中国地方政府财政竞争行为特性识别：“兄弟竞争”与“父子争议”是否并存？，本文主要内容关键词为：竞争论文,地方政府论文,中国论文,父子论文,特性论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
地方政府竞争作为一种世界性现象，是当前公共经济学的前沿问题，主要包括地方政府竞争的激励机制、经济增长绩效以及行为特性3个识别问题。政治集权和经济分权是中国式大国治理结构的基本特征（陆铭等，2008），为地方政府竞争提供了有效的激励机制和政策执行机制。其中，经济增长是首要的竞争目标，税收和支出则是主要的竞争手段。现有国内文献主要集中在财政竞争的激励机制和增长绩效方面，而对于地方政府竞争过程中所呈现出来的各种行为特性则少有涉及。樊纲等(1994)在对我国转型期间地方政府行为的研究中已经指出，我国既存在地方政府之间的“兄弟竞争”，也存在中央政府与地方政府在同一领域的“父子争议”。
具体而言，从改革开放初期的经济特区，到改革攻坚阶段的综合配套改革试验区，中国的改革开放都遵循一种空间渐进的思路。在这种“政策试验—扩散”模式下，当某些地区通过采取一定的财政竞争策略而取得优势时，其他地区就会进行经验学习、复制和效仿。另一方面，中国地区之间禀赋与经济发展水平差异较大，竞争策略不具有必然的普适性，地方政府在进行财政决策时也可能基于不同的省情以及不同的发展思路而呈现差异化。可以说，相互模仿与差异化是中国地方政府横向策略互动(Horizontal strategic interaction)特性的两种可能状态。
除了同级政府间的横向策略互动，在一个多层级的政府结构中，下级政府对上级政府的纵向共同反应(Vertical common reaction)特性更是不可忽视。特别是在我国的政治集权体制下，中央政府的决策往往会对地方政府产生一种潜在的重要影响。以经济建设为例，中央政府通过批准建立一批国家级经济技术开发区、高科技产业开发区、工业园区等以点铺开；出台各项产业发展规划并提供相应产业政策倾斜等以线串连；提出西部大开发战略、振兴东北工业基地战略与中部崛起战略等以面推动。为了呼应国家的发展规划并充分利用政策支持，地方政府会相应地在以上的“点、线、面”增加基本建设投资，从而形成自上而下的增长型政府转变。但在有些领域，例如面对中央提出财政性教育经费占GDP4%的目标以及“十一五”规划纲要提出节能减排目标，地方政府则没有显现出与经济建设同等的热情。可见在对中央政府政策的共同反应方面，地方政府的财政决策存在着选择性。
基于以上典型事实，我们不禁思考：中国地方政府财政竞争的横向策略互动究竟是相互模仿还是差异化，这在税收政策与支出政策之间又有何不同体现？在纵向关系上，地方政府对中央政府政策存在共同反应吗？如果存在，这种共同反应是跟随效仿还是背道而驰？
可惜的是，上述同级和跨级的政府间行为特性并未在国内实证研究中引起足够的重视。事实上，只有对地方政府竞争的行为特性进行全面、科学的识别，并找到这种竞争的内在规律，才能更加客观准确地理解其激励机制并评价其竞争效应。研究这一问题的困难之处在于对空间交互性反应特征的正确描述，不仅待识别的两种行为具有空间交互性反应特征，还有随机扰动引起的截面相关关系。因为，随着中国市场化改革的深入，省份间的经济联系日益紧密，某个地区经济的随机扰动往往会由于各种形式的经济往来、共同的文化习俗以及地理环境等原因而传递给其他地区，从而形成其他地区的经济扰动，最终会使得各个地区的经济活动表现出共同波动的情形。例如，汶川地震发生后，四川省面临着财政收入减少而灾后重建支出压力剧增的局面，中央政府和四川省政府因此必须对财政政策做出相应的调整与倾斜，这也将对其他省级政府的财政决策带来冲击。计量经济学研究中将区域之间的这种相关称为截面弱相关，Brueckner(2003)指出如果忽视随机扰动普遍存在的空间相关关系，很可能导致对横向策略互动特性的“伪识别”。由于数据搜集的限制，更由于计量经济模型理论的发展本身是一个渐进过程，已有国内文献仍未能设定合适的实证模型对上述问题进行全面、客观的刻画。
