苑德宇， 宋小寧， 李德剛

（1. 對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國(guó)際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，北京 100029； 2. 中山大學(xué)管理學(xué)院/現(xiàn)代會(huì)計(jì)與財(cái)務(wù)研究中心，廣東 廣州 510275； 3. 北京第二外國(guó)語(yǔ)學(xué)院 經(jīng)貿(mào)與會(huì)展學(xué)院，北京 100024）

一、引 言

政府投資在我國(guó)經(jīng)濟(jì)40年持續(xù)快速增長(zhǎng)中發(fā)揮了十分重要的作用。其中，中央投資引導(dǎo)了地方投資方向和規(guī)模，發(fā)揮著“四兩撥千斤”的作用。從理論上講，中央投資作為中央政府的一種資金支出安排，除了要講求產(chǎn)出效率外，還應(yīng)兼顧統(tǒng)籌區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、公共服務(wù)均等化等公平準(zhǔn)則（Yamano等，2000）。那么，長(zhǎng)期以來(lái)，我國(guó)中央投資在省區(qū)間分配更重視效率因素還是公平因素？厘清這一問(wèn)題，可為中央制定更好地促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、協(xié)調(diào)、可持續(xù)性發(fā)展的投資策略提供理論依據(jù)和決策參考。

然而，從另一角度而言，中央政府投資項(xiàng)目通常被地方政府作為一種“公共利益”而競(jìng)相追逐，不可避免地會(huì)受到政治影響力、游說(shuō)等因素的影響（Oates，1999；Kemmerling和Stephan，2015）。當(dāng)前，我國(guó)中央投資項(xiàng)目分配并無(wú)明確的制度依據(jù)，通常由中央部委（主要為國(guó)家發(fā)改委）直接作出，具有相當(dāng)?shù)娜我庑?。在以?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為最重要“競(jìng)爭(zhēng)目標(biāo)”的背景下，地方政府利用其官員的政治影響力來(lái)干預(yù)中央投資項(xiàng)目分配就成為一個(gè)自然的做法，而這一做法通常卻會(huì)對(duì)中央投資公平和效率目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)產(chǎn)生“干擾”。由此，明確政治影響力對(duì)中央投資項(xiàng)目分配的影響效應(yīng)，是中央政府充分把握投資政策機(jī)制的必然要求。

目前，國(guó)外學(xué)者已沿著效率與公平因素、政治因素等視角對(duì)中央投資的決定因素進(jìn)行了大量的實(shí)證研究。從效率與公平因素決定方面，Lambrinidis等（2005）利用希臘地區(qū)面板數(shù)據(jù)對(duì)中央基礎(chǔ)設(shè)施的決定進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中央基礎(chǔ)設(shè)施投資集中于欠發(fā)達(dá)地區(qū)，主要目的是為了縮小地區(qū)間的貧富差距。從政治因素決定方面，Cadot等（2006）利用法國(guó)地區(qū)面板數(shù)據(jù)對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施支出的區(qū)域分布進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)分肥政治（Pork-Barrel Politics）是跨區(qū)交通基礎(chǔ)設(shè)施投資的顯著決定因素；Sturm（2001）基于非OECD國(guó)家數(shù)據(jù)研究認(rèn)為，政治制度變量，比如意識(shí)形態(tài)、政治穩(wěn)定性、政治經(jīng)濟(jì)周期等并未顯著影響政府資本的形成；Wallis（1998）、Boyle和Matheson（2009）基于美國(guó)數(shù)據(jù)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，一個(gè)州要獲得更多的聯(lián)邦政府投資，通常需要有更多的人均立法機(jī)關(guān)代表和國(guó)會(huì)議員，或者參議員具有更深資格、與總統(tǒng)同屬于一個(gè)黨派等；Duchin和Sosyura（2012）對(duì)美國(guó)地方企業(yè)政治關(guān)聯(lián)與政府之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，認(rèn)為一個(gè)地區(qū)從聯(lián)邦獲得的政府投資資金與這個(gè)地區(qū)企業(yè)—政治關(guān)聯(lián)度正相關(guān)。此外，Worthington和Dollery（1998）、Arulampalam等（2009）均針對(duì)中央投資的政治決定問(wèn)題進(jìn)行了實(shí)證研究。在政治和經(jīng)濟(jì)綜合因素決定方面，Castells和Solé-Ollé（2005）利用西班牙地區(qū)面板數(shù)據(jù)對(duì)中央投資的影響因素進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)效率與公平的權(quán)衡因素的影響有限，相反政治因素則是主要的影響因素；Kemmerling和Stephan（2015）對(duì)影響法國(guó)、德國(guó)、意大利和西班牙四國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施區(qū)域分布的政治因素和經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)則因素的重要性進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)各個(gè)國(guó)家因政治制度不同導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)則因素在影響各自國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施投資分布的作用不同，但總體上黨派政治下的經(jīng)濟(jì)準(zhǔn)則因素的影響作用要比其他政治制度大。在國(guó)內(nèi)，雖有部分學(xué)者對(duì)中國(guó)政府投資決定問(wèn)題進(jìn)行了探討，但鮮有中央投資相關(guān)主題的研究。例如，張軍（2007）基于中國(guó)省際面板數(shù)據(jù)探索了決定基礎(chǔ)設(shè)施投資變動(dòng)的因素，認(rèn)為地方政府之間的標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)和政治治理的轉(zhuǎn)型是解釋中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施投資決定的重要因素；何慶光（2010）實(shí)證研究了財(cái)政分權(quán)對(duì)政府投資的影響，認(rèn)為財(cái)政分權(quán)與政府投資間存在著長(zhǎng)期均衡的正向關(guān)系。盡管Zheng等（2013）就中央基礎(chǔ)設(shè)施投資的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)中央政府在分配投資時(shí)將公平和效率均衡作為突出的考慮因素，但是并未關(guān)注政治影響力因素的影響。

