财政支出的相互作用_空间面板数据模型分析

© 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 2009 年 5 月 总 152 期　第 3 期 山　东　经　济 SHANDONG ECONOMY May. ,2009 Gen. 152 　No. 3 　　[作者简介 ]解垩 (1971 - 　) ,男 ,山东临清人 ,山东大学经济学院博士生、统计师。主要研究方向 :财政学研究。 财政支出的相互作用 :空间面板数据模型分析 解 　垩 　王 晓 峰 (山东大学经济学院 ,山东 济南 　250100 ;中国人民银行兰州市中心支行 ,甘肃 兰州 　730000) 　　[摘 　要 ] 　采用空间统计指标计算并描述了我国省际财政支出的空间相关性 ,并通过空间权重矩阵和经济空 间权重矩阵的空间面板数据模型研究 1997 - 2004 年我国地方财政支出的水平作用。结果显示 :财政支出有显著 的空间外溢性 ;无论使用地理权重还是经济权重 ,都表明地方财政支出存在“模仿”行为 ,当相邻地区的财政支出增 加时 ,本地的财政支出也相应增加。在纳入空间因素的前提下 ,影响财政支出的还有人口密度、中央补助、年龄结 构及税收等因素。 [关键词 ] 　财政支出 ;空间溢出 ; 空间面板数据模型 [中图分类号 ]F22 　　[文献标识码 ]A 　　　　[文章编号 ]1000 - 971X(2009) 03 - 0102 - 06 　　一、引言和文献回顾 近年来 ,财政支出在空间上表现出的相互作用 受到公共经济学研究者的关注。有三类理论模型对 地方财政支出的空间相互作用进行了解释 :财政支 出溢出、Tiebout (1956) 模型 (即税收竞争模型) 和标 尺竞争模型。第一种模型认为本地的公共服务支出 可能给相邻地区带来或正或负的外部性 ,说明财政 支出存在空间外溢性。第二种模型假设地方政府通 过对流动要素征税为公共品筹资 ,因为税基增减并 不仅仅依赖本地的税率还和其他地区的税率有关 , 所以产生了政府间的策略作用 (Wildasin , 1986) ,如 果当地的税率高于相邻地区 ,流动要素所有者就会 “用足投票”迁徙到低税率的地区 ,当地方政府为吸 引更多流动要素为公共品筹资时 ,就不可避免的出 现税收竞争 ,某一地方政府对其他地方政府反映函 数的斜率具有非零特征 ,税收竞争的纳什均衡往往 使所有地方的税率低于最优化水平 ,过度的税收竞 争还可能导致公共品的供给不足 (Oates ,1972) 。在 第三类模型中 ,Salmon (1987) 、Besley 和 Case (1995) 用委托 - 代理模型研究了投票者和政府之间的关 系 ,政府可以运用信息优势进行寻租 ,可是 ,投票者 可以以相邻地区为标尺 ,判断本地政府的“质量”,如 果投票者以此判别地方政府的相对效率 ,理性的政 治家就会向相邻地区模仿。 在实证方面 ,很多学者用地方财政支出作为工 具变量对政府间财政支出的相互作用和模仿行为进 行了空间计量经济学检验。比如 Case (1993) 等人对 美国的研究表明本地的财政支出明显地受到相邻地 区财政支出的影响。Revelli ( 2002 ) 、Revelli 和 Frederico (2003)对英国的研究也表明地方政府的财 政支出在空间上存在相互模仿行为。持同样观点的 还有 Sandy(2006) 、Gebremeskel (2006) 。当然 ,也有学 者的实证结果并不支持这种空间作用 , 如 Bilek (2005)等人的研究。 由以上文献可知 ,采用空间经济计量模型考虑 了相邻地区的相互作用 ,这种模型具有更强的解释 力。但目前对财政支出的空间经济模型的研究几乎 都限制在横截面数据的分析 ,横截面数据分析 方法 快递客服问题件处理详细方法山木方法pdf计算方法pdf华与华方法下载八字理论方法下载 忽略了各个主体的差异 ,也没有考虑时间因素。而 由相同截面构成的面板数据结合了横截面和时间序 列的优点 ,既考虑了个体差异和时间因素 ,又避免了 解释变量的遗漏问 题 快递公司问题件快递公司问题件货款处理关于圆的周长面积重点题型关于解方程组的题及答案关于南海问题 ,因此 ,采用面板数据将更能准 确反映地区财政支出的空间作用。Elhorst (2003 , 2005)首次详尽分析了空间面板数据模型的估计 ,将 ·201· © 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 空间经济计量模型的应用扩展到了面板数据。 