借鉴空间面板计量模型的最新成果，本文设定空间滞后面板数据模型对“横向策略互动”特性进行识别，以引入可观测共同因子的形式对“纵向共同反应”特性进行识别；同时将扰动项设定为空间自相关形式，既恰当、客观地刻画了截面弱相关的数据特征，又能有效地规避伪识别问题。全文结构安排如下：第二部分回顾地方政府行为特性识别的模型方法沿革，提出能够全面刻画中国现实的模型设定形式；第三部分是估计方法、数据与变量的说明；第四部分分析地方政府竞争行为特性识别的实证结果；最后是结论与政策建议。
二、地方政府行为特性识别的模型方法沿革
对于横向策略互动特性的研究，国外学者从起初利用博弈论进行理论分析为主，发展到近年来利用计量模型进行实证分析为主。在理论分析中，地方政府竞争主要存在3种机制：政策外溢效应(Spillover effect)机制、财政竞争(Fiscal competition)机制和标尺竞争(Yardstick competition)机制①。
基于上述模型(2)，王守坤和任保平(2008)使用1978～2006年的面板数据进行分析，发现省级政府宏观税负存在相互模仿的策略互动特征。李涛和周业安(2009)使用1999～2005年省级面板数据发现各省份人均实际本级财政支出总量和行政管理费支出表现出显著的策略替代特征，而人均实际基本建设、教育、科学、医疗卫生、预算外等支出都表现出显著的策略互补特征。
纵向共同反应作为另一个重要特性，要在实证研究中对其进行识别，需要解决如何将中央政府政策这一不随个体只随时间变化的变量引入模型的难题。由于截面数据没有时间维度，因此早期基于模型(1)的研究无法对此特性进行识别。而随着面板数据模型的兴起，研究者可以将中央政府政策变量(
)作为可观测共同因子引入模型，这使得对其识别成为可能。除此之外，反映大国治理结构、全国宏观经济形势等不随个体只随时间变化的控制变量也以可观测共同因子(
)的形式进入方程，最终设定如模型(3)所示。
基于上述模型(3)，Esteller-Moré和Solé-Ollé(2001)以及Devereux等(2007)分别考察美国州政府在收入税竞争以及烟草和燃油特许权税竞争中所体现的行为特性，发现既存在州政府之间的横向策略互动，也存在州政府与联邦政府之间的纵向共同反应。Revelli(2003)在一项有关英格兰地方政府环境支出的研究中发现，如果同时考察上级和下级政府间环境支出的外部性，地区间横向策略互动的程度将会显著降低，因此认为地区支出所体现出来的正的空间相关，在很大程度上是源自于对上一级政府的纵向共同反应，而不完全只是横向策略互动。
此外，研究地方政府财政竞争的行为特性时，自然禀赋、文化传统、经济交流等本身具有空间相关的重要因素难以测度而进入扰动项，从而导致扰动项存截面弱相关，即使使用面板数据模型控制个体效应和时间效应，仍然不能去除这些因素。这将导致对应同一时期，随机扰动在不同地区之间呈现一种波浪型的传递特征②。如果面板数据类型是时间维度T大于截面维度N，则“似无关”(SUR)模型是刻画截面相关的一种合适方法，但是当N大于T时，由于FGLS估计不可行而必须另觅他法。近期文献中，Pesaran和Tosetti(2007)用具有空间自相关③(SAR)的随机扰动项来刻画这种截面弱相关。空间自相关描述的是一种全局性的空间相关，能够将所有个体联系起来，还可以避免对横向策略互动特性的伪识别问题。
总结以上对模型方法的讨论，我们认为要对横向策略互动特性进行识别，采用空间滞后的面板数据模型优于截面数据模型，可以增加样本量并规避控制变量的内生性问题；引入可观测共同因子的形式可以考察地方政府对中央政府的纵向共同反应，从而避免对横向策略互动强度的高估；将扰动项设定为空间自相关形式，既刻画了截面弱相关的数据特征，又能规避伪识别问题。因此，本文最终采用以下模型设定：
