np=w+k0-t (3)
根据Niskanen(1994)的“官僚理论”,除了私
人品和一般消费型公共品之外,影响官员效用的
因素还包括荣誉感、权势、声望、公务福利和提拔
等物质与精神方面的奖励。因此,我们假定官员
在消费私人品和一般消费型公共品之外,还从公
务消费以及与相邻辖区同级官员公务消费的攀
比中获得效用。此外,假定存在一个官员晋升的
提拔概率:P=P(y,y), 。上
级政府根据该辖区与相邻辖区产出水平(y与 y)
的比较来评判该辖区官员的执政绩效,并做出提
拔与否的决策。代表性官员的效用函数为:
官员的效用不仅取决于其消费的私人品数量,以
及本辖区与相邻辖区一般消费型公共品的数量,还取
决于本辖区提供的公务消费型公共品与相邻辖区同
类公共品数量的比较。此外,由辖区间产出水平比较
决定的官员提拔概率也进入官员的效用函数。假设ub
(·)、υb(·)是严格凹的,偏导数的符号满足如下设定:
假定产出扣除劳动和资本所得之后的余额 (租
金)归官员所有(KeenM.,等 1997),代表性官员的预
算约束为:
FK和FNp分别为资本和劳动的边际产品。政府通
过课征人头税来筹措预算收入,用于提供公共品。政
府的预算约束为:
Gc+Gb+GI=t(Np+Nb) (6)
假定辖区政府是纳什均衡行为人,在视相邻辖区
政府的行动为给定的情况下做出行动决策,其目标是
在(3)、(5)、(6)的预算约束下最大化辖区官员和非官
员居民的总效用水平,最优化问题的拉格朗日函数为:
将Xp、Xb、Gc、Gb、GI、t视为内生变量,其余变量视
为外生变量,对内生变量求取一阶偏导数,约去拉格
朗日乘子,得出最大化问题的一阶必要条件:
(8)
均衡条件的含义是:增加额外一单位的私人消费
( )
( )
�
�
�
� � � � � � �
� � �
� �
�
�����
������
�
�
�����
�����
�
�
��
��
��
�� � � � � � � � � � � � � � � �
�
�� � � � � � � � � �
�
� � � �
�� �� �
� �
φ ζ
λ
λ λ
−
− − − − −
−
= ⋅ + + +
+ ⋅ + + ⋅ + + − +
− ⋅ −
+ ⋅ − − + + −
�
�
�
�
�
�
⋅ − +
�
�
��
�
�� � � �
�
− + (2)
�� �� �� ��
� � � �
�� �
� � � �
����
��
��
� � � �
� � � �
� �
� �
− −
∂ ∂ ∂ ∂
> < > <
∂ ∂ ∂ ∂
∂ ∂
> <
∂ ∂
� �� � �� � � �
−
∂ ∂ > ∂ ∂ <
⑥
( )
� �
� � � � �
�
��
����
�
��
�� � � � � �
�
� � � � � � � �
φ
ζ
− −
−
− − −
+ + +
(4)
�� �� �� ��
� � � �
�� �� �� ��
� � � �
�� �
����
��
��
��
�
�
� � � �
� � � �
� � � �
� �
� � � �
φ φ φ φ
ζ ζ
− −
−
− −
∂ ∂ ∂ ∂
> < > <
∂ ∂ ∂ ∂
∂ ∂ ∂ ∂
> < < <
∂ ∂ ∂ ∂
∂ ∂ ∂ ∂
⋅ > ⋅ <
∂ ∂ ∂ ∂
(5)
( )� ����
��
��
� � � � � � � �� � �
� �
− ⋅ − ⋅
= + −
( ) ( )
����
��
��
����
��
���
���
����
��
���
� � � �� �
� �� � � �
� �� � �
� � �
� � � � � � � �� � �
� � � � � � � � � � �
φ
ζ
∂ ∂
⋅ ⋅ + ⋅ ⋅ ∂ ∂+ +
∂ ∂ ∂
= ⋅ + ⋅ = ⋅
∂ ∂ ∂
∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂
= ⋅ ⋅ + ⋅ ⋅ − ⋅ ⋅ ⋅ + ⋅ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂
政府竞争、“攀比效应”与预算支出受益外溢
中国金融·财政论坛
14- -
《管理世界》(月刊)
2007年第 8期
获得的边际总效用,等于分别增加额外一单位的三类公共品所获得
的边际总效用。也就是说,在均衡条件下,额外一单位的资源无论配
置在哪种物品上,获得的边际总效用都是一样的。
相邻辖区公共品的数额对该辖区公共品数额的影响可通过对一
阶条件求全微分来获得,比较静态分析的结果如下:
其中,
。│H│为Hessian加边行列式,要使
最大化问题的二阶充分条件得到满足,H必须是负定的。在│H│为
正和 Ω3为负的假定下,上述 3个导数的符号最终取决于 Ω1、
Ω2、 的符号,即取决于公共投入品与资本和劳动的互补
或替代程度,以及本地一般消费型公共品、公务消费型公共品与相邻
辖区相应公共品的互补或替代程度。在没有关于上述互补性或替代
性信息的情况下,3个导数的符号无法通过数理推导得出,不得不借
助于实证检验。
基于中国的实际情况,本文提出如下假说。
存在“竞争效应”,即一省增加对公共基础设施的投入,或为生产提供
更为优良的环境,将引致经济状况与其相似的省区增加公共投入型
支出⑦。
存在“攀比效应”,即一省提高公务员待遇,增加公务消费,将引致经
济状况与其相似的省区提高公务消费水平⑧。
在“受益外溢效应”,但效应的方向不定⑨。
三、计量模型与数据