二、财政支出相互作用统计描述 运用 Anselin (1988) 发展的空间计量模型验证 地方政府 i 的财政支出是否和地方政府 j 的财政支 出有关联。空间自相关提供了空间模式的性质和程 度 ,正的空间自相关说明相邻地区比不相邻地区行 为更相像 ,负的空间自相关说明相邻地区比不相邻 地区行为差异更大。 空间自相关是一种空间统计方法 ,可以揭示出 地方财政支出的空间分布特征和区域间的相互作 用。空间自相关的全域指标用于验证整个研究区域 的空间模式 ,Moran Ⅰ系数是常用的全域空间相关性 指标 ,其定义为 : Moran I = ∑ n i = 1 ∑ n j = 1 Wij ( Yi - ŠY( Yj - ŠY S2 ∑ n i = 1 ∑ n j = 1 Wij (1) 其中 ,S2 = 1 n ∑ n i = 1 ( Yi - ŠY) ,ŠY = 1 n ∑ n i = 1 Yi , Yi 代表第 i 地区的观测值 (本文为财政支出) ,Wij 为二进制的 邻接空间权值矩阵 ,表示其中的任一元素 ,采用邻接 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 或距离标准 ,其目的是定义空间对象的相互邻 接关系 ,便于把地理信息系统 ( GIS)数据库中的有关 属性放到所研究的地理空间上来对比。一般相邻标 准的 Wij为 :Wij = 1 ,当区域 i 和区域 j 相邻 ,Wij = 0 , 当区域 i 和区域 j 不相邻。 Moran 指数在 ( - 1 ,1) 之间 ,大于 0 表示各地 区间为空间正相关 ,数值较大 ,正相关的程度越强 ; 小于 0 表明空间负相关 ;等于 0 表示各地区之间无 关联。根据式 (1) ,可以计算出我国省际层面地方财 政支出的空间自相关 Moran Ⅰ指数 (见图 1) 。 图 1 　空间自相关 (Moran I) 图 1 中Moran Ⅰ的系数都为正 ,且均通过 5 %显 著水平的检验 ,表明地方政府财政支出在空间分布 上具有明显的正自相关关系和空间依赖性。较高财 政支出的地区和较高财政支出的地区相靠近 ,较低 财政支出的地区和较低财政支出的地区相邻。财政 支出具有空间外溢性 ,在样本期内 ,这种外溢性呈现 U 字型 ,近几年 ,这种空间外溢型在逐年增强。地方 财政支出的空间相关性表明地方财政支出存在明显 的空间集聚。 图 2 　财政支出的 MoranI 散点图 (2004) 以 2004 年财政支出的 MoranI 散点图 (见图 2) 为例 ,可以对财政支出的空间集聚进行初步分析。 图 2 的四个象限确定了四种不同类型财政支出的空 间关联性。横坐标为财政支出 ,纵坐标为空间权重 矩阵加权后的财政支出 ,即空间滞后财政支出 　　 相邻地区的财政支出。第一象限为高财政支出地区 的周围是也是高财政支出地区 ,第二象限为低财政 支出地区的周围是高财政支出地区 ,第三象限为低 财政支出地区的周围也是低财政支出地区 ,第四象 限为高财政支出地区的周围是低财政支出地区 。 其中 ,位于一、三象限地区的 MoranI 为正 ,表明地区 间的财政支出存在正的空间依赖性 ,位于二、四象限 的Moran I 为负 ,表明地区间的财政支出存在负的空 间关联性。由图 2 可知 ,各省财政支出 并非随机分 布 ,而是有高度的聚集性和空间自相关性。绝大多 数地区 (14 个) 位于第三象限 ,说明我国近一半的省 区都是低财政支出的地区 ,且主要位于我国中、西 部 ;位于第一象限的有 6 个地区 ,上海、江苏、山东、 浙江、河北、河南、绝大多数位于东部和沿海地区 ,财 政支出高 ,其空间滞后值也高 ,位于第二象限的有福 建、广西、安徽、江西、天津、吉林六个地区的财政支 出不高 ,但与之相邻地区的财政支出水平相对较高 ; 在第四象限内的只有 4 个地区 , 分别是广东、四川、 辽宁、北京的财政支出水平较高 ,但其空间滞后值并 不高。总体而言 ,我国地方财政支出呈现出了空间 ·301· © 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 集聚性的特点。以上是对我国地方财政支出空间相 关性的统计描述 ,为了更加准确的了解地方财政支 出差异的动态特征 ,本文将进一步采用空间计量模 型作实证分析。 