最后，根据相关检验确定的合理工具变量集合，对变换后的数据再次进行Ⅳ估计。由于可能存在的弱工具变量问题，本文采用Anderson(1984)提出的LM统计量来检验工具变量与内生变量之间的相关性是否足够强，原假设是工具变量矩阵与内生变量矩阵中最小的典型相关系数为零；为确保使用工具变量的可靠性，本文还采用Sargan统计量检验工具变量与扰动项是否不相关，原假设是工具变量与干扰项不相关，即工具变量合理，其统计量是服从自由度为过度约束个数的卡方分布。
（二）变量与数据
本文使用的是1985～2006年的分省面板数据，数据主要来自于《中经网地区年鉴》、《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》以及《新中国五十年统计资料汇编》，西藏、青海和重庆由于多个变量数据缺失，并未包括在内。1985年国务院发布了《关于实行“划分税种、核定收支、分级包干”财政管理体制规定的通知》，这成为中国财政体制正规化改革的重要标志；而从2007年开始统计年鉴中的财政支出分类出现变更，其后数据不具可比性，故本研究选择1985～2006年为样本期。
在模型(4)中，
是地方政府政策变量，分别为宏观税负(tax)、政府支出相对规模(exp)、基本建设支出比重(exp1)以及科教文卫支出比重(exp2)，则是对应的中央政府政策变量。对于税收政策变量的选择，我国与联邦制国家不同，税收立法权高度统一，除了少数不重要的税种之外，地方政府不具有主体税基和税项制定权，因此不能采用各种地方税率来度量地方政府税收政策。我们认为，宏观税负可以综合反映各省份的税收优惠程度、征收范围以及征税努力程度的不同，因此是税收政策的一个合适的代理变量。而对于政策指标的计算，我们认为人均量指标更多体现的是地区经济发展水平差异，比例指标能更好地体现地方政府的政策意图。宏观税负水平等于地方财政收入除以GDP，政府支出相对规模等于地方财政支出除以GDP，基本建设支出比重等于地方基本建设支出除以地方财政支出，科教文卫支出比重等于地方科教文卫支出除以地方财政支出总额。
为反映各省份不同的经济社会特征，控制变量集
包括：城镇居民人均可支配收入④(Income)及其平方项(Income2)，用于反映各省经济发展水平；人口密度(Popden)，等于总人口除以总面积，单位是百万人／万平方公里；在校小学生占总人口比例(Stu)⑤，反映各省份的人口结构特征；第一产业比重(First)⑥，等于第一产业增加值除以GDP，用于表征各省产业结构特征，也刻画了各省份经济发展程度和税源丰裕程度；城市化水平(Urbanization)，等于非农业人口除以总人口，用于体现各省城乡结构特征；国有经济单位职工比重(State-owned)，等于国有经济单位职工数除以总职工数，用于捕捉所有制结构变革的信息；开放度(Openness)，等于进出口总额（以人民币计价）除以GDP，用于反映各省份的经济对外依存度。
控制变量集主要包括三类不随个体只随时间变化的可观测共同因子。第一类为反映全国宏观经济形势的影响，本文选择GDP指数和居民消费价格指数(CPI)两个指标，并取自然对数值。第二类用于反映大国治理结构的影响，分别是财政分权变量(Decentralization)和政治集权变量(Centralization)。财政分权变量⑦等于地方政府相应收支项目占全国财政收支的比重，体现了政府间财政收支责任安排对于地方政府财政决策的影响。对于政治集权变量的构造，本文参考Edmark和Agren(2008)的思路，采取虚拟变量的方式⑧。我国的官员选拔属于上级任命制，每五年一届的中国共产党全国代表大会以及每一届的全国人大第一次代表大会往往是人事调整的重要时刻。我们认为在这些重大会议召开的前一年，各省份官员为了追求晋升，可能会呈现出更为激烈的财政竞争行为，因此将1986、1987、1991、1992、1996、1997、2001、2002、2006等年份取值为1，其他年份取值为0。第三类变量则是刻画重要制度变迁所导致的结构变化：地方政府宏观税负变化趋势在分税制改革前后表现迥异，因此在该方程中引入虚拟变量Dum1994来反映该制度变革的影响，以1994年为界，之前取值0，当年以及之后年份取值1；在科教文卫支出方面，全面实施财政包干之后地方政府承担了大部分的该项支出责任，导致该比重在1989年之后有明显的上升，因此在科教文卫支出方程中引入虚拟变量Dum1989，该变量以1989年为界，之前取值0，当年以及之后年份则取值1。