理论模型显示:某一辖区的预算支出水平不仅受本辖区外生变
量的影响,还受相邻辖区预算支出水平的影响。然而,某一辖区的
“邻居”往往不止一个,每个“邻居”对该辖区的影响程度也不同。根
据空间计量经济学原理,可以通过构建空间加权矩阵,对某一辖区所
有“邻居”的支出水平进行加权平均,从而将检验该辖区全部“邻居”
的支出对该辖区支出水平的影响,转化为检验这一加权平均支出对
该辖区支出水平的影响。权重则体
现出各个辖区间的“相邻”程度。空
间模型如下:
Git=ρWGt+Xitβ+uit (10)
Git为第t年第i个辖区的预算
支出水平;Gt为(N×1)的列向量,Xit
表示第 t年 N个辖区的预算支出
水平;Xit表示第 t年第 i个辖区的
所有外生变量(含各辖区和各年份
的虚拟变量);uit为随机误差项,服
从独立同分布;ρ和β为待估参数。
W为(N×N)的空间加权矩阵,用于
界定辖区间的“相邻”程度(的设定
下文有详细的介绍);WGt则为第 t
年第 i个辖区的相邻辖区预算支
出水平的加权平均。模型 (10)为
“一阶空间自回归模型”。
我们使用面板数据对模型进
行估计。通过固定个体效应,控制
那些对各辖区预算支出政策产生
影响,但又无法观察到而且不随时
间而改变的因素;通过固定时期效
应,将各个时期对每个辖区产生共
同影响的因素予以控制,比如上级
政府的政策、经济周期等。然而,即
便通过固定时期效应,控制特定年
份出现的对所有辖区带来的系统
冲击,各辖区仍有可能受到彼此相
关的随机冲击的影响,即存在所谓
的 “空间残差相关性”(Revelli,F.,
2003)。如果辖区间的预算支出实
际上并不存在因果关系,但由于误
差项中包含有相关的随机冲击,从
而使得辖区间预算支出表现出某
种相关性,这种情况下的模型是:
εit为服从独立同分布的随机
误差项;γ和 β为待估参数。该模
型称为“残差空间自回归模型”。如
果辖区间的支出行为既存在的因果
关系,又受到相关随机冲击的影响,
这种情况下的模型是:
(11)
���
��
� � �
� � �
β
γ ε
= +
= +{
���
�
�
���
� � �� �
� � � � � �
��
��
��
�
� �� �
�� � � �
� � �
φ
−
−
∂ ∂ ∂
− ⋅ ⋅ ⋅ Ω ⋅ − ⋅ ⋅ Ω∂ ∂ ∂
=
���
�
��
��
� � � � �
� � � �
��
����
��
���
�
� �� � � � � � �
� ��� � �
�� �
φ
−
−
−
∂ ∂ ∂
⋅Ω ⋅Ω ⋅ ⋅ ⋅ ⋅ + + ⋅Ω ⋅ − ∂ ∂ ∂ ∂
=
(9)
��
�
�
�
� � �� �
� �
�
��
�
� � �� �
� ��� � � �
� � �
ζ−
− −
−
−
∂ ∂ ∂ ∂
⋅ ⋅ − Ω ⋅Ω ⋅ ⋅ ⋅ ⋅
∂ ∂∂ ∂ ∂
=
����
�
�
��
���
�
���
� � � � �� � � �
� � � � � � � � �
− −
∂ ∂ ∂ ∂ ∂ Ω = ⋅ + ⋅ − Ω = ⋅ + ⋅ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂ ∂
��
��� � � �
��
��
� �� �
� �
∂ ∂Ω = ⋅ + ⋅ ∂ ∂
� � �φ −∂ ∂ ∂
15- -
εit为服从独立同分布的随机误差项。ρ、γ和 β
为待估参数。该模型称为“一般空间自回归模型”。
Kelejian和 Prucha(1999)、Brueckner(2003)指
出,矩阵(I-ρW)和(I-γW)只有在│ρ│<1和│γ│<
1的前提下,才是非奇异的,否则无法保证估计方程
的稳定性,凡是空间系数不满足这一条件的模型都
属于设定有误,应予以舍弃。与空间计量模型有关
的还有以下问题。
1.估计方法的选择。由于辖区间预算支出的相
互影响,G和 WG是同时决定的,作为解释变量的
WG便具有内生性,从而与误差项相关。此时OLS
得到的估计结果是不一致的或有偏的,必须选择其
他估计方法。目前运用比较普遍的是极大似然估计
(ML)(Caseetal.,1993;Murdoch,1998;Brueckner
andSaavedra,2001);还有一些研究采用工具变量
法 (IV)(Kelejian and Robinson,1993;Buttner,
2001;Revelli,2003;Baicker,2006)。 Kelejian 和
Prucha(1999)、Bell和 Bockstael(2000)证明广义矩
估计(GMM)在估计空间模型参数时,得出的估计结
果是一致的、无偏的,而且相对于极大似然估计,
GMM的算法更简单,可以不受到样本规模的限制。
我们选择采用广义矩估计法,以X和WX作为工具
变量(Brueckner,2003)。模型(10)采用线性面板
GMM进行估计,模型(11)和(12)采用非线性面板
GMM进行估计。
2.空间权重矩阵W的设定。从理论上讲,权重
矩阵W中的元素最好与方程中其他参数一样,通过
估计得出。但在实际操作中,由于自由度不够,无法
利用数据和模型生成权重矩阵。W必须根据空间模
型的经济含义事先设定(Caseetal.,1993;沈坤荣,
2006)。根据理论模型与假说,我们构建如下3类权
重矩阵。
(1)铁路里程权重矩阵。我们以相邻两省省会
城市之间的铁路客运里程的倒数作为权重,对各省
之间的“相邻”程度进行赋值。这样做的合理性在
于:根据理论模型与假说,当公共服务产生受益外
溢时,相邻辖区的一般消费型公共服务对本辖区居
