財政支出競爭、城投債發(fā)行與城市經(jīng)濟增長——基于財政支出壓力視角

肖 葉

(上海財經(jīng)大學 公共經(jīng)濟與管理學院，上海 200433)

一、引言及文獻綜述

十九大報告指出當前我國經(jīng)濟發(fā)展已由高速發(fā)展階段步入高質(zhì)量發(fā)展階段，經(jīng)濟發(fā)展不能再像以往那樣過度追求經(jīng)濟增長數(shù)量，而是要著眼于提高經(jīng)濟增長質(zhì)量。在這樣的背景下，財政政策作為宏觀經(jīng)濟調(diào)控工具，特別是財政支出競爭作為地方政府吸引經(jīng)濟資源的主要工具之一，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展中扮演著越來越重要的角色。1994年的分稅制改革雖然解決了中央與地方財政收入分配問題，但并沒有改變中央與地方在事權劃分方面的格局[1]。這直接導致中央與地方財政支出責任方面日益模糊，集中表現(xiàn)為分稅制改革在收入權限上收中央的同時，支出責任卻在下移，造成地方政府特別是基層地方政府承擔了過多的支出責任，形成了嚴重的財權與事權不匹配的問題。雖然地方政府只有有限的收入權限，但在支出權限方面卻具有較大自主權，地方政府之間的競爭逐漸轉(zhuǎn)向了支出競爭[2]。地方政府為了贏得競爭優(yōu)勢，可以通過調(diào)整支出結構來實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與自身效用最大化，例如通過地方保護與增加基礎設施投入來拉動經(jīng)濟增長，從而贏得地方政府之間的競爭優(yōu)勢[3]。此外，在當前GDP績效考核機制下，地方政府官員為了完成任期內(nèi)的考核任務，獲得更多晉升機會，會選擇通過壓縮社會性支出，增加能夠直接拉動經(jīng)濟增長的基建支出比例的方式來促進地區(qū)經(jīng)濟增長。由于基礎設施建設對經(jīng)濟增長的帶動作用遠大于社會性支出，因此通過財政支出競爭流入的資本會被再次投入基礎設施建設之中，從而造成產(chǎn)能過剩以及重復建設等問題，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面效應[4]。那么，我國地方政府之間的財政支出競爭是否真正促進了城市經(jīng)濟增長？財政支出競爭對經(jīng)濟增長的作用機制是什么？其是否在不同的經(jīng)濟發(fā)展水平的城市之間存在差異？針對上述問題展開探討將有助于我們認清財政支出競爭問題的本質(zhì)，發(fā)現(xiàn)其中存在的問題，對經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

自從Tibout(1956)提出“以足投票”理論以來，學者便對財政支出競爭展開了研究[5]。該理論認為人們在選擇居住地時，會考慮居住地的基本公共服務的供給水平，同時地方政府為了吸引人力資本的流入，會盡最大的能力來提供公共產(chǎn)品和服務，正是因為人力資本的流入推動了地區(qū)經(jīng)濟增長。Justman、Thisse和Ypersele(2005)認為，公共品和服務的供給水平的提高可以通過財政支出競爭手段來實現(xiàn)，從而間接提高居民滿意度與福利水平，促進地區(qū)經(jīng)濟增長[6]。在財政收入一定的條件下，財政支出競爭會減少財政收入，因而地方政府會減少不必要的支出，從而提高資金使用效率，促進經(jīng)濟增長[7]。相比國外學者而言，國內(nèi)學者對財政支出競爭問題研究起步較晚，張軍等(2007)指出財政支出競爭可以通過提供優(yōu)良的公共品和服務，吸引人力資本的流入，從而推動經(jīng)濟增長[8]。李濤、周業(yè)安(2008)通過省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，其他地區(qū)的總財政支出或科教文衛(wèi)支出能促進本地區(qū)經(jīng)濟增長，而其他地區(qū)基建支出或行政事業(yè)支出則抑制本地區(qū)經(jīng)濟增長[9]。按支出職能分類的研究表明，地方政府預算內(nèi)支出、經(jīng)濟性支出和維持性支出不利于經(jīng)濟增長，而社會性支出則顯著促進了經(jīng)濟增長[10]?；谏鲜鲅芯?，林建浩(2011)發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟性支出競爭中的基建支出競爭無論短期還是長期均能顯著促進經(jīng)濟增長，且這種競爭效應具有外溢性；科教文衛(wèi)支出競爭短期內(nèi)不能促進經(jīng)濟增長，長期則能顯著促進經(jīng)濟增長[11]。進一步通過支出分類、構建空間杜賓模型的研究也表明，經(jīng)濟性支出競爭在短期內(nèi)能促進經(jīng)濟增長，而社會性支出競爭在短期內(nèi)顯著抑制了地區(qū)經(jīng)濟增長[3]。隨著計量經(jīng)濟學的快速發(fā)展，近年來相關研究的重點逐漸轉(zhuǎn)向非線性模型領域。其中，鄧明通過構建省際非線性面板數(shù)據(jù)模型進行研究發(fā)現(xiàn)，財政支出競爭與經(jīng)濟增長效率存在顯著非線性關系，當支出競爭程度較小時，對財政支出展開競爭能促進經(jīng)濟增長；當支出競爭程度較高時，對財政支出展開競爭反而抑制經(jīng)濟增長[12]。進一步研究發(fā)現(xiàn)這種非線性關系在不同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)依然存在，在經(jīng)濟較落后的地區(qū)，財政支出競爭抑制了地區(qū)經(jīng)濟增長，而在經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)，財政支出競爭則促進了地區(qū)經(jīng)濟增長[13]。