綜上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從多個(gè)視角研究了政府投資的決定問(wèn)題，并得到了一些重要結(jié)論，這為本文提供了重要的研究基礎(chǔ)。本文基于中央投資決定的理論模型，就效率、公平及政治影響力等因素提出相關(guān)理論假說(shuō)，構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，并利用中國(guó)轉(zhuǎn)型期1998–2015年省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)，厘定中央投資項(xiàng)目跨省區(qū)配置的依據(jù)，以期為中央投資政策完善提供支撐。本文可能的創(chuàng)新在于：（1）基于中國(guó)制度背景，擴(kuò)展出一個(gè)反映中央政府投資與多個(gè)影響因素之間關(guān)系的經(jīng)濟(jì)政治理論模型。（2）構(gòu)建“基礎(chǔ)設(shè)施綜合指數(shù)”，以其為基礎(chǔ)，進(jìn)一步衡量地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的公平、效率狀況，避免以某一種或某一類基礎(chǔ)設(shè)施的公平和效率代替基礎(chǔ)設(shè)施總體公平和效率所造成的研究結(jié)論偏頗。在實(shí)證模型中，我們用“基礎(chǔ)設(shè)施綜合指數(shù)”平減中央政府投資水平，以剝離不同地區(qū)已有基礎(chǔ)設(shè)施水平的差異對(duì)中央政府投資跨區(qū)配置決策產(chǎn)生的影響。（3）除了總體研究外，本文還考察了中央政府投資決定因素的時(shí)序差異，以獲得更為準(zhǔn)確和翔實(shí)的研究結(jié)果。

本文余下部分安排如下：第二部分構(gòu)建了中央投資的決定模型并提出了相關(guān)理論假說(shuō)；第三部分構(gòu)建實(shí)證模型，并對(duì)回歸方法和數(shù)據(jù)選取進(jìn)行了說(shuō)明；第四部分展示了實(shí)證回歸結(jié)果并對(duì)其進(jìn)行分析；第五部分是對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第六部分給出了本文結(jié)論和政策啟示。

二、理論模型及研究假說(shuō)

本部分基于地區(qū)生產(chǎn)函數(shù)及中央政府效用函數(shù)構(gòu)建反映中央投資決定的理論模型，提出研究假說(shuō)，并以此作為下文實(shí)證研究的理論基礎(chǔ)。

（一）代表性地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)

假設(shè)一個(gè)國(guó)家由N個(gè)轄區(qū)組成，每個(gè)地區(qū)的私人部門(mén)均利用其擁有的私人資本、勞動(dòng)力及獲得的本轄區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施所提供的生產(chǎn)性公共服務(wù)，以同樣的方式組織生產(chǎn)。依據(jù)Barro（1990）和Alonso-Carrera等（2009）的做法，將代表性地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為如下形式：

其中，Yit、Kit、Lit和Sit分別為地區(qū)i第t期的產(chǎn)出水平、私人資本存量、勞動(dòng)力水平以及生產(chǎn)性公共服務(wù)；Ai為僅具有地區(qū)特征的技術(shù)進(jìn)步參數(shù)。