民的效用带来影响。对大多数此类公共服务而言,
比如博物馆、公园、教育服务和救济服务等,居民只
有通过跨区消费才能享受到相邻辖区公共服务带来
的效用,而目前中国人口跨省区的流动主要以火车
为交通工具,考察相邻省区间公共支出的受益外溢
程度时,相邻两省的铁路客运距离及客运票价,是
人们选择去相邻省区消费公共服务的主要约束⑩。
因此,某一省区与特定相邻省区间的铁路里程越
短,则其倒数越大,从而赋予该相邻省区的“相邻”
程度就越高。铁路里程权重矩阵的表达式为:
wij=1/│i与j两省会城市间的铁路里程│
如果i与j在空间上相邻
wij=0 如果i与j在空间上不相邻
在实际运用过程中,还要对里程权重矩阵进行
标准化处理(以下两个权重矩阵也一样)。这样,WG
实际上就是相邻各省经铁路里程倒数权重加权后
的平均支出。
(2)GDP差距权重矩阵。我们以两省人均GDP
差距的倒数作为权重,对各省之间的“相邻”程度进
行赋值。这样做的合理性在于:根据理论模型与假
说,辖区之间的“竞争”和“攀比”,会对辖区官员居民
的效用带来影响。譬如,相邻辖区通过安排相应的支
出,提高了其官员的晋升概率或福利水平,这在无形
中会降低本辖区官员的晋升概率,或使本辖区官员
的相对福利水平下降。鉴于中国长期以GDP增长水
平作为衡量各省区经济发展和官员执政绩效的主要
指标,经济发展水平越是接近的省区之间产生竞争
和攀比的可能性就越大,比如上海与西藏之间的“锦
标竞争”或“福利攀比”无疑要比上海与浙江之间的
竞争或攀比要小。因此,考察各省区间公共支出的
“攀比效应”和“竞争效应”时,两省人均GDP的差距
越大,说明两省在经济发展程度及官员所处的社会
环境方面的相似程度就越小,相互间预算支出政策
的影响就越小。构建这一权重时,我们不管省区间是
否在地理位置上相邻,而是假定所有省区都对特定
省区的支出产生影响,但影响程度由各自人均 GDP
差距的倒算决定。GDP差距权重矩阵的表达式为:
wij=1/│人均GDPi-人均GDPj│ (i≠j)
(3)地理相邻与GDP差距混合权重矩阵。作为
对比,将上述两个权重结合在一起,以地理相邻省
区之间的人均 GDP差距的倒数作为权重,对各省
之间的“相邻”程度进行赋值。表达式为:
wij=1/│人均GDPi-人均GDPj│
如果i与j在空间上相邻
wij=0 如果i与j在空间上不相邻
3.变量与数据。我们利用中国29个省市(不包
括海南和西藏)1997~2005年的数据对空间模型进
(12)���
��
� �� � �
� ��
ρ β
γ ε
= + +
= +{
{
{
政府竞争、“攀比效应”与预算支出受益外溢
中国金融·财政论坛
16- -
《管理世界》(月刊)
2007年第 8期
行估计。为尽可能避免多重共线性和异方差性,所有
变量均以人均或比重的形式出现。运用GDP环比平
减指数对与价格有关的变量进行消胀 (资本存量利
用固定资产投资价格指数进行平减)。被解释变量共
包括 7类支出:基本建设支出、文体广播事业费、抚
恤与社会救济支出、教育事业费、工交流通部门事业
费、税务等部门事业费、公检法支出。解释变量除加
权支出外,还包括如下两类。
一是理论模型规定的外生解释变量:官员和非官
员居民占总人口的比重(share_nb和share_np)、非官
员居民的平均工资(np_wage)、人均资本存量(k)。官
员人数以国家机关与社会团体中的就业人数来替代,
非官员居民为总就业人数扣除官员后的人数;非官员
居民的平均工资根据非官员居民占职工总人数的比
重和职工工资总额计算得出;资本存量根据“永继盘
存法”估算得出,其中,
基期年资本存量、经济
折旧率、当年投资I的
确定以及缺失数据的
处理都参考张军等
(2004)的做法。
二是反映各个省
区公共品需求偏好的
外生解释变量:15岁
及以下人口占总人口
比 重 (share_15)、65
岁及以上人口占总人
口比重(share_65)、人
口密度(density)、失业
率(unemployment)、居
民人均收入(income)、
人均中央补助收入
(transfer)。人口密度
的引入是为了检验地
方公共品的消费是否
存在拥挤性或规模经
济性!"#;居民收入和中
央补助收入代表了省
级政府提供公共品的
潜在筹资能力,居民收
入是以城乡居民各自
占总人口的比重作为
权重,对城镇居民可支
配收入和农村居民纯收入加权平均计算得出。
所有原始数据均来源于 《中国统计年鉴》、《中
国财政年鉴》和《新中国55年统计资料汇编》。个别
年份的缺失数据按“插值法”估算得出。铁路里程数
据来源于“中国火车网”铁路里程和票价查询系统。
GDP差距权重矩阵中的人均GDP为各省市样本期
间人均GDP的算术平均值(Case et al.,1993)。
四、实证结果与分析
我们尝试对运用不同空间权重矩阵加权的各
类空间模型进行回归,通过对估计结果的比较和
相关统计量的检验,选择拟合效果最佳的模型,以
更好地确认导致省际间预算支出交互影响的原因
和渠道。下面以基本建设支出为例,说明模型的筛
选过程。表 2是对基本建设支出模型进行回归得
17- -
到的估计结果。
表2的第(1)列是不考虑空间影响时的OLS回
归结果(假定ρ=λ=0)。估计结果显示:人口密度、中
央补助收入和资本存量都显著地与基建支出正相
关 (置信水平都达到 99%)。人口密度每增加 1个
人,基建支出增加 元,基建支出提供的公共品
具有明显的规模经济性;中央补助收入每增加 1
元,基建支出增加 元,中央转移支付具有明显
的“粘蝇纸效应”;资本存量每增加 1元,基建支出
增加元,表明各省公共投入与私人投资之间存