（三）空间加权矩阵选取
四、实证结果分析
本文将首先分析地方政府财政竞争的横向策略互动与纵向共同反应两种特性，随后分析其他重要解释变量对地方政府财政政策的影响。实证结果均基于模型设定(4)，其中表1是4个政策变量1985～2006年省份面板数据的估计结果，表2是地方政府宏观税负在1985～1993年和1994～2006年两个分样本的估计结果。之所以要对宏观税负进行分样本估计，是因为随着地方政府税收优惠竞争的升级以及预算外资金的急剧攀升，国家财政收入占GDP比重、中央财政收入占国家财政收入的比重持续下降，甚至影响了中央政府的职能。为此，中央政府于1994进行分税制改革，在“统一税法、公平税负、简化税制、合理分权”的原则下重新划分地税、国税，此举对地方政府的税收政策行为产生了重要的影响。
（一）横向策略互动特性识别
根据表1宏观税负方程的全样本估计结果，其策略互动项系数不显著，但我们认为不能因此草率判定地方政府在宏观税负上不存在横向策略互动特性。从表2分样本的估计结果可以看到，宏观税负在分税制改革之前策略互动项系数显著为正，表现出相互模仿的策略互动特性；而分税制改革之后系数显著为负，表现出差异化的策略互动。这说明地方政府税收竞争本身是一个复杂的演变过程，它在两个不同时期的迥异表现导致全样本下策略互动项系数不显著。宏观税负横向策略互动特性从相互模仿到差异化的转变，显示出地方政府的税收竞争从一味让渡税收收益到根据实际情况制定政策的转变，可见其行为逐渐趋于理性。
图1 省级政府政策年度变异系数
从表1的估算结果还可以看出，对于支出政策，无论是支出规模，还是支出结构，都存在着政策模仿与趋同现象。其中，支出相对规模是一个总量指标，代表政府与市场的分权程度，其策略互动项系数约为0.93，意味着随着财力的增强，扩大政府支出相对规模愈发成为地方政府的共同选择。在支出结构方面，基本建设支出比重和科教文卫支出比重的策略互动系数分别约为0.73和0.97，都呈现出相互模仿的策略互动特性，但是两者背后的作用机制却是迥异的。根据现有文献研究结论（如郭庆旺和贾俊雪，2006），基本建设支出在短期内可以显著促进经济增长而科教文卫支出则不利于经济增长。因此，我们可以推断，基本建设支出比重是由于受到普遍重视而呈现相互模仿，相反的，在科教文卫支出方面，各省级政府普遍倾向于保持一定水平即可的选择，从而呈现出更为明显的政策趋同。
图1是政策变量年度变异系数的变化趋势，可以为判断地方政府的策略互动特性提供进一步的证据。其中，宏观税负变异系数(tax)在20世纪80年代呈现下降态势，但1994年后明显增大并伴随着较大程度的波动，显示地方政府宏观税负从政策趋同向差异化的转变。支出相对规模(exp)和基本建设支出比重(exp1)的变异系数保持在0.4上下波动，科教文卫支出比重变异系数(exp2)则呈现明显收敛趋势，特别是1990年以来基本保持水平直线的稳定态势，这表明地方政府在各项支出政策上的模仿一以贯之，非常明显。进一步比较图1与表1的结果可以发现，支出指标策略互动的模仿特性体现于表1是基本建设支出比重、支出相对规模和科教文卫支出比重的策略互动系数0.73、0.93和0.97依序递增，体现于图1则是它们的变异系数依序递减，两者相互印证。
（二）纵向共同反应特性识别