假設(shè)生產(chǎn)性公共服務(wù)Sit僅取決于地區(qū)i的公共基礎(chǔ)設(shè)施水平Git以及地理特征（如轄區(qū)面積大小、地形地貌狀況等）。由此，我們將地區(qū)i生產(chǎn)性公共服務(wù)簡(jiǎn)單地表示為：

在此，假設(shè)興建基礎(chǔ)設(shè)施Git的資金來(lái)源于中央對(duì)地區(qū)i的政府投資。中央投資、基礎(chǔ)設(shè)施存量與折舊率（）之間的關(guān)系為：

（二）中央投資決策

國(guó)家在分配中央投資資金或項(xiàng)目時(shí)，除了考慮中央層面的社會(huì)福利外，還要顧及中央投資資金給地方帶來(lái)的社會(huì)福利水平的變化。①在中國(guó)，地方政府為中央社會(huì)經(jīng)濟(jì)政策的執(zhí)行機(jī)構(gòu)，相應(yīng)地，“中央政府”實(shí)質(zhì)性地成為了“國(guó)家政府”。因此，中央政府在安排投資時(shí)通常會(huì)從國(guó)家整體考慮，其不僅要從中央層面去關(guān)注投資對(duì)其本身產(chǎn)生的福利，而且還要關(guān)注國(guó)家投資項(xiàng)目落地后為其轄區(qū)帶來(lái)的社會(huì)福利情況。依據(jù)Cadot等（2006）、Behrman和Craig（1987）、Castells和Solé-Ollé（2005）的做法，我們將中央投資的社會(huì)福利目標(biāo)函數(shù)設(shè)定為：

在式（4）等號(hào)右邊，前一項(xiàng)表示地方層面社會(huì)福利之和，后一項(xiàng)表示中央層面的社會(huì)福利。對(duì)于前者，為第t期地區(qū)i的人均產(chǎn)出水平；為地方層面經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的福利參數(shù)，其取值范圍為（0，1）。對(duì)于后者，表示中央政府層面經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的福利參數(shù)，其取值范圍為（–，1）。當(dāng)時(shí)，中央政府對(duì)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不公平極度厭惡，即此時(shí)其僅關(guān)注公平；相反，當(dāng)時(shí)，中央政府福利水平取決于地方產(chǎn)出水平，即此時(shí)只關(guān)注效率。參數(shù)為中央政府對(duì)地方發(fā)展情況的關(guān)注系數(shù)。一個(gè)地區(qū)之所以更受中央關(guān)注，可能是因?yàn)槠鋼碛胁煌谄渌貐^(qū)的特征，如種族構(gòu)成、政治影響力等。在此，我們僅將一個(gè)地區(qū)的政治影響力作為吸引中央關(guān)注的唯一因素。

假設(shè)中央政府通過(guò)產(chǎn)品稅籌集財(cái)政資金，并用于各轄區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資，這樣有：

由式（8）可知，一個(gè)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的最優(yōu)水平G*由該地區(qū)的總產(chǎn)出、人均產(chǎn)出以及政治影響力決定。

為了進(jìn)一步明確中央投資與公平、效率、政治影響力等因素之間的關(guān)系，我們?cè)O(shè)定中央政府根據(jù)上期地方基礎(chǔ)設(shè)施水平（）以及上期基礎(chǔ)設(shè)施水平與其最優(yōu)水平（）的差額進(jìn)行調(diào)整并安排當(dāng)期投資，即：

由此，得到關(guān)于中央投資決定的3個(gè)假說(shuō)：

假說(shuō)1（效率假說(shuō)）：一個(gè)地區(qū)單位基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出水平越高（效率越高），中央越傾向于投資于該地區(qū)，即中央投資與單位基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出水平正相關(guān)。

假說(shuō)2（公平假說(shuō)）：一個(gè)地區(qū)的人均產(chǎn)出水平越低（越不公平），中央政府越注重加強(qiáng)對(duì)這個(gè)地區(qū)的投資，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)上再分配，即中央投資與人均產(chǎn)出水平負(fù)相關(guān)。

假說(shuō)3（政治假說(shuō)）：地方的政治影響力也是中央分配投資項(xiàng)目的一個(gè)重要影響因素。一個(gè)地區(qū)擁有的政治影響力越大，其獲得中央投資項(xiàng)目會(huì)越多。