在互补关系,这与近年来政府集中投资于非营利性
的公共基础设施项目,私人资本热衷于投向营利性
项目的情况是一致的。居民收入显著地与基建支出
负相关(置信水平为 95%),可能的解释是,居民收
入越高的省,基础设施往往比较完善,居民对公共
基础设施的消费需求相对会低一些;非官员就业人
数占总人口的比重与基建支出之间存在负相关关
系,表明各省的劳动和公共投入是相互替代的,但
这个系数并没有通过显著性检验。
将以铁路里程权重加权得到相邻省区人均基
建支出引入模型,运用 GMM进行估计,结果如表 2
的(2)~(4)列所示,其中残差空间自回归模型和一
般空间自回归模型的系数都大于1,如前所述,这两
类模型属于设定有误,不予采用;表 2的(5)~(7)列
为将以 GDP差距权重加权得到相邻省区人均基建
支出引入模型,利用GMM估计得到的回归结果,其
中一般空间自回归模型中系数 γ大于1,模型属于
设定有误,不予采用;表 2的(8)-(10)列为将以混
合权重加权得到的相邻省区人均基建支出引入模
型,得到的回归结果,其中残差空间自回归模型和
一般空间自回归模型中系数 γ都大于1,这两类模
型属于设定有误,不予采用;剩下(3)、(5)、(6)、(9)
符合模型设定的要求。比较(3)、(6)、(9)3个一阶空
间自回归模型的估计结果,模型(6)的 J统计量最
低,说明其工具变量过度识别的有效性要高于其他
两个模型;模型(6)的 adj-R2也略高于其他两个模
型;此外, (3)和(9)两个模型的空间系数均未通过
显著性检验,而模型(6)的空间系数 ρ通过了显著
性检验,其他外生变量大部分也都通过了显著性检
验,估计效果要明显好于其他两个模型。最后比较
(5)和(6)两个模型。模型(5)的空间系数 γ没有通
过显著性检验,而模型(6)的空间系数则在 10%的
水平上显著。最终我们选择模型(6)作为基本建设
支出的最佳估计模型!"#。
模型(6)的估计结果显示:某省的相邻省区每
增加 1元的基建支出,导致该省相应增加基建支出
元。这与前面的理论假说是一致的,经济状况
接近的省区之间在公共投入品的供给方面存在“竞
争效应”。模型(6)中,除了在OLS估计中没通过检
验的非官员居民工资的系数在空间模型 GMM估计
中通过了检验,其他解释变量的系数都与OLS估计
的系数差别不大,但 OLS估计系数普遍要略高于
GMM估计,这表明由于没有考虑省际间预算支出
决策的同时性,OLS估计系数存在一个向上的偏误
(Revelli,2003)。此外,我们根据理论模型的设定,
在空间模型中引入了两个加权外生变量,一个是邻
省的非官员居民比重,另一个是邻省的人均资本存
量。模型(6)估计结果表明,某省的邻省平均增加
1%的劳动供给和 1元的资本积累以提高 GDP,将
引致该省分别增加 元和 元的基建支
出。这在另一个侧面印证了中国省际间存在预算支
出的“竞争效应”。
我们以其他6类支出作为被解释变量,构建空
间自回归模型。估计结果显示,无论采用哪种权重对
相邻省区的支出进行加权,6类支出的残差空间自
回归模型和一般空间自回归模型都出现至少一个空
间相关系数(λ或ρ)大于1的情况,这说明这两种空
间模型都属于设定有误,而一阶空间自回归模型的
空间相关系数 ρ,无论在采用何种权重加权的情况
下都小于1,因此6类支出的三种空间模型中,只有
一阶空间自回归模型才是合意的。综合比较三种权
重加权下的一阶空间自回归模型估计结果的 adj-
R2、J-统计量以及系数估计效果,我们筛选出最佳的
6个模型作为最终的估计结果(如表3所示)。
1.文体广播事业费、抚恤和社会救济支出与教
育事业费。这3类支出都属于典型的一般消费型公
共支出,根据前文的假说,中国省际间一般消费型
公共支出存在“受益外溢效应”。模型的估计结果印
证了这一假说。表 3中模型(1)、(2)、(3)的一阶空
间自回归系数 ρ分别在 1%、10%、5%的水平上显
著,符号都为负,表明这三类支出提供的公共服务
在省际间具有消费上的替代性。某省的邻省提高这
三类公共服务的供给,将引致该省的居民降低对本
省相应服务的需求,从而导致该省相应支出的减
少。三个模型都以铁路里程权重对邻省的支出进行
加权,表明省际间流动的成本和难易程度是制约居
政府竞争、“攀比效应”与预算支出受益外溢
中国金融·财政论坛
18- -
《管理世界》(月刊)
2007年第 8期
民跨区消费三类公共服务的重要约束。从
人口密度的系数判断,文体广播服务存在
消费上的规模经济性,而抚恤与社会救济
服务以及教育服务存在消费上的拥挤性,
但拥挤性并不明显,两个系数都未通过显
著性检验;居民人均收入和非官员居民的
平均工资都与这三类支出正相关,表明居
民越富有的地区,政府提供三种公共服务
的筹资能力就越强。相邻省区的资本存量
与本省的三类支出正相关,表明邻省资本
的增加,在资本收益不变的情况下,将提
高邻省的产出和居民的收入,从而提高邻
省居民消费本省公共服务的能力;意外的
是,邻省非官员居民比重的提高,反而导
致本省三类支出的降低(教育事业费未通
过显著性检验)。可能的解释是:邻省劳动
供给增加,在产出增加的同时,有可能出
现劳动过度供给、工资降低的情况,由此
降低了邻省非官员居民的收入和消费能
力,从而减少对本省公共服务的需求。
2.部门事业费。曹景林(2006)指出,部
门事业费大部分为人头费,即公务员的工
资和福利。故可以将工交流通部门事业费
和税务等部门事业费视为公务消费型支
出。表3模型(4)、(5)的估计结果显示,中
国省际间公务消费型公共支出存在明显
的 “攀比效应”(都在5%的水平上显著),
某省增加1元工交流通部门事业费,会引