通過文獻梳理我們發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究主要是利用省級數(shù)據(jù)進行研究，而我國的地方政府競爭更多的是在市與縣級政府之間展開，因此省級層面數(shù)據(jù)未必能反映地方政府間支出競爭全貌；其次，現(xiàn)有研究忽視了財政支出競爭短期內(nèi)會帶來支出壓力，從而激發(fā)地方政府發(fā)行城投債等來為支出競爭進行融資，緩解支出壓力，而且現(xiàn)有研究缺乏對其中可能存在的內(nèi)在機制進行分析。最后，現(xiàn)有研究鮮有考慮地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平在財政支出競爭對經(jīng)濟增長影響方面存在的差異，如果忽略這種差異可能會導致估計結果存在估計偏差。因此，通過對文獻進行梳理對比發(fā)現(xiàn)，本文貢獻主要包括以下幾個方面：(1)作用機理與研究數(shù)據(jù)。為了厘清財政支出競爭影響經(jīng)濟增長作用機理，本文引入了城投債發(fā)行作為財政支出競爭對經(jīng)濟增長的作用機理進行了系統(tǒng)分析。研究數(shù)據(jù)方面，本文采用市級層面數(shù)據(jù)進行研究。與省級面板數(shù)據(jù)相比，市級層面數(shù)據(jù)一方面更能反映我國地方政府之間財政支出競爭的全貌，另一方面由于樣本量更大，能得到更為精確穩(wěn)健的估計結果。(2)研究方法。現(xiàn)有研究通常采用傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型來研究財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響，忽略了不同地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展差異帶來的影響，因而估計結果可能存在偏誤。采用面板分位數(shù)模型能充分考慮不同的經(jīng)濟發(fā)展水平下財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長影響的差異。(3)研究視角。本文基于財政壓力視角研究了財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響機制，這是與以往研究文獻的不同之處。

二、作用機理與理論假設

1994年的分稅制改革解決了中央與地方之間收入分配問題，也形成了以GDP為中心的官員績效考核機制。正是在這種激勵機制作用下，催生了中國官員晉升錦標賽模式[14]。地方政府官員為了發(fā)展本地經(jīng)濟，獲得晉升機會，開始不遺余力地使用各種財政工具來吸引經(jīng)濟資源。其中，稅收競爭與財政支出競爭作為地方政府吸引經(jīng)濟資源的主要工具，在地方經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了重要的作用。前者主要是依靠稅收優(yōu)惠來吸引經(jīng)濟資源，而后者則是通過加大財政支出投入，改善投資環(huán)境來吸引經(jīng)濟資源。但是在當前地方政府支出規(guī)模越來越大的背景下，地方政府(特別是欠發(fā)達地區(qū)地方政府)如果通過稅收競爭的方式展開競爭，很可能會在短期內(nèi)造成地方財政赤字，加大財政支出風險，因此隨著經(jīng)濟的發(fā)展和地方政府支出規(guī)模的擴大，地方政府之間的競爭逐步由稅收競爭轉(zhuǎn)向支出競爭。地方政府之間在開展財政支出競爭時，由于社會服務性支出短期內(nèi)難以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用，因此為了短期內(nèi)拉動經(jīng)濟增長，提高官員政績，通常會選擇通過壓縮科教文衛(wèi)等社會服務性支出的比例，增加基礎設施支出比例的方式來調(diào)整財政支出結構，從而造成財政支出結構扭曲[4][15]。由于基礎設施領域資金投入大，在地方政府財政收入一定的情況下，短期內(nèi)會給地方政府帶來財政壓力。此時為了緩解支出競爭帶來的財政壓力，一方面地方政府會選擇通過發(fā)展房地產(chǎn)等高稅負行業(yè)來帶動經(jīng)濟增長[16][17]。另一方面地方政府會以信用擔保進行城投債的發(fā)行[18]，而且在經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地方城投債發(fā)行規(guī)模越大[19]，從而為“蒂伯特競爭”提供資金援助，支撐本地基礎設施發(fā)展和相關生產(chǎn)要素流入[18][20]，最終促進城市經(jīng)濟增長。綜合上文關于財政支出競爭影響城市經(jīng)濟增長的作用機理相關闡述，我們提出如下兩個研究假設：