三、空间自相关模型 (一)空间面板数据模型 Anselin (1988) 指出有两种方法研究空间自相 关 :或者引入内生变量或者引入剩余项。如基本线 性回归模型 : y = Xβ+ε (2) 该模型没有考虑空间因素 ,如果地方财政支出 存在空间关系 ,式 (2)就不是正确的模型。第一种解 决办法就是引入加权的内生变量。即空间滞后模型 (SLM) : y =ρWy +ρX +ε (3) 第二种方法是应用空间误差模型 (SEM) ,该模 型假定地区间的相互关系通过外生的冲击发生作 用。模型形式如下 : y =βX +ε　　ε=λWε+μ (4) y 代表因变量 (本文中为财政支出) ,X 代表自 变量 ,β为变量系数 ,ρ、λ分别为空间滞后回归系数 和空间误差回归系数 ,因为λ不仅包括了未观察到 的空间异质性因素 ,还包含了遗漏掉的空间滞后自 变量ρ的影响 ,所以 ,一般情况下 ,λ的数值要大于 ρ。ε和μ为随机误差项。W 为 n ×n 的空间权重矩 阵 (n 为地区数) ,若地区 i 和 j 边界相邻 ,W 中的元 素 Wij的值为 1 ,否则即为 0 。那么 ,相应地地方财 政支出相互作用的空间面板数据模型分别为 : 空间滞后模型 (SLM) : yit =αi +βXit +ρwyit +εit (5) 空间误差模型 (SEM) : yit =αi +βXit +εit ,εit =λwεit +μit (6) εit 、μit～N(0 ,δ2 I) 其中 ,yit是地区 i 在 t 年的财政支出 ,省份 i = 1 ⋯30 , 年份 t = 1 ⋯8 ,αi 为截距项 ,ρ为空间滞后项 系数 ,λ为空间误差项系数 ,如前所述 ,W (30 ×30) 为空间权重矩阵 ,分别对应于因变量以及扰动项中 的空间自回归过程。εit 、μit为随机误差项。αi 为固定 常数 ,则以上两个模型是固定效应模型 ;若αi 是随 机变量 ,且与其他自变量不相关 ,则是随机效应模 型。由空间滞后模型和空间误差模型的设定原理可 知 ,前者考察相邻地区间财政支出水平相互影响所 产生的空间相关性 ,后者考察各种观测不到的却对 财政支出产生影响的各种误差项的空间相关性 ,由 于我们难以确定各种观测不到的误差项 ,也就难以 确定哪些因素的相互作用影响财政支出的空间联 系 ,而空间滞后模型中被解释变量的空间滞后项能 够直接反映相邻地区间财政支出的空间相关性 ,因 此 ,本文将着重从空间滞后模型研究财政支出的相 关性。 由于空间效应的存在 ,普通最小二乘估计估计 空间误差模型是无偏的 ,但不具有效性 ;估计空间滞 后模型不仅是有偏的 ,而且是不一致的 ,因此 ,普通 最小二乘法不能用于空间计量模型的估计 ,而最大 似然估计法能够克服以上问题。面板数据的回归包 括固定效应和随机效应估计方面 ,由于本文是对中 国所有省份进行财政支出相互作用的分析 ,所考察 的截面单位是总体的所有单位 ,因此 ,采用固定效应 模型更加合适。本文将采用二阶最大似然法进行估 计 ,面板数据空间滞后模型和空间误差模型估计的 最大对数似然函数为 : lnL = - NT2 ln (2πδ 2 ) + T∑ N i = 1 ln (1 -ρwi ) - 12δ2 ∑ T i = 1 e / t et (7) 其中 :et = ( I -ρw) [ (yt - €y) -β(xt - €x ] lnL = - NT2 ln (2πδ 2 ) + T∑ N i = 1 ln (1 -λωi ) - 12δ2 ∑ T i = 1 e / t et (8) 其中 :et = ( I -λw) [ (yt - €y) -β(xt - €x ] wi 为某一年的空间权重矩阵 ,δ2 为方差 ,et 为 随机误差。 (二) 空间权重矩阵 (1) 地理空间权重矩阵 wij = 1 当区域 i 和 j 相邻接 0 i = j 或不相邻 (2)经济空间权重矩阵 wij = 1Π| GDPi - GDPj | Si , 其中 Si = ∑j 1Π| GDPi - GDPj | ·401· © 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net GDPi 表示 1997 - 2004 年第 i 个地区的平均国 内生产总值。这样 ,每年的地理空间权重矩阵、经济 空间权重矩阵都相同 ,以上两种空间权重矩阵都使 其标准化 ,行和为 1。 