致邻省增加相应支出元;某省提高1元税务等
部门事业费,将引致邻省增加相应支出元;模
型(4)和(5)都以 GDP差距权重对相邻省区的支出
加权,这说明“攀比效应”存在于经济状况相似的省
区之间,这与前文的假说一致。必须说明,模型(4)、
(5)中,加权人均资本(Wk)和加权非官员居民比重
(Wshare_np)的估计系数都未通过显著性检验,而
且将这两个变量剔除并不影响模型的估计效果,这
说明公务型消费支出并不受邻省经济和人口结构的
影响,仅仅受邻省同类支出的影响,因此“攀比效应”
和“竞争效应”的作用渠道是不同的,为以示区别,我
们在(4)和(5)中剔除了两个加权外生变量。
3.公检法支出。表3模型(6)的估计结果显示:
某省增加公检法支出,提高打击犯罪、维护社会稳
定的力度,将使相邻省区受益,使之能降低用于公
检法方面的支出。模型(6)是以混合权重对邻省的
支出进行加权,这说明某省提高打击犯罪力度,会
使相邻地区与该省经济状况更为接近的省区受益
更多。这是比较容易理解的,因为相互交界,而且经
济状况比较接近的省区之间,往往受同类型的犯罪
活动的困扰,某一省提高打击此类犯罪活动的力
度,将起很好的示范效应,有助于抑止邻近省区的
同类犯罪活动。因此,公检法支出的受益外溢性与
文体广播事业费等 3类支出的受益外溢性作用渠
道是不同的。模型(6)还表明,人口密度越大,维护
社会稳定的难度就越大,用于公检法方面的支出就
越高;而一省官员人数比重的提高,特别是公检法
系统工作人员的增加,会有效遏制犯罪活动,从而
有助于该省降低公检法支出。
在估计上述 7类支出的空间自回归模型时,由
19- -
于残差空间自回归模型和一般空间
自回归模型存在设定错误(基建支出
的残差空间自回归模型虽满足设定
要求,但残差空间相关系数未通过显
著性检验),实际最终选择的都是一
阶空间自回归模型。由于没有对空间
相关性存在与否作检验,直接以相邻
省区的加权支出作解释变量可能存
在“伪回归”现象。为避免这种情况,
我们将各类支出与其加权支出作“格
兰杰因果检验”,以检验二者因果关
系的存在性。“格兰杰因果检验”对滞
后期数比较敏感,为此我们尽可能考
察多个滞后期,但由于样本的时期跨
度只有9年,滞后期也不宜过长。最
终选择的滞后期数为1~5期。结果如表4所示。就基
本建设支出、文体广播事业费和教育事业费而言,
“WG到G”的单向因果关系最为显著,滞后1~5期的
F统计量都在1%的水平上通过了检验;抚恤与社会
救济支出、工交流通部门事业费、公检法支出除 1期
外,其他4期都通过了检验,置信水平基本在95%以
上,WG到G的单向因果关系相当显著;税务等部门
事业费在滞后1、2期时,未通过检验,但从 3期开
始,都在 1%的显著性水平下通过了检验,WG到 G
的单向因果关系比较显著。总体来看,一阶空间自回
归模型以加权支出来解释支出的变动,基本不存在
“伪回归”的情况,模型对空间系数的估计是有效的。
我们将3类效应总结如表5所示。
五、基本结论与政策建议
本文构建了一个简单的理论框架,对地方政府
间预算支出的交互影响进行分析。并运用空间自回
归模型实证检验了中国地方政府间预算支出行为交
互影响的渠道、方向和程度。得到如下基本结论。
第一,一般消费型公共支出(文体广播事业费、
抚恤和社会救济支出、教育事业费、公检法支出)在
省际间存在明显的“受益外溢效应”。效应的产生是
通过居民跨区消费其他省区的公共服务来实现的
(公检法支出除外):某省的邻省增加一般消费型公
共服务的供给,将引致该省减少相应公共服务的供
给。第二,公务消费型公共支出(工交流通部门事业
费、税务等部门事业费)在省际间存在明显的“攀比
效应”。效应的产生是通过经济状况相似的省区间竞
相提高本地区公务消费标准和公务员福利来实现
的。第三,公共投入型支出(基本建设支出)在省际
间存在明显的“竞争效应”。在GDP政绩观激励下,
经济状况相近的省区间竞相上马基础设施项目,增
加公共投入品以促进本地区经济增长,由此导致省
际间公共投入型支出的竞争。
预算支出受益外溢性的存在,会影响地方公共
品的供给效率,使得从全国范围来看的地方公共品
供给低于有效的水平;而地方政府在预算支出方面
的攀比和竞争,在某种程度上对地方政府的支出决
策施加了“负激励”,从而引发一系列不合理的支出
行为,进一步加剧地方财政的困境,降低地方公共
资源的配置效率。因此,中央政府在制定转移支付
政策和推行地方政府预算改革时,应考虑到地方政
府间预算支出的横向交互影响,尽快建立有效的激
励和约束机制,以避免过度的公共投资竞争,同时
实现对公务消费的控制,引导地方政府合理地使用
预算支出,促进地方经济社会的综合协调发展以及
人民群众福利的提高。
(作者单位:武汉大学经济与管理学院财税
系;责任编辑:蒋东生)
政府竞争、“攀比效应”与预算支出受益外溢
中国金融·财政论坛
20- -
《管理世界》(月刊)
2007年第 8期
注释
①我们并不考虑辖区间因财政竞争导致的资源流动对政府
支出行为的影响。原因在于,我们在做实证分析时,利用的是中
国省一级的数据,在省这个层级上,由于地域广袤以及受户籍制
度的限制,居民依据税收和公共支出政策的差异而做出永久性
的跨区迁移并不普遍。虽然资本的流动在一定程度上受区域间
公共政策的影响,但在目前情况下,也更多体现为受地区经济发
展不均衡的影响和国家政策的引导。Case, .等(1993)在利用
美国州一级的数据做实证分析时,也考虑到这个情况。
②既有研究表明,辖区间的预算支出政策之所以会产生交
互影响,是由于某一辖区的居民享受到相邻辖区公共服务的收
益或承担了其支出政策带来的有形或无形的成本,在效用水平