三、實(shí)證模型及數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

根據(jù)上文式（11）至式（13），我們將計(jì)量模型設(shè)定為如下線性形式：

在此，i =1，2，…，N為省份數(shù)，t =1，2，…，T為年份數(shù)；因變量（）與自變量（、和）與式（10）中相應(yīng)變量含義相同；、、、為待回歸參數(shù)；為控制變量所組成的向量，為虛擬變量組成的向量，和分別為控制變量和虛擬變量的回歸參數(shù)向量；為地區(qū)效應(yīng)，為誤差項(xiàng)。

中央投資項(xiàng)目落戶于地方，通常會(huì)因?yàn)閮蓚€(gè)方面的原因產(chǎn)生空間關(guān)聯(lián)性：一是由中央投資的大型基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)目本身的性質(zhì)決定的。像高速公路、鐵路、管道等建設(shè)項(xiàng)目不太可能只局限于某一省區(qū)，通常會(huì)貫穿或者覆蓋多個(gè)地區(qū)，因此中央投資在不同地區(qū)之間分配就產(chǎn)生相關(guān)關(guān)系。二是地方政府的相互攀比引起的。在相鄰或相近地區(qū)之間，通常存在著較多相似特征，比如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地理狀況等，當(dāng)一個(gè)地區(qū)從中央獲取了一筆投資資金時(shí)，相鄰或相近地區(qū)可能因?yàn)榕时纫矔?huì)努力向中央爭(zhēng)取一定數(shù)量的投資資金，由此中央投資資金分配會(huì)在地區(qū)之間產(chǎn)生相關(guān)關(guān)系（Zheng等，2013）?；谏鲜隹紤]，我們將實(shí)證模型式（14）擴(kuò)展為如下空間自回歸模型（SAR）的形式：

（二）估計(jì)方法

為了保證實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文通過(guò)不斷放松實(shí)證模型式（15）中誤差項(xiàng)的假設(shè)，并選擇合理的估計(jì)方法進(jìn)行回歸。首先，假設(shè)誤差項(xiàng)服從獨(dú)立同分布，利用靜態(tài)空間面板模型的回歸方法對(duì)實(shí)證模型式（15）進(jìn)行估計(jì)，即先利用最大似然估計(jì)法（MLE）進(jìn)行回歸。然后，允許中央投資具有跨期性，即當(dāng)年的中央投資影響下一年或以后幾年。②政府投資項(xiàng)目特別是中央項(xiàng)目的周期通常超過(guò)1年，并且當(dāng)前我國(guó)政府預(yù)算的編制采用的方法仍是基數(shù)法，當(dāng)年預(yù)算是以上年度的預(yù)決算為基礎(chǔ)進(jìn)行預(yù)測(cè)、調(diào)整而編制完成的，因此假定中央投資跨期性有理論上的合理性。如此，這種跨期性就體現(xiàn)于實(shí)證模型的誤差項(xiàng)中，實(shí)證模型式（15）也就變成了空間動(dòng)態(tài)面板模型（SDPD）形式。因變量滯后項(xiàng)以及因變量空間滯后項(xiàng)出現(xiàn)在實(shí)證模型的右邊作為解釋變量時(shí)，均會(huì)帶來(lái)內(nèi)生性問(wèn)題，并導(dǎo)致最小二乘估計(jì)（OLS）和極大似然估計(jì)（MLE）有偏（Anselin和Moreno，2003）。Kukenova等（2009）在空間動(dòng)態(tài)面板模型下擴(kuò)展了Blundell 等（1998）的系統(tǒng)GMM估計(jì)法（SYS-GMM），使之包括內(nèi)生交互效應(yīng)，這不僅有效地克服了上述內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)還有效糾正了弱工具變量、自相關(guān)以及異方差等所帶來(lái)的回歸結(jié)果偏誤問(wèn)題（Anselin和Moreno，2003）。在后文中，我們主要采用了Kukenova等（2009）發(fā)展的系統(tǒng)廣義矩法（SYS-GMM）對(duì)空間動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行估計(jì)。

（三）變量與數(shù)據(jù)

圖1 中央投資項(xiàng)目的空間分布情況數(shù)據(jù)來(lái)源：相關(guān)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