表1和表2的估算结果还表明，宏观税负方程中，θ的全样本估计约为0.58，分样本估计在分税制改革前为0.75，在分税制改革后为0.18。可见在税收政策方面，地方对中央存在跟随型的共同反应，但是这种反应的强度和显著性都呈下降趋势。图2是地方政府与中央政府政策演变趋势，表1的估算结果从中得到了注解：改革开放初期中央和地方宏观税负呈现双双下降的趋势，因为这一时期通过税收优惠招商引资成为自上而下的共识；而分税制改革之后，中央和地方宏观税负都呈现逐年上升的趋势，显示不同层级政府都致力于提高财政收入的比重，但地方政府的上升趋势在后期明显落后于中央政府。其原因是，随着税收优惠成为全国的“普惠”，部分相对发达的省份开始通过增加基础设施投资来赢得优势，这就要求这些省份必须保证足够的税收收入；而对于落后省份而言，税收优惠仍然是重要的竞争手段，所以平均而言，地方对中央的共同反应强度就明显下降了。
图2也印证了有关支出指标共同反应特性。支出相对规模和基本建设支出比重的共同反应系数分别是0.59和0.21，表明地方政府对中央政府都存在一种正向的共同反应，但前者在5%的水平上显著，后者在10%的水平上显著。图2显示，改革初期，政府支出相对规模和基本建设支出比重自上而下都是逐年下降，这与当时主要采取税收优惠政策导致财力有限的现状相符；而随着财力的增强，“做大政府”和通过基本建设支出来推动经济增长被广泛采用。对于科教文卫比重而言，共同反应系数只有约0.03且不显著，表明中央政府在科教文卫支出方面并未能对地方政府的决策产生强而有力的影响。图2显示在1989年之前中央的科教文卫支出比重呈上升趋势，地方则是保持稳定；1989年全面实行财政包干导致地方骤升、中央骤降；而随后年份地方政府有递减趋势，中央政府则是先降后升。总体而言，地方政府科教文卫支出比重并没有与中央政府保持同步。
图2 省级政府政策年度均值与中央政府政策趋势比较
（三）重要控制变量结果解释
财政分权变量(Decentralization)对支出相对规模和基本建设支出比重都有显著的正向作用，而对宏观税负的影响只有在分税制改革之前显著为正，表明地方政府在各项政策中承担责任越重，则越倾向于提高该政策指标。政治集权变量(Centralization)均不显著，说明重大会议的召开并没有对地方财政政策产生显著影响，其原因可以理解为中央政府对于地方官员政绩评价并不只是关注其在重要会议前的表现，而是综合其主政期间表现而定⑩。
人均收入(Income)对于宏观税负的影响在全样本估计下呈U型，即在经济发展水平比较低时，地方政府倾向于实施税收优惠政策，而当人均收入达到一定的水平之后，地方政府倾向于提高宏观税负。在表2的分样本估计中，人均收入在分税制改革前后影响分别为负向和正向，进一步印证了全样本估计中的这种非线性关系。在支出相对规模方程中，人均收入及其平方项虽然都不显著，但其系数都为正，这也一定程度体现了“瓦格纳法则”：政府支出占GDP的比重会随着居民收入的增加而进一步提高。具体到支出结构，人均收入对基本建设支出比重的影响呈U型，即在收入水平较低时，地方政府会控制基本建设支出比重，而达到一定收入水平之后，才会加大该比重。在科教文卫支出比重方程中，人均收入的影响呈倒U型，即地方政府在经济发展处于较低水平时，增加科教文卫支出比重，而当收入达到一定水平之后，则倾向于降低该比重。
第一产业比重(First)在宏观税负方程中显著为负，说明以农业为主的省份，其税源有限，为促进经济发展，更青睐于采取税收优惠政策，但是该变量在分税制改革后不显著，意味着即使是落后省份也开始提高财政收入比重。在基本建设支出中，第一产业比重越高，该项支出比重越低，反过来说明第二、三产业部门比重越高的省份越是乐于扩大基本建设支出。
城市化水平(Urbanization)对宏观税负的影响在分样本估计中都不显著，这是由于该变量与人均收入变量的多重共线性所致；但在全样本估计中，其多重共线性的程度有明显下降（扩大样本是克服多重共线性的方法之一），不影响参数估计的显著性。结果表明，城市化的影响显著为正，说明城市居民比例越高，征税管理难度越小，税源越广，越有利于地方政府提高宏观税负。在科教文卫支出比重方程中，城市化水平显著为负，这是因为发达地区市场机制相对完善，便于进行筹资方式的市场化改革，特别是由于对教育和医疗采取“甩包袱”做法，减轻了地方政府该项支出的压力。