受到影响之后,通过投票、游说、民意表达等途径影响公共决策
过程,促使本辖区政府调整相应的支出政策(Revelli,F.,2005)。故
而,通过构建居民效用最大化模型,将相邻辖区的公共支出引入
本辖区居民的效用函数,利用比较静态分析工具,可以从数理上
比较明确地揭示出辖区间预算支出交互影响的关系。这也是国
外在研究 “预算支出交互性”问题时,通常所采用的建模思路
(Case, . et al.,1993;Sole-Olle,A., 2006)。我们沿用此思路,通
过对居民和预算支出的分类,进一步修正居民的效用函数,使比
较静态模型可以反映出3类预算支出的交互性及其作用渠道。
③亚当·斯密的“廉价政府”理论认为,政府活动不具有生产
性。吴俊培(2005)利用新制度经济学的框架发展了这一理论,指
出政府的活动并不直接创造货币价值,但其通过提供公共服务能
够节约市场制度的交易费用,从而间接为价值的创造做出贡献。
④为简化分析,我们假定非官员居民的效用函数是可分的
(官员的效用函数也一样),从而避免对交叉偏导数符号的设定
(Conley, J. and Dix, M., 1999)。引入更为一般的效用函数形式
up(Xp/Np,Gc,Gc),并不会影响到最终的分析结论,但在作比较静
态分析时,计算过程相当繁琐。我们将私人消费额直接引入效用
函数,是为了避免将私人品价格纳入分析框架,后文对公共品价
格的处理也一样[参看Flatters, F.等(1974)]。此外,为简化分析,
我们还假定Gc和Gc是纯公共品,由辖区全体居民共同消费,引
入公共品的拥挤性:G/Nα,0≤α≤1,并不会影响最终的分析结论。
⑤假定政府只开征人头税,也是为了简化分析。我们尝试假
定政府对资本征税,得出的分析结论是一样的。
⑥此处,我们将 ζ[P(y,y)]写成更为一般的函数形式:ζ[f(GI,
Np,K),f(GI,Np,K)]。
⑦国家发改委宏观研究院原副院长刘福垣于 2007年 3月
24日表示,一些党政官员不考虑市场需求,为追求政绩,形成
GDP和固定资产投资高速增长的虚热现象,近年来中国经济出
现所谓的“过热”,主要是各地官员为追求政绩引发的“政府经济
热”(中新网2007年3月25日电)。据此,可以认为,“锦标竞争”
在现阶段的中国是比较普遍的。傅勇和张晏(2007)经过实证分
析则发现,追求“政绩最大化”的地方政府存在较大的激励把更
多的公共支出配置在能够直接推动增长,并有助于吸引外商直
接投资(FDI)的基本建设上。可以说,在基本建设上加大投入甚
至过度供给,业已成为某些地方政府推行“锦标竞争”的主要手
段。据此,我们做出中国地方政府间公共投入型支出存在“竞争
效应”的假说。
⑧近年来,政府竞相建设豪华办公楼的奢靡之风呈愈演愈烈
之势,目前已经从经济发达的东部地区刮到百姓贫瘠的西部省
份。像贵州、宁夏和重庆等地,都出现了类似“五角大楼”、“天安
门”、“白宫”等豪华版的办公楼(《郑州日报》2007年 6月 6日)。
这一情况引起中央的高度关注,2007年6月 1日中央纪委、审计
署等七部委联合召开新闻发布会,通报了河南省濮阳县违规修建
办公楼及领导干部住宅楼、山西省粮食局违规修建培训中心及
“粮神殿”、甘肃省兰州市财政局违规修建综合办公楼、山西忻州
煤矿安全监察局违规修建办公楼等四起违规修建办公楼等楼堂
馆所典型案件(新华网2007年6月1日电)。上述情况表明,目前
中国地方政府间在公务消费方面存在比较明显的攀比,由此我们
做出中国地方政府间公务消费型支出存在“攀比效应”的假说。
⑨地方政府间公共服务受益的外溢,集中体现在教育、文体
设施(公园、博物馆和体育馆)、治安等方面。以教育为例,基本上
在各个教育层次上,都存在跨省区消费教育服务的情况。周边省
市的考生,向高等教育比较发达的北京、上海、天津、西安等城市
聚集,享受这些地区高质量教育服务的情况目前已经相当普遍。
甚至在高中教育和职业教育领域,也出现了跨省区消费的现象。
据《华东新闻》2006年 5月 12日报道,上海自 2000年起招收外
省市高中生,目前招生总人数在 2000名左右,学生主要来自于
浙江和江苏;《南方日报》2007年 6月 1日报道,广东省技校
2006年共从省外招收了 16960人,占总招生人数的 %。据
此,我们作出中国地方政府间一般消费型公共支出存在“受益外
溢效应”的假说。但对这一假说的符号,我们无法事先给出判断,
原因在于,一般消费型公共服务种类较多,各种服务外溢性的作
用机制是不同的。对于教育服务的外溢性,我们可以判断其支出
导数为负。而对于治安警察服务,我们则无法事先判断外溢性的
作用方向,因为某一省增加治安支出,提高打击犯罪的力度,既
有可能重创某一类犯罪活动,使得周边地区也从中受益,能够减
少相应的治安支出,也有可能将犯罪分子驱赶到邻近省市,迫使
周边地区政府不得不随之提高治安支出。
⑩除铁路里程权重外,我们还尝试使用客运票价(现价)的
倒数来构建权重矩阵,方程估计的效果与里程权重差不多,考虑
到票价也是经济变量,短期内会发生变动,以其对“相邻”程度赋
值,在客观性方面不如里程权重,故不予采用。
+,-虽然我们在理论模型中为了简化分析而假定各辖区提供
的公共品是纯公共品,但在实际中,更多的地方公共品具有混合
品的特征。实证中引入人口密度变量正是基于这个考虑。
+.-目前空间计量经济学尚未开发出基于面板 GMM的空间
效应检验统计量,现有的LM-error和 LM-lag统计量都是基于极
大似然估计构建的,而且往往针对的是截面数据。在最近两项基
于面板数据的研究中,Baicke, K.(2005)和沈坤荣、付文林(2006)