假設1：地方政府之間的財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用。

假設2：地方政府之間的財政支出競爭產(chǎn)生了財政支出壓力，而城投債發(fā)行是緩解支出壓力，進而拉動經(jīng)濟增長的傳導渠道。

此外，地方政府之間的財政支出競爭可能會因為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不同程度的影響。在地方政府間不存在惡性財政支出競爭時，在經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，由于地方財力相對雄厚，面臨的財力約束較松，當?shù)胤秸归_財政支出競爭時，產(chǎn)生的地方財政支出壓力較小，因此發(fā)行城投債能有效緩解財政支出壓力。從而保證基礎設施領域支出增長的同時還能確保民生領域(社保、教育、醫(yī)療等)支出不受“擠壓”，使得民眾幸福感得到提升，社會繁榮穩(wěn)定，進一步促進經(jīng)濟發(fā)展水平的提高。另一方面，隨著基礎設施和投資環(huán)境的逐步完善，地方政府在競爭中吸引了大量經(jīng)濟資源流入的同時，地區(qū)產(chǎn)業(yè)(特別是金融、房地產(chǎn)、建筑業(yè)等高稅收行業(yè))得到大力發(fā)展，給地方政府帶來大量稅收收入，充實了地方政府財力，進一步拉動經(jīng)濟增長。相反，當經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的地方政府進引財政支出競爭時，由于其財政收入大量依靠上級政府的轉(zhuǎn)移支付，自有財力相對薄弱，面臨較緊的財力約束，導致短期內(nèi)會產(chǎn)生較大的財政支出壓力。因此，這些地方政府展開支出競爭時將大量的財政資金投入基礎設施領域會“擠占”民生領域支出，激發(fā)社會矛盾，削弱財政支出競爭對經(jīng)濟增長的拉動作用。綜合上述分析，進一步提出研究假設：

假設3：財政支出競爭在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生了較大的支出壓力，在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生了較小的支出壓力。

假設4：財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長的促進效應在經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)越大，在經(jīng)濟發(fā)展水平越低的地區(qū)越小。

三、模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設定

Koenker和Bassett(1978)提出了“分位數(shù)回歸”(quantile regression)很好地解決了回歸結果易受極端值影響問題，為了得到較穩(wěn)健的回歸結果，分位數(shù)回歸中使用殘差絕對值的加權平均作為最小化的目標函數(shù)，故回歸結果不易受極端值影響，較為穩(wěn)健[21]。而且運用分位數(shù)回歸計量方法，將有助于我們更好地發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異在地方政府間財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長的不同影響，鑒于此，本文構建如下計量模型：

PGDPit=α0+α1Compeit+∑αjControlit+μi+νt+εit

(1)

式(1)中，PGDP為城市年末人均GDP，代表經(jīng)濟發(fā)展水平，后文還采用了城市GDP增長率進行穩(wěn)健性檢驗；Compe為本文的核心解釋變量——地方財政支出競爭水平；Control為控制變量；α0為截距項，系數(shù)α1是財政支出競爭回歸系數(shù)，也是本文主要關心的系數(shù)，反映的是經(jīng)濟增長對地方政府財政支出競爭的反應彈性；αj為一系列控制變量回歸系數(shù)，μi為地區(qū)固定效應，νt為時間固定效應，εit為殘差項。其中i為286個地級及以上城市，t包含2008～2016年的時間區(qū)間。本文采用面板數(shù)據(jù)的Bootstrap的方法，使用自助法來計算分位數(shù)回歸的標準誤。

(二)變量選取

1.核心解釋變量。本文借鑒傅勇、張晏(2007)的做法[4]，使用式(2)構建財政支出競爭指標(Compe)，具體計算公式如下：

(2)

式(2)中：Fiscalit為t年i地區(qū)總財政支出；Populationit為t年i地區(qū)總人口；Fiscalit/Populationit表示i地區(qū)t年的人均財政支出。Fiscalt為t年286個地級市的財政總支出；Populationt為t年286個地級市的總人口；Fiscalt/Populationt表示t年286個地級市的人均財政支出。因此，Compe是某一地區(qū)的人均財政支出與所有地區(qū)的人均財政支出之比。該地區(qū)的相對財政支出水平越高，即Compe越大，說明地方的財政支出競爭程度越高；反之，則越低。

2.控制變量。由于影響城市經(jīng)濟增長的因素眾多，為了盡量避免遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，我們在借鑒現(xiàn)有研究文獻基礎上，選取如下控制變量：(1)產(chǎn)業(yè)結構(Struc)。三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻不同，因而有必要考慮其對經(jīng)濟增長的影響。(2)固定資產(chǎn)投資水平(Inves)。作為傳統(tǒng)的拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，投資是拉動經(jīng)濟增長的主要動力①。(3)對外開放水平(Open)。作為傳統(tǒng)的拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，其對經(jīng)濟增長的作用不容忽視。(4)金融規(guī)模水平(Finan)。主要反映企業(yè)的融資需求，因而勢必也會影響經(jīng)濟增長。(5)人力資本水平(Human)。作為資本的兩大要素之一，與物質(zhì)資本一樣，人力資本也會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。(6)消費水平(Consum)。消費作為拉動經(jīng)濟增長的傳統(tǒng)“三駕馬車”之一，對經(jīng)濟增長的影響不可忽視。(7)就業(yè)水平(Employ)。就業(yè)率作為勞動要素投入的衡量指標，是拉動經(jīng)濟增長的源泉之一。上述變量分別選取第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值之和占城市GDP比重、全社會固定資產(chǎn)投資總額占城市GDP比重、FDI占GDP比重②、年末金融機構貸款余額占城市GDP比重、各城市高等學校在校生人數(shù)占總人口比重③、全社會消費品零售總額占城市GDP比重以及就業(yè)人數(shù)占年末總人口的比重作為衡量指標。此外，由于實際利用外資中的金額為美元，因此，本文依據(jù)國家外匯管理局年報中公布的人民幣兌美元年均匯率，將實際利用外資金額換算成人民幣價格。