四、实证分析 (一)数据来源及变量说明 选取除海南 (无法定义空间邻居) 外的 30 个省 作为样本。对各省、直辖市、自治区的财政支出指标 作为因变量进行分析。考虑到重庆市 l996 年才从 四川分离出来 ,样本期间选择为 l997 - 2005 年。原 始数据主要来自历年《中国统计年鉴》和《中国财政 年鉴》和财政部预算司《地方财政分析资料 2004》, 样本数为 240。所有结果均使用 Matlab 软件计算所 得。式 ( 5 ) 和式 ( 6 ) 中 的 X 包 括 : 人 口 密 度 (POPDENS) ,用以反映公共品提供的规模经济状况 ; 税收 ( TAX) ; 转移支付 ( TRANS) ; 14 岁以下人口 ( YOUNG) ;65 岁以上人口 (OLD) 。 (二)实证结果 本文采用二阶最大似然法对估计函数式 (5) 和 式 (6) 分别进行计算。在固定效应模型中 ,截距项 可分为地区固定效应和时间固定效应。前者指不同 省份不随时间变化的地理特征 ;后者指诸如地方财 政政策变化、技术进步等引起的地方财政支出的时 间效应。本文将从单向地区固定效应、时间固定效 应及双向 (地区、时间) 固定效应分别估计地理权重 矩阵和经济空间权重矩阵的空间面板数据模型 ,具 体结果见表 1 和表 2。 1997 - 2004 年空间滞后模型与空间误差 　表 1 模型估计结果 (地理权重) 模型 变量 地区固定 时间固定 地区、时间固定 SLM ρ 0. 117(2. 183) 0. 089 (5. 894) 0. 163 (13. 695) lnTRANS 0. 413(13. 417) 0. 489 (27. 571) 0. 413 (21. 247) lnPOPDEN - 0. 053( - 1. 449) - 0. 073 ( - 6. 921) - 0. 044 ( - 1. 241) lnTAX 0. 397(10. 531) 0. 442 (28. 537) 0. 338 (12. 082) lnYOUNG - 0. 213( - 3. 859) 0. 009 (0. 362) - 0. 241 ( - 4. 572) lnOLD 0. 223(5. 231) 0. 038 (1. 144) 0. 213 (5. 577) R2 0. 992 0. 981 0. 993 LOGL 337. 01 192. 22 157. 66 SEM λ 0. 546(9. 059) 0. 343 (4. 623) 0. 465 (6. 996) lnTRANS 0. 451(19. 669) 0. 571 (30. 371) 0. 507 (23. 407) lnPOPDEN - 0. 069( - 2. 079) - 0. 047 ( - 4. 501) - 0. 065 ( - 1. 811) lnTAX 0. 485(15. 053) 0. 406 (25. 903) 0. 399 (13. 221) lnYOUNG - 0. 181( - 3. 805) - 0. 023 ( - 0. 869) - 0. 254 ( - 4. 942) lnOLD 0. 259(5. 777) 0. 043 (1. 239) 0. 217 (5. 611) R2 0. 994 0. 978 0. 992 LOGL 353. 01 194. 42 329. 71 　注 :括号内为 T值。因变量为 ln(expen) ,expen 代表财政支出。 1997 - 2004 年空间滞后模型与空间误差 　表 2 模型估计结果 (经济权重) 模型 变量 地区固定 时间固定 地区、时间固定 SLM ρ 0. 115(2. 449) 0. 078 (6. 252) 0. 135 (12. 603) lnTRANS 0. 415(14. 586) 0. 499 (29. 126) 0. 428 (21. 909) lnPOPDEN - 0. 053( - 1. 489) - 0. 069 ( - 6. 829) - 0. 049 ( - 1. 377) lnTAX 0. 396(11. 015) 0. 439 (28. 931) 0. 344 (12. 206) lnYOUNG - 0. 216( - 3. 981) 0. 006 (0. 247) - 0. 255 ( - 4. 