都没有对残差项和一阶空间滞后项的空间效应进行检验,而是
直接采用一阶空间自回归模型。我们尝试对各种空间模型进行
估计,根据空间相关系数是否大于 1来判断模型设定是否有误,
以及根据模型的估计效果来确定采用何种空间模型。为避免出
现“伪回归”的情况,下文我们将对所选模型中作为被解释变量
的支出数据和作为解释变量的加权支出数据做滞后数期的 “格
兰杰因果检验”,以确认二者之间的因果关系是否存在。
参考文献
(1)Baicker, K., 2006,“The Spillover Effects of State Spend-
ing”, Journal of Public Economics, vol. 89(2-3), ~544.
(2)Bell, K., Nancy, P. and Bockstael, E., 2000,“Applying the
Generalized-Moments Estimation Approach to Spatial Problems In-
volving Microlevel Data”, The Reviewof Economics and Statistics,
Vol. 82, .(Feb.,), ~82.
(3)Besley, T. and Case, A., 1995,“Incumbent Behavior:
Vote-seeking, Tax-setting, and Yardstick Competition”, American
Economic Review, , .(Mar), ~45.
(4)Borck, R., 2005,“Fiscal Competition, Capital-Skill Com-
plementarity and the Composition of Public Spending”, DIW Work-
ingPaper. .
(5)Borck, R., 2006,“Fiscal Competition and the Composition
of Public Spending: Theory and Evidence”, IZA Discussion Paper
No. 2428.
(6)Brett, C. and J. Pinkse., 2000,“The Determinants of Mu-
nicipal Tax Rates in British Columbia”, Canadian Journal of Eco-
nomics, 33, ~714.
21- -
(上接第 11页)Income Taxation with Incomplete Markets, Bor-
rowing Constraints and Constant Discounting”, Journal of Political
Economy, 103, ~1175.
(7)Aiyagari, S. Rao and E. R. McGrattan, 1998,“The Opti-
mumQuantity of Debt”, Journal of Monetary Economics, 42, pp.
447~469.
(8)Barro, Robert J., 1974,“Are Government Bonds Net
Wealth?”, Journal of Political Economy, 82, ~1117.
(9)Barro, Robert J., 1990,“Government Spending in a Simple
Model of Endogenous Growth”, Journal of Political Economy, 98,pp.
103~125.
(10)Chamley, Christophe, 1981,“The Welfare Cost of Capital
Income Taxation in a Growing Economy”, Journal of Political Econ-
omy, 89, ~496.
(11)Chamley, Christophe, 1986,“Optimal Taxation of Capital
Income in General Equilibrium with Infinite Lives”, Econometrica,
54, ~622.
(12)Lucas, R. E., Jr., 1990,“Supply-Side Economics: An
Analytical Review”, Oxford Economic Papers, 42, ~316.
(13)Ramey, Garey and Valerie Ramey, 1995,“Cross-Country
Evidence on the Link between Volatility and Growth”, American
Economic Review, 85, ~1151.
(14)Tauchen, G., 1986,“Finite State Markov Chain Approxi-
mations to Univariate and Vector Autoregressions”, Economic Let-
ters, 20, ~181.
(15)Turnovsky, Stephen J., 1996,“Optimal Tax, Debt, and
Expenditure Policies in a Growing Economy”, Journal of Public E-
conomics, 60, ~44.