3.其他變量。為了驗證前文提出的假設以及后文擴展性分析的需要，本文還選取了額外的變量進行分析，主要選取了其余4個變量，分別為市委書記變更、市長變更、市委書記和市長同時變更以及城投債發(fā)行水平。其中市委書記變更、市長變更與市委書記和市長同時變更均為虛擬變量，市委書記變更和市長變更的虛擬變量定義如下：如果當年市委書記、市長變更則取值為1，否則取值為0；市委書記和市長同時變更的虛擬變量定義如下：如果當年市委書記和市長同時變更取值為1，如果只有市委書記、市長其中一個變更或兩者均未變更則取值為0。城投債發(fā)行水平選取每個城市當年的發(fā)債金額占當年財政支出比重作為衡量指標。

(三)數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計

考慮到2007年收支分類改革的影響，為了保證統(tǒng)計口徑前后的一致，本文選取2008～2016年286個城市的年度面板數(shù)據(jù)作為樣本，其中剔除了部分數(shù)據(jù)缺失程度較為嚴重的城市樣本。各變量數(shù)據(jù)主要來源于EPS統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國財政統(tǒng)計年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。其中年末常住總人口數(shù)據(jù)來自CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，城投債數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，官員變更數(shù)據(jù)根據(jù)作者網(wǎng)絡搜索整理得到。由于統(tǒng)計年鑒公布的GDP數(shù)據(jù)是名義GDP數(shù)據(jù)，因此本文采用2008年為基期的各省市CPI指數(shù)進行物價平減，采用消除物價變動后的實際GDP作為真實的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平指標，各變量的統(tǒng)計性描述結果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗與結果分析

(一)基準估計結果分析

在進行分位數(shù)回歸之前，為了使分位數(shù)模型估計結果有一個良好的參照標準，我們首先進行Hausman檢驗，結果顯示使用固定效應模型(FE)進行估計較合適，因此，首先通過固定效應模型進行估計，再通過面板分位數(shù)模型進一步分析，最后比較兩者的異同。本文選擇5個具有代表性的分位點10%、25%、50%、75%和90%，相關分析結果如表2所示。

表2 基準回歸結果

注：(1)***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著(下表同)；(2)固定效應模型括號內(nèi)為標準誤，分位點回歸結果括號內(nèi)為通過bootstrap得出的標準誤，bootstrap次數(shù)為400次(下表同)。(3)資料來源：使用Stata14.0軟件估計得到。

表2的估計結果顯示，無論是在固定效應模型還是面板分位數(shù)模型中，財政支出競爭回歸系數(shù)均顯著為正，且均通過了5%的顯著性水平檢驗。說明地方政府間財政支出競爭促進了城市經(jīng)濟增長,直接印證了前文提出的假設1。進一步觀察各分位數(shù)水平上財政支出競爭系數(shù)的變化趨勢不難發(fā)現(xiàn)，財政支出競爭估計系數(shù)的浮動區(qū)間為[0.1799,0.6868]。與固定效應模型的回歸結果相比，90%分位數(shù)水平上的估計系數(shù)的大小(0.6868)是固定效應模型中回歸系數(shù)(0.2671)的兩倍多。說明如果不考慮參數(shù)異質(zhì)性，則會給估計結果帶來較大的估計偏差，因此考慮參數(shù)的異質(zhì)性是有必要的。此外，隨著分位點的提高，估計系數(shù)呈現(xiàn)出逐漸增大的“直線型”上升趨勢，說明對經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市而言，財政支出競爭對經(jīng)濟增長具有更大促進作用，這直接印證了前文提出的假設4?？傮w而言，財政支出競爭無論在固定效應模型還是分位數(shù)模型中均顯著促進了城市經(jīng)濟增長④。

(二)傳導機制檢驗結果分析

上述回歸結果表明財政支出競爭促進了城市經(jīng)濟增長，且在經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)這種促進作用越明顯。那么，財政支出競爭是如何促進經(jīng)濟增長的？換言之，財政支出競爭促進經(jīng)濟增長的作用機制是什么？在前文的理論假設部分我們提出了城投債發(fā)行渠道機制，因此，我們將對這種機制是否真正存在進行實證檢驗。