国有经济单位职工比重(State-owned)对政府支出相对规模有显著的正效应，即国有化程度越高，地方政府越可能存在扩张偏向的支出政策。在支出结构方面，国有经济单位职工比重对基本建设支出比重的影响不显著为正，而对科教文卫支出比重的影响显著为负，说明改革开放以来实施的非国有化进程可以有效纠正政府支出结构的扭曲（类似结论见傅勇、张晏，2007）。
（四）稳健性分析
最后，我们考察中央政府政策变量zc可能存在的内生性问题，这关系到本文研究结论的可靠性和稳健性(11)。一般而言，在中央政府与地方政府的纵向关系方面，中央政府扮演着一种斯塔克伯格领导者的角色(Hayashi and Boadway，2001)，其政策制定具有先行特征(moving first)，现实中不大可能对于各个地方政府的决策做出反应(Esteller-Moré and Solé-Ollé，2001)，因此中央政府（上级政府）政策在地方政府（下级政府）的决策当中往往被认为是外生的(Brett and Pinkse，2000；Revelli，2003)。从这个角度看，现有文献偏向于认为不存在这种由联立性关系导致的内生性。
另一方面，如果方程遗漏了一些对中央政府和地方政府决策有共同影响的变量，则可能造成中央政府政策变量与包含共同冲击的扰动项相关而导致的内生性。针对这种情形，Esteller-Moré和Solé-Ollé(2001)提出两种解决方案：一是在方程中加入体现时间异质性的年度虚拟变量，二是在方程中加入影响中央政府与地方政府决策的周期性变动(cyclical variations)的变量，这两种方法都可以控制对地方政府政策和中央政府政策的共同冲击。本文参照Esteller-Moré和Solé-Ollé(2001)、Hayashi和Boadway(2001)等的处理，在方程中加入了包括体现周期性因素以及体制性因素的可观测共同因子集合F，目的就在于规避这种内生性问题。
也正是基于上述两个原因，本文将中央政府政策变量视为外生变量。然而，进一步考察我国税制的特殊性，可以发现，1994年分税制改革之前，由于中央和地方政府之间税收的划分存在讨价还价的空间，这时候中央政府税收收入也会受到各个地方政府税收收入的影响。因此，表2宏观税负（1985～1993年）方程仍有可能存在联立性导致的内生性问题。我们对这一问题进行了处理，将该方程中的中央政府政策变量视为内生变量并重新估计。此时，控制变量集X的全国数据满足与中央政府政策变量相关而与扰动项不相关的条件（参考Esteller-Moré and Solé-Ollé，2001），可以作为合适的工具变量。内生性设定下的估计结果显示，横向策略互动系数为0.37，且在5%显著性水平上显著，这与外生性假定下估计结果（即表2的1985～1993年的宏观税负方程）相比，系数稍有提高，显著性基本持平；纵向共同反应系数则为0.55，且在5%显著性水平上显著，相比外生性设定下0.75以及1%显著性水平上显著的估计结果，其强度和显著性都有所下降。可见，如果忽视分税制改革前地方政府宏观税负对中央政府决策的潜在影响，确实会高估地方政府对中央政府的共同反应程度，基于内生性设定的结果更为可靠。为谨慎起见，本文还对宏观税负(1985～1993)之外其他方程中的中央政策变量再进行内生化设定，重新估计的结果显示关注变量的参数估计值基本上没有变化，因而不另作报告。
五、结论与政策建议
本文在中国式大国治理结构背景下，对我国地方政府财政竞争的“横向策略互动”和“纵向共同反应”两种行为特性进行识别。基于1985～2006年省级面板数据，我们运用能够刻画空间交互性反应特征的空间面板计量模型进行实证分析，主要结论包括：(1)在横向策略互动方面，宏观税负以分税制改革为界，其策略互动特性从相互模仿转变为差异化；政府支出相对规模、基本建设支出比重和科教文卫支出比重均表现出模仿型的策略互动。(2)在对中央政府政策的纵向共同反应方面，在宏观税负、支出相对规模和基本建设支出比重3个方程中显著为正，说明存在对中央政府的追随效仿；而在科教文卫支出比重方程中，这种纵向共同反应不显著，说明中央政府未能对地方政府产生强而有力的影响。