(16)Woodford, M., 1990,“Public Debt as Private Liquidity”,
AmericanEconomicReviewPapersandProceeding,80,~388.
(7)Brueckner, ., 2003,“Strategic Interactions among Gov-
ernments: An Overviewof the Empirical Literature”, International
Regional Science Review, vol. 26(2), ~188.
(8)Brueckner, J. and Saavedra, L., 2001,“Do Local Govern-
ments Engage in Strategic PropertyTaxCompetition?”, National Tax
Journal, 54, ~229.
(9)Buettner, T., 2001,“Local Business Taxation and Competi-
ton for Capital: the Choice of the Tax Rate”, Regional Science and
Urban Economics, 31, ~245.
(10)Case, ., Hines Jr., . and Rosen, ., 1993,“Bud-
get Spillovers and Fiscal Policy Interdependence: Evidence from the
State”, Journal of Public Economics, vol. 52(October), ~307.
(11)Conley, J. and Dix, M., 1999,“Optimal and Equilibrium
Membership in Clubs with the Presence of Spillovers”, Journal of
Urban Economics, vol. 46, ~229.
(12)Dalhby, B., 1994,“Fiscal Externalities and the Design of
Intergovernmental Grants”, International Regional Science Review,
vol. 3, ~412.
(13)Flatters, F., Henderson, V. and Mieszkowski, P., 1974,
“Public Goods, Efficiency, and Regional Fiscal Equalization”, Jour-
nal ofPublic Economics, , ~112.
(14)Feld,L. and G. Kirchgassner., 2005,“Income Tax Compe-
tition at the State and Local Level in Switzerland”, Regional Science
and Urban Economics, 31, ~213.
(15)Freret, S., 2005,“Spatial Analysis of Horizontal Fiscal In-
teractions on Local Public Expenditure: the French Case”, UMR
WorkingPaper.
(16)Gramlich E. M. and Rubinfeld. D. L., 1982,“Micro Esti-
mates of Public Spending Functions and Tests of the Tiebout and
Median-Voter Hypotheses”, The Journal of Political Economy, Vol.
90, .(June), ~560.
(17)Keen, M. and Marchand, M., 1997,“Fiscal Competition
and the Pattern of Public Spending”, Journal of Public Economics,
, ~53.
(18)Kelejian, . and Prucha, ., 1999,“A Generalized
Moments Estimator for the Autoregressive Parameter in a Spatial
Model”, International Economic Review, Vol. 40, No. 2.(May), pp.
509~533.
(19)Kelejian, . and Robinson, D., 1993,“A Suggested
Method of Estimation for Spatial Interdependent Models with Auto-
Correlated Errors, and Application to a County Expenditure Model”,
Papers in Regional Science, 72, ~312.
(20)Lundberg, J., 2001,“ASpatial Interaction Model of Bene-
fit Spillovers from Locally Provided Public Services”, CERUM
WorkingPaper 35. .
(21)Murdoch, J., Rahmatian, M. and Thayer, 1993,“A Spa-
tially Autoregressive Median Voter Model of Recreation Expendi-
ture”, Public Finance Quarterly, vol. 21, ~350.
(22)Revelli, F., 2003,“Reaction or Interaction? Spatial Pro-
cess Identification in Multi-tiered Government Structures”, Journal
ofUrban Economics, Vol. 53, ~53.
(23)Saavedra, 2000,“A Model of Welfare Competition with
Evidence from AFDC”, Journal of Urban Economics, Vol, 47, pp.
248~279.
(24)Shroder, M. 1995,“Games the States Don’t Play: Welfare
Benefits and the TheoryofFiscal Federalism”, Reviewof Economics
and Statistics, 77, ~191.
(25)Sole-Olle, A., 2001,“Budget Spillovers in a Metropolitan
Area: Typology and Empirical Evidence”, IEB Working Paper. http:
//.
(26)Sole-Olle, A., 2006,“Expenditure Spillover and Fiscal
Interactions: Empirical Evidence fromLocal Governments in Spain”,
Journal ofUrban Economics, Vol. 59, ~53.
(27)Tiebout, C. M.,1956,“A Pure Theory of Local Expendi-
ture”,JournalofPoliticalEconomy,(Oct),~424.
(28)Niskanen, W. A. Jr, 1994, Bureaucracy and Public Eco-
nomics, Brookfield, Vermont:Edward Elgar.
(29)曹景林:《中国政府在收入分配中的作用》,载蔡日方、万广
华主编《中国转轨时期收入差距与贫困》,中国社会科学出版社,
2006年。
(30)傅勇、张晏:《中国式分权与财政支出结构偏向:为增长
而竞争的代价》,《管理世界》,2007年第3期。
(31)沈坤荣、付文林:《税收竞争、地区博弈及其增长绩效》,
《经济研究》,2006年第6期。
(32)吴俊培:《对斯密“廉价政府”的重新思考———兼对主流
经济理论的质疑》,《涉外税务》,2005年第1期。
(33)张军、吴桂英、张吉鹏:《中国省际物质资本存量估算:
1952~2000》,《经济研究》,2004年第10期。
(34)周黎安:《晋升博弈中政府官员的激励与合作———兼论
我国地方保护主义和重复建设问题长期存在的原因》,《经济研
究》,2004年第6期。
(35)周业安、冯兴元、赵坚毅:《地方政府竞争与市场秩序的
重构》,《中国社会科学》,2004年第1期。
(36)周业安、赵晓男:《地方政府竞争模式研究———构建地方
政府间良性竞争秩序的理论和政策分析》,《管理世界》,2002年
第12期。
!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!
政府竞争、“攀比效应”与预算支出受益外溢
中国金融·财政论坛
22- -