為了進一步驗證前文提出的假設2，我們首先將城投債發(fā)行對財政支出競爭進行回歸，以此來檢驗財政支出競爭是否促進了城投債發(fā)行；接下來我們將人均GDP對城投債發(fā)行進行回歸，以此檢驗城投債發(fā)行是否促進了經(jīng)濟增長。如果財政支出競爭促進了城投債發(fā)行，城投債發(fā)行又促進了經(jīng)濟增長，則說明財政支出競爭通過城投債發(fā)行促進了經(jīng)濟增長，具體回歸結果如表3-1和表3-2所示。

表3 傳導機制檢驗結果

注：限于篇幅原因，上述回歸結果均省略控制變量的估計結果(下表同)。

從表3-1的回歸結果可以看出，財政支出競爭顯著地促進了城投債發(fā)行，這與鄭威等(2017)的研究結論一致[22]。說明財政支出競爭在產(chǎn)生財政支出壓力的同時也會通過發(fā)行城投債來緩解支出壓力。此外，財政支出競爭估計系數(shù)在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)較大，說明財政支出競爭在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)生了較大的支出壓力，驗證了前文提出的假設3。表3-2的回歸結果表明城投債發(fā)行拉動了經(jīng)濟增長，即財政支出競爭通過城投債發(fā)行緩解財政支出壓力，進而拉動經(jīng)濟增長，這直接驗證了前文提出的假設2。進一步從不同分位點的回歸系數(shù)可以看出，在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)財政支出競爭通過城投債發(fā)行對經(jīng)濟增長的促進作用更大，這也進一步驗證了假設4。

(三)異質(zhì)性分析

1.城市規(guī)模異質(zhì)性分析?？紤]到現(xiàn)有城市規(guī)模等級體系和財政競爭體制，根據(jù)國發(fā)(2014)51號文件《關于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》中的城市規(guī)模劃分標準，我們發(fā)現(xiàn)樣本中的超大城市、中等城市以及小城市的樣本量分別只有14個、7個和4個，樣本量較小容易造成估計結果的誤差，加上超大城市包含4個直轄市⑤，并且中小城市中有一些位于經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，其財政體制與一般地區(qū)存在較大差異，因此為了得到較為精確的估計結果，本文將上述樣本予以剔除，最終將城市樣本按規(guī)模分為特大城市、I型大城市、II型大城市3組⑥。根據(jù)上述分類方法，依次進行回歸檢驗，具體回歸結果如表4所示。

表4 城市規(guī)模異質(zhì)性估計結果

從按城市規(guī)模分組的估計結果來看，無論固定效應模型還是分位數(shù)模型均顯示財政支出競爭估計系數(shù)顯著為正，且特大城市和I型大城市的財政支出競爭回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗，II型大城市也均通過了5%的顯著性水平檢驗。說明財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響在大城市之間并沒有表現(xiàn)出本質(zhì)性差異，不同規(guī)模大城市的財政支出競爭均促進了城市經(jīng)濟增長，同樣證實了前文的結論。而且整體來看，這種促進作用在特大城市表現(xiàn)得更加明顯。此外，從分位點回歸結果可以看出，無論特大城市還是I型與II型大城市的財政支出競爭回歸系數(shù)隨著分位數(shù)水平的提高呈現(xiàn)出逐漸增大的趨勢，與基準回歸結果一致。此外，特大城市的財政支出競爭估計系數(shù)最大，其次為I型大城市，最小的為II型大城市。這是由于特大城市主要位于東部發(fā)達地區(qū)，基礎設施較完善，投資環(huán)境好，對資本的吸引力較強。加上東部地區(qū)地方政府財力雄厚，有充足的財政資金參與地方政府間競爭。相反，I型和II型大城市主要位于中西部地區(qū)與東部較落后的地區(qū)，基礎設施建設相對而言不完善，投資環(huán)境較差，對資源要素的吸引力有限，加上中西部地區(qū)地方政府財力受約束較緊，參與競爭的財政資金相對有限。因此，特大城市的財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長的拉動作用大于I型和II型大城市。

2.區(qū)域異質(zhì)性分析。由于我國國土面積大、東西跨度長，東、中、西部地區(qū)由于受地理位置等因素影響，導致在經(jīng)濟發(fā)展方面存在較大的發(fā)展差異。為了進一步考察區(qū)位因素給估計結果帶來的影響，本文進一步分東、中、西部地區(qū)進行分析⑦，估計結果見表5。

表5 區(qū)域異質(zhì)性估計結果

從表5的估計結果可以發(fā)現(xiàn)，財政支出競爭估計系數(shù)在固定效應模型與面板分位數(shù)模型中均顯著為正，且至少通過5%的顯著性水平。其中，東部地區(qū)財政支出競爭估計系數(shù)最大，其次為中部地區(qū)，最小的為西部地區(qū)，而且隨著分位數(shù)水平的提高估計系數(shù)逐漸增大。說明在經(jīng)濟越發(fā)達的地區(qū)，財政支出競爭對經(jīng)濟增長的拉動作用越大，具體原因與城市規(guī)模異質(zhì)性分析結果類似，此處不再贅述。