结合已有文献的研究结论，可以发现，地方政府支出相对规模上的相互模仿特性有助于理解中国地方政府在支出规模方面普遍存在强烈的扩张倾向（方红生、张军，2009）；而本文有关地方政府在财政支出结构的决策上具有的相互模仿特性，以及中央政府在科教文卫支出上未能对地方政府产生足够影响的事实，对于纠正地方政府近年来“重基本建设、轻人力资本投资和公共服务（傅勇、张晏，2007）”的明显扭曲也提供了思路。基于上述结论与讨论，本文从深化大国治理结构变革、规范中央与地方政府关系、匡正地方政府竞争行为3个方面提出相关建议。
从深化大国治理结构变革角度看，地方官员政绩评价机制具有重要的引导作用，而绩效考核指标的多元化应成为改革的目标之一。财政性教育经费占GDP4%的目标以及“十一五”节能减排目标等，相比较GDP增长率，仍然是“软约束”指标，目前大部分地方政府仍难以达标。只有通过实行问责制和“一票否决”制将这些指标“硬约束化”，才能真正引起地方政府的重视，并通过地方政府之间相互模仿的策略互动行为强化这些目标的激励。
从规范中央与地方关系角度看，中央政府对地方政府的多数政策有显著影响，但对于科教文卫支出而言，这种影响是不显著的。为扩大科教文卫支出比重，一项重要举措就是通过制度设计，以中央支出为基准，要求各地按照相应比例保证该项支出，从而形成一种自上而下的制度约束。相类似的，对于户籍制度改革、农民工子女教育、医改、社会保障、环境污染治理等问题，需要以中央统筹方式加以解决。
从匡正地方政府竞争行为角度看，如何通过制度创新使得地方政府从竞争走向竞合，成为一个新的课题。当前中国发展遇到的一些问题，例如基础设施建设和产业发展上的重复与同构，已经不是某时某地的问题，而是跨区域的联动问题，因此区域间的合作与地区间的竞争同样重要。此外，我们发现，地方政府竞争手段已经从改革开放初期的以税收优惠为主，发展到以财政支出总量和结构政策为主，但总体而言，这些竞争手段仍属于“硬件”方面的竞争。为提高执政水平和施政效率，政府服务、投资环境塑造、信用建设等制度创新必须成为地方政府“软件”方面竞争手段。
注释：
①相关综述可以参考Brueckner(2003)、Revelli(2005)以及郭庆旺、贾俊雪(2009)。
④由于我国个人所得税税率制定权在于中央政府，而且人均收入取决于多种因素，因此地方宏观税负方程中，本文仍将城镇居民人均可支配收入视为外生变量。
⑤我国实行九年义务教育，适龄儿童入读小学一般是强制性的，因此使用在校小学生占总人口比例作为人口年龄结构的代理变量是合适的。
⑥一般而言，越是发达的地区，第一产业比重越低。但有些发达地区以第二产业为主，例如山东、江苏；有些则以第三产业为主，例如北京和上海；有些则是第二、三产业并重，例如广东。因此用第一产业比重表征产业结构是相对合适的选择，这也被国内文献广泛采用。
⑦由于很多省份的中央财政数据缺失，此处采用全国加总数据，因此该变量只随时间不随个体变化。
⑧Edmark和Agren(2008)认为选举制度对地方政府政策有明显的影响，通过设定选举年为1、非选举年为0的虚拟变量来刻画这种影响。王守坤和任保平(2008)也采用相同方法。
⑨在目前理论模型中地方政府竞争3种激励机制中，无论是溢出效应、财政竞争，还是标尺竞争，邻近的省份都是其最可能的竞争对手，因此相邻法的设定能捕捉上述各种机制下的相关关系。实际分析中，除了相邻法，本文还参考Anselin等(2004)，采用Tri-cube法、K-nearest法以及反距离法等构造体现地理空间关系的空间加权矩阵，实证结果相当稳健。
⑩虽然本文构造的虚拟变量并不显著，但我们对此结果保持谨慎态度，并没有因此断定政治集权特征对地方政府行为没有影响。对于政治集权的激励作用的检验，可以构造反映地方官员获得政治资源的决定方程。但是，目前如何定义和度量政治资源困难重重并且争议很大，这也是值得进一步研究的方向。
(11)感谢匿名审稿人关于中央政府政策变量内生性问题的建议。