842) lnOLD 0. 225(5. 381) 0. 042 (1. 276) 0. 223 (5. 824) R2 0. 992 0. 981 0. 991 LOGL 337. 63 194. 76 188. 2 SEM λ 0. 523(10. 323) 0. 367 (6. 264) 0. 463 (8. 557) lnTRANS 0. 464(19. 642) 0. 578 (30. 643) 0. 521 (23. 581) lnPOPDEN - 0. 063( - 1. 923) - 0. 045 ( - 4. 291) - 0. 056 ( - 1. 576) lnTAX 0. 463(13. 941) 0. 396 (24. 401) 0. 381 (12. 356) lnYOUNG - 0. 188( - 4. 077) - 0. 029 ( - 1. 078) - 0. 251 ( - 5. 038) lnOLD 0. 251(5. 807) 0. 052 (1. 448) 0. 213 (5. 731) R2 0. 994 0. 979 0. 992 LOGL 354. 99 197. 82 334 　注 :括号内为 T值。因变量为 ln(expen) ,expen 代表财政支出。 　　由表 1 和表 2 可以看出 ,无论使用地理权重矩 阵还是使用经济权重矩阵 ,地方财政支出都表现比 ·501· © 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 较显著的空间外溢性 ,和都显著地大于零 ,表明当相 邻地方政府的财政支出增加时 ,本地的财政支出也 相应增加。由空间滞后和空间误差两个模型估计结 果可知 ,SEM 估计的空间误差系数显著为正 ,说明 我国相邻地区间影响财政支出的各种观测不到的因 素存在正相关性。如前所述 ,我们着重考察 SLM 模 型的估计情况 ,整体而言 ,SLM 模型的估计结果显 示 ,我国地方财政支出的空间依赖性显著。以地理 权重和经济权重分别计算的空间滞后模型中的的取 值区间相差不大。比如 ,在以地理权重计算的空间 滞后模型中 ,当相邻地方政府的财政支出增加 1 % 时 ,本地的财政支出增加0. 089 % - 0. 163 % ,而在以 经济权重计算的空间滞后模型中 ,当相邻地方政府 的财政支出增加 1 %时 , 本地的财政支出增加 0. 078 % - 0. 135 % ,两种权重计算出的空间滞后模 型都表明地方财政支出具有相互“模仿”的特征。财 政支出视角中的地方政府模仿行为 ,可能是对目前 基于经济增长的政绩考核的一种反映 ,地方政府普 遍面临着发展地方经济的政绩考核压力 ,需要吸引 内外资的流入 ,为此必须改善当地的投资环境 ,所以 为吸引更多的投资而出现了财政支出竞争 ,尤其是 预算内基本建设的竞争为甚 ,如 1997 - 2004 年地方 财政支出的年均增幅为 17. 74 % ,预算内基本建设 支出年均增长 20 % ,基本建设增长速度快于财政支 出的速度 ,地方政府为发展经济的招商引资带来的 财政支出竞争 ,一般是以相邻地区为竞争标尺的 ,东 部沿海发达地区在招商引资时不会把西部落后地区 作为比较对象 ,以相邻地区的财政支出情况做参照 物展开的吸引流动要素进入本地的这种策略互动是 引起财政支出模仿行动的一个原因。从流动要素所 有者 (也可以看成一个投票者) 的角度看 ,他处于信 息劣势 ,但仍然可以运用相邻地区政府绩效来判断 本地政府的“质量”,并选择行使投票权或者“退出”, 迫使本地政府对相邻政府的行动作出反应 ,避免与 相邻政府的财政政策产生过大的偏差 ,这也可能就 是“标尺竞争”模型引致的财政支出模仿行动的原 因。另外 ,从中央与地方政府的委托 - 代理关系也 能发现财政支出“标尺竞争”的证据。中央政府处于 委托人位置 ,处于信息劣势地位 ,为克服对代理人的 经济增长考核中的信息不对称 ,中央政府对某一地 方政府的考核似也以该地相邻的政府为参考标尺来 进行 ,这也可能是财政支出模仿来自纵向压力方面 的一个原因。 转移支付为这种财政支出模仿提供了财力支 持。1997 - 2004 年中央转移支付占地方财政支出的 比例逐年上升 ,如表 3 所示。2004 年 ,中央转移支 付额为 10222 亿元 ,占地方财政支出的 50 % ,在缓解 了财政困难地区财政运行中的突出矛盾的同时 ,也 为转移支付的“粘蝇纸效应”提供了证据。 　