3.支出結構異質(zhì)性分析。由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，不同地區(qū)的財政支出結構也存在差異，因此，有必要按支出結構分類來進一步考察不同種類的財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響。眾所周知，財政支出按職能劃分可分為維持性支出、經(jīng)濟性支出以及社會性支出。由于維持性支出和經(jīng)濟性支出數(shù)據(jù)獲取困難，因此，本文將財政支出分為社會性支出與非社會性支出，其中非社會性支出包括維持性支出與經(jīng)濟性支出，社會性支出包括科技支出、教育支出、社會保障支出、醫(yī)療衛(wèi)生支出4類。通過支出結構分類進一步來研究財政支出競爭差異對城市經(jīng)濟增長的影響。此外，為考察支出結構在不同規(guī)模的城市對經(jīng)濟增長的影響差異，本文進一步按城市規(guī)模將樣本分為特大城市、I型大城市、II型大城市(分類標準與上文相同)，并分別考察支出結構在上述3類城市樣本中對經(jīng)濟增長的影響，具體回歸結果如表6所示。

表6 支出結構異質(zhì)性估計結果

從表6的回歸結果可以看出，無論固定效應模型還是分位數(shù)回歸模型，社會性支出競爭和非社會性支出競爭回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為正，說明社會性支出競爭和非社會性支出競爭均顯著促進了城市經(jīng)濟增長。其中，非社會性支出競爭回歸系數(shù)明顯大于社會性支出競爭回歸系數(shù)，表明當前非社會性支出競爭對經(jīng)濟增長的拉動作用大于社會性支出競爭。這是因為非社會性支出中包含基礎設施建設支出等經(jīng)濟性支出，能在短期內(nèi)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用，而社會性支出中的教育支出與科技支出屬于人力資本支出和研發(fā)投入支出。其中人力資本積累需要較長的時間，短期內(nèi)難以對經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用，而研發(fā)投入是高風險投入，同樣產(chǎn)生經(jīng)濟效益需要時間，因此短期內(nèi)我們看到非社會性支出競爭對經(jīng)濟增長的拉動作用大于社會性支出競爭。此外，社會性支出競爭與非社會性支出競爭在特大城市對經(jīng)濟增長的拉動作用大于I型、II型大城市。說明社會性支出競爭在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對經(jīng)濟增長的拉動作用更大，這是由于在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)更加重視對教育和科技支出的投入，因而對經(jīng)濟增長的拉動作用更大。同樣，非社會性支出在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對經(jīng)濟增長拉動作用大，這是由于在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)地方政府財力相對雄厚，地方政府為了贏得競爭優(yōu)勢，會將更多的財政資金投入到基礎設施等生產(chǎn)性支出領域，從而表現(xiàn)為在發(fā)達地區(qū)非社會性支出競爭對經(jīng)濟增長的拉動作用更大。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.被解釋變量替代檢驗。本文選取了GDP增長率指標替代城市人均GDP進行穩(wěn)健性檢驗，具體回歸結果如表7-1所示。與基準回歸結果一樣，在固定效應模型和各分位數(shù)水平上財政支出競爭均顯著促進了城市經(jīng)濟增長，且隨著城市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長的促進作用逐漸增強，說明基準回歸結果是穩(wěn)健的。這說明相對于人均GDP而言，用城市GDP增長率來衡量經(jīng)濟增長是一個良好的替代指標。

表7 穩(wěn)健性檢驗結果

注：限于篇幅，本表只報告了財政支出競爭指標的回歸結果，其他回歸結果可向作者索取(下同)。

2.離群值和異常值處理。通常在回歸中難免會受到離群值和異常值的影響，但離群值和異常值對回歸結果的影響可以通過分位數(shù)回歸盡量加以避免。盡管如此，上述問題在本文選取的樣本中依然存在，主要表現(xiàn)在：一是由于地區(qū)之間在資源稟賦、地理位置等方面存在差異，而這些差異通常會影響經(jīng)濟增長，從而削弱財政支出競爭與經(jīng)濟增長的直接關聯(lián)，產(chǎn)生估計偏誤。二是由于某些城市行政區(qū)位的變動導致經(jīng)濟增長存在結構突變點，從而扭曲財政支出競爭與經(jīng)濟增長的關系。三是如前文所述，北京、上海等直轄市與計劃單列市的財政體制的特殊性⑧，使得這些城市的財政支出體制與其他城市相比存在差異，導致財政支出競爭對經(jīng)濟增長的作用機制也可能存在差異。鑒于此，為保證估計結果的準確性，本文將具有特殊財政體制的4個直轄市和5個計劃單列市從樣本中剔除，加上綜合考慮其他欠發(fā)達地區(qū)邊遠城市財政體制的特殊性，共剔除異常樣本34個，占總樣本數(shù)11.89%，剩余252個城市樣本。具體的樣本回歸結果如表7-2所示。