表 3 转移支付占地方财政支出的比例 年份 地方财政支出 (亿元) 转移支付 (亿元) 转移支付占财 政支出比 ( %) 1997 6702 2800 41. 7 1998 7796 3285 42. 1 1999 9150 3992 43. 6 2000 10630 4747 44. 6 2001 13161 6117 46. 4 2002 15107 7352 48. 6 2003 17116 8058 47. 1 2004 20434 10222 50 在地理权重的计算中 ,无论是 SLM 还是 SEM 模 型 ,转移支付的系数都为正 ,其 T 值高度显著 ,说明 转移支付数额越高 ,财政支出水平也越高。即花别 人的钱不心疼的“粘蝇纸效应”效应在我国地方财政 支出行为中是存在的 ,SLM 模型表明 ,当转移支付增 加 1 %时 ,财政支出增加0. 413 % - 0. 489 %。SEM 模 型表明 , 当转移支付增加 1 % , 财政支出增加 0. 451 % - 0. 571 %。经济权重中的转移支付对财政 支出的影响也显示出了同样的趋势。 人口密度对财政支出的影响只有在时间固定的 条件下 ,才显示出公共品供给的规模经济效应 ,即人 口密度达到一定程度 ,财政支出水平降低的效应。 当地区固定或地区和时间双向固定时 ,人口密度对 财政支出的影响不显著 ,说明公共品供给的规模经 济效应门槛值还未达到。 人口结构对财政支出的影响表现出了两面性 , 老年人口对财政支出的影响都为正 ,14 岁以下人口 对财政支出的影响基本为负 (即使有正向趋势 ,其统 ·601· © 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. http://www.cnki.net 计值也并不显著) 。当老年人口和少儿比重上升时 要求 对教师党员的评价套管和固井爆破片与爆破装置仓库管理基本要求三甲医院都需要复审吗 卫生支出、社会保障支出等经常性支出增加 ,少 年人口增加将产生对教育支出增加的拉力。14 岁 以下人口对财政支出的影响基本为负 ,说明我国的 财政教育支出还远未到位 ,仍需各级财政在教育支 出上的大力倾斜。 税收对财政支出的影响都显著地为正 ,其弹性 区间为 0. 338 - 0. 489。 五、结论 本文采用空间面板数据模型对地方财政支出的 相互作用进行了分析 ,研究发现 : (1) 地方财政支出 具有空间溢出作用 ,即较高财政支出的地区和较高 财政支出的地区相靠近 ,较低财政支出的地区和较 低财政支出的地区相邻 ,近几年 ,这种作用在逐年增 强 。(2)无论使用地理权重还是经济权重 ,都表明 地方财政支出存在“模仿”行为。当相邻地区的财政 支出增加时 ,本地的财政支出也相应增加。产生这 种“模仿”的因素可能是对目前基于经济增长的政绩 考核的一种反映。地方政府普遍面临着发展地方经 济的政绩考核压力 ,需要吸引内外资的流入 ,为此必 须改善当地的投资环境 ,所以为吸引更多的投资而 出现了财政支出竞争。地方政府为发展经济的招商 引资带来的财政支出竞争 ,一般是以相邻地区为竞 争标尺的 ,东部沿海发达地区在招商引资时不会把 西部落后地区作为比较对象 ,以相邻地区的财政支 出情况做参照物展开的吸引流动要素进入本地的这 种战略互动是引起财政支出模仿行动的一个原因 , 中央政府对某一地方政府的考核似也以该地相邻的 政府为参考标尺来进行 ,这是财政支出模仿来自纵 向压力方面的一个原因。另外 ,从处于信息劣势的 流动要素所有者角度看 ,他可以运用相邻地区政府 绩效来判断本地政府的“质量”,并选择行使投票权 或者“退出”,迫使本地政府对相邻政府的行动作出 反应 ,避免与相邻政府的财政政策产生过大的偏差 , 这也可能就是“标尺竞争”模型引致的财政支出模仿 行动的诱因。(3)在纳入空间因素的前提下 ,影响财 政支出的还有人口密度、中央补助、年龄结构及税收 等因素。人口密度对财政支出的影响不显著 ,说明 公共品供给的规模经济效应门槛值还未达到 ;14 岁 以下人口对财政支出的影响基本为负 ,说明我国的 财政教育支出还远未到位 ,仍需各级财政在教育支 出上的大力倾斜。 参考文献 : [1 ] Anselin , L. 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