從表7-2的回歸結果來看，財政支出競爭回歸系數(shù)無論在固定效應模型還是分位數(shù)回歸模型中均顯著為正，且回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗，系數(shù)估計值在[0.4596，1.0034]之間浮動。說明財政支出競爭促進了城市經(jīng)濟增長這一結論是穩(wěn)健的，本文中異常值的存在對估計結果并沒有造成實質(zhì)性的影響。

3.潛在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題一般來源是：一是遺漏變量導致的內(nèi)生性；二是雙向因果導致的內(nèi)生性；三是測量誤差導致的內(nèi)生性。由于本文采用固定效應模型進行回歸，因而遺漏變量導致的內(nèi)生性可以得到一定程度的緩解，加上本文的樣本為286個地級市樣本，占全國334個地級市的85.63%，可以認為基本不存在測量誤差。因此，本文的內(nèi)生性問題可能來自雙向因果，即財政支出競爭促進經(jīng)濟增長的同時，經(jīng)濟增長會反向影響財政支出競爭。為了盡可能減弱這種潛在的內(nèi)生性，本文采用滯后一期的財政支出競爭作為工具變量進行工具變量面板分位數(shù)回歸來確保估計結果的準確，具體回歸結果見表7-3。從表7-3的回歸結果可以看出，在考慮了內(nèi)生性之后的估計結果與基準結果比較估計系數(shù)基本接近，Hausman檢驗結果也顯示，工具變量面板分位數(shù)回歸結果與基準結果沒有顯著不同，說明潛在內(nèi)生性并沒有給估計結果帶來實質(zhì)性影響，再次表明估計結果是穩(wěn)健的。

五、拓展性分析：官員變更對估計結果的影響

大量國內(nèi)外文獻研究表明官員變更對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響[23][24][25]。眾所周知，我國地方政府官員晉升具有“晉升錦標賽”的特點[15]，官員為了得到晉升必須完成任期內(nèi)的GDP績效考核任務，于是容易產(chǎn)生“短視行為”造成整體經(jīng)濟效率下滑，不利于地方經(jīng)濟持續(xù)增長[26]。

(一)市委書記變更對估計結果帶來的影響

市委書記作為地方“一把手”在地方政府事務決策中具有較大的話語權，市委書記變更可能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。因此，市委書記的變更會促使新上任的市委書記盡快完成考核任務，容易產(chǎn)生“短視行為”，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響大。為了檢驗上述邏輯，本文在基準回歸模型中加入了財政支出競爭與市委書記變更交互項，以此來考察市委書記變更對估計結果的影響，具體估計結果見表8-1。

表8 拓展性分析估計結果

從表8-1的估計結果可以看出，在模型中加入交互項后并沒有改變財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響，但交互項的估計系數(shù)在各分位數(shù)水平下均顯著為負，表明財政支出競爭對經(jīng)濟增長影響的確因為市委書記的變更而發(fā)生變化。具體來說，市委書記變更降低了財政支出競爭對經(jīng)濟增長的促進作用，上述假設得以驗證。此外，分位數(shù)模型回歸結果顯示，在經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，交互項的回歸系數(shù)越大，表明市委書記變更在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)對經(jīng)濟增長的抑制作用更大。這是由于在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，政府官員獲得晉升的概率更大，官員更容易產(chǎn)生“短視行為”，因此對經(jīng)濟持續(xù)增長的抑制作用更強。

(二)市長變更對估計結果的影響

市長作為地方主政的“二把手”，在地方經(jīng)濟發(fā)展決策中居于次要地位，一般情況下市長晉升是市委書記獲得提拔后才有機會得到晉升，而且通常是頂替市委書記的位置。雖然通常情況下市長在發(fā)展本地經(jīng)濟過程中也會產(chǎn)生“短視行為”，但市委書記才是對地方經(jīng)濟發(fā)展起決定作用的人，因此財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響不會因市長變更而發(fā)生變化。為了檢驗上述假設，本文在基準回歸模型中加入了財政支出競爭與市長變更交互項，以此來考察市長變更對估計結果的影響，具體估計結果見表8-2。從表8-2的回歸結果可以看出，市長變更交互項為負，但不顯著，上述假設得以驗證。說明財政支出競爭對經(jīng)濟增長的影響沒有因為市長變更而發(fā)生變化。

(三)市委書記和市長同時變更對估計結果的影響

由于前文只考察了市委書記或市長變更對估計結果的影響，為更全面考察官員變更對估計結果的影響，我們考慮市委書記和市長同時變更的情況。因此進一步在基準模型的基礎上加入財政支出競爭與市委書記和市長同時變更的交互項，以此來考察市委書記和市長同時變更對估計結果的影響。表8-3報告了具體的估計結果，從中可以看出，加入交互項后，財政支出競爭系數(shù)依然顯著為正，但交互項估計系數(shù)顯著為負，表明市委書記和市長同時變更減弱了財政支出競爭對經(jīng)濟增長的促進作用。這是由于市委書記和市長同時變更導致地方新上任的市委書記和市長均有很強的動機發(fā)展本地經(jīng)濟，因此容易產(chǎn)生“短視行為”，對經(jīng)濟持續(xù)增長產(chǎn)生不利影響，削弱了財政支出競爭對經(jīng)濟增長的促進作用。

六、結論及政策建議

本文基于286個地級及以上城市2008～2016年的面板數(shù)據(jù)，采用面板分位數(shù)模型實證分析了財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長的影響。本文研究結果證實如下結論：(1)無論在固定效應模型還是面板分位數(shù)模型中，財政支出競爭均顯著地促進了城市經(jīng)濟增長，且在各個分位數(shù)水平上，城市財政支出競爭程度每提高1%，人均GDP在[0.1799,0.6868]之間浮動，但對于不同經(jīng)濟發(fā)展水平的城市而言，財政支出競爭對經(jīng)濟增長的促進作用存在顯著差異，財政支出競爭對經(jīng)濟發(fā)展水平較高的城市產(chǎn)生的促進作用更大。(2)財政支出競爭產(chǎn)生了支出壓力，且這種支出壓力在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)更加明顯。研究還表明城投債發(fā)行是緩解支出壓力，進而促進城市經(jīng)濟增長的重要傳導渠道。(3)分規(guī)模的回歸結果中，特大城市財政支出競爭回歸系數(shù)總體上大于I型和II型大城市；區(qū)域異質(zhì)性回歸結果表明，東部地區(qū)財政支出競爭對經(jīng)濟增長的拉動作用大于中西部地區(qū)；分支出類型的回歸結果表明，非社會性支出競爭對城市經(jīng)濟增長的促進作用大于社會性支出競爭，而且在特大城市中社會性支出競爭和非社會性支出競爭對經(jīng)濟增長的促進作用大于大城市；采用變量替代、異常值剔除以及考慮內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗均證實了財政支出競爭顯著促進經(jīng)濟增長這一結論。(4)官員變更在財政支出競爭對城市經(jīng)濟增長的促進方面產(chǎn)生了重要的影響，其中發(fā)生市委書記變更或市委書記和市長同時變更的城市削弱了財政支出競爭對經(jīng)濟增長的促進作用，而在發(fā)生市長變更的城市則無影響。

基于上述研究結論，提出如下幾點啟示：(1)制定更加科學合理的績效考核機制。雖然財政支出競爭促進了城市經(jīng)濟增長，但這種通過投資拉動的增長方式不可持續(xù)且容易帶來產(chǎn)能過剩以及重復建設等問題。因此，應該制定更加科學合理的考核指標體系，摒棄過去以GDP論英雄的單一考核機制，確保經(jīng)濟發(fā)展由追求數(shù)量增長向追求質(zhì)量增長轉(zhuǎn)變。(2)進一步規(guī)范中央與地方財政關系。當前的中央與地方財政關系中，地方政府特別是省級以下地方政府承擔了過多的財政支出責任，形成嚴重的事權與財權不匹配現(xiàn)象。本文研究發(fā)現(xiàn)地方政府為了依靠財政支出競爭來吸引資本流入，不得不通過發(fā)行城投債的方式來籌集競爭所需資金，以此拉動經(jīng)濟增長，但這容易加劇地方債務風險。因此，亟需進一步厘清中央與地方財政關系，明確劃分事權與支出責任，以此來減輕地方政府的財政支出壓力。(3)不斷規(guī)范我國財政支出結構。在GDP考核機制下，地方官員會有強烈的支出動機來展開財政支出競爭，即為了拉動地區(qū)經(jīng)濟增長，更多的財政資金被投入到基礎設施等生產(chǎn)性領域，擠壓了民生領域支出，降低了居民福利水平，不利于社會穩(wěn)定。此外，財政支出結構扭曲也是造成地方債務風險的重要原因，因此規(guī)范地方財政支出結構對化解地方政府債務風險具有重要的意義。

注釋：

①由于資本存量的估計需要固定資本存量數(shù)據(jù)，相關數(shù)據(jù)獲取困難，因此此處用固定資產(chǎn)投資水平作為替代變量。

②此處FDI為當年實際使用外資金額。

③此處總人口為年末總人口。

④限于篇幅原因，此處省略對控制變量的估計結果分析。

⑤直轄市的財政體制與一般地級市存在差異，主要表現(xiàn)為其財政收支均直接與中央掛鉤，不受省級政府管轄。

⑥根據(jù)國發(fā)(2014)51號文件《關于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》，本文將城市規(guī)模分為5類，其中超大城市劃分標準為城區(qū)常住人口1000萬以上；特大城市劃分標準為城區(qū)常住人口500～1000萬；大城市劃分標準為城區(qū)常住人口100～500萬，其中100～300萬人口的城市為II型大城市，300～500萬人口的城市為I型大城市；中等城市劃分標準為人口50～100萬；小城市劃分標準為城區(qū)常住人口50萬以下，其中20～50萬人口的城市為I型小城市，20萬以下的城市為II型小城市。

⑦根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標準，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、海南；中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、陜西、青海、寧夏、甘肅、重慶、四川、貴州、云南、新疆。

⑧與直轄市的財政管理體制一樣，計劃單列市的財政收支均直接與中央掛鉤，不受省級政府管轄。