不同基礎(chǔ)設(shè)施實(shí)物存量的衡量有著不同單位，無(wú)法進(jìn)行簡(jiǎn)單的算術(shù)相加，因此為了獲得一個(gè)能夠綜合衡量基礎(chǔ)設(shè)施水平的指標(biāo)，需對(duì)基礎(chǔ)設(shè)施實(shí)物存量指標(biāo)做一定的技術(shù)處理。本文選用全局主成分分析法（Global Principal Component Analysis）來(lái)克服上述指標(biāo)加總問(wèn)題，同時(shí)獲得一個(gè)能夠反映多指標(biāo)絕大部分有用信息且這些信息互不重疊的綜合指標(biāo)。參照張軍等（2007）的做法，并考慮數(shù)據(jù)的可得性，我們主要選取了五個(gè)方面的基礎(chǔ)設(shè)施實(shí)物存量指標(biāo)進(jìn)行處理：一是交通基礎(chǔ)設(shè)施，包括公路里程（公里）、內(nèi)河航道長(zhǎng)度（公里）、鐵路營(yíng)業(yè)里程（公里）、航空運(yùn)輸業(yè)就業(yè)人員數(shù)（人）；二是能源基礎(chǔ)設(shè)施，包括焦炭生產(chǎn)量（萬(wàn)噸）、能源消耗總量（萬(wàn)噸標(biāo)準(zhǔn)煤）、發(fā)電量（億千瓦時(shí)）；三是通訊基礎(chǔ)設(shè)施，包括郵路總長(zhǎng)度（公里）、郵政局所數(shù)量（處）、長(zhǎng)途電話交換機(jī)容量（路端）、長(zhǎng)途光纜線路長(zhǎng)度（公里）、移動(dòng)電話用戶數(shù)量（萬(wàn)戶）、本地電話局用交換機(jī)容量（萬(wàn)門(mén)）；四是城市基礎(chǔ)設(shè)施，包括城市供水管道長(zhǎng)度（公里）、城市環(huán)衛(wèi)機(jī)械臺(tái)數(shù)（臺(tái)）、城市公園面積（公頃）、城市擁有城市公共汽電車輛（輛）、城市供氣管道長(zhǎng)度（公里）、城市供水綜合生產(chǎn)能力（萬(wàn)立方米/日）、城市污水處理能力（萬(wàn)立方米/日）、城市排水管道長(zhǎng)度（公里）；五是社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施，包括普通中學(xué)學(xué)校數(shù)（所）、衛(wèi)生機(jī)構(gòu)數(shù)（所）、衛(wèi)生機(jī)構(gòu)床位數(shù)（萬(wàn)張）、公共圖書(shū)館數(shù)（個(gè)）、藝術(shù)表演單位數(shù)（個(gè)）。因?yàn)槔蒙鲜龇椒ㄌ幚硭玫摹盎A(chǔ)設(shè)施水平綜合指數(shù)”可能為負(fù)值，因此我們通過(guò)一致取自然指數(shù)的方法對(duì)它們進(jìn)行了“正化”處理。圖2列示了1998–2015年省級(jí)基礎(chǔ)設(shè)施水平綜合指數(shù)的變化情況，從中可以看到，1998–2015年間，全國(guó)各省份基礎(chǔ)設(shè)施總體水平基本保持上升態(tài)勢(shì)，而省際間基礎(chǔ)設(shè)施水平差異呈現(xiàn)平穩(wěn)—擴(kuò)大—下降的變化趨勢(shì)。

圖2 1998–2015年省級(jí)基礎(chǔ)設(shè)施水平綜合指數(shù)的變化數(shù)據(jù)來(lái)源：各年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及作者計(jì)算。

（2）單位基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出水平（Yit/Git）和人均產(chǎn)出水平（Yit/Lit）。與上文理論模型中設(shè)定涵義相一致，這兩個(gè)指標(biāo)分別用于描述中央投資對(duì)于效率因素和公平（再分配）因素的考慮。其中，Y用“省級(jí)地區(qū)GDP水平”進(jìn)行衡量；L用“省級(jí)地區(qū)的年初和年末常住人口數(shù)的算術(shù)平均值”來(lái)衡量。

（3）政治影響力。此指標(biāo)被界定為一個(gè)地區(qū)對(duì)中央的影響力或者在中央決策層的代表性（李明和李慧中，2010），我們通過(guò)構(gòu)建“政治影響力”指標(biāo)對(duì)其進(jìn)行衡量。在中國(guó)的政治體制下，考慮到中共中央委員會(huì)在國(guó)家經(jīng)濟(jì)和社會(huì)資源配置中的重要作用，我們選用各省份擁有的中央委員（包括政治局委員和中央候補(bǔ)委員）來(lái)構(gòu)建地方的“政治影響力”指標(biāo)。參照吳鳳武等（2013）的做法，我們計(jì)算某年在某地任職的地方官員同時(shí)位居中央政治局委員、中央委員、中央候補(bǔ)委員的人數(shù)，按每人10分、2分和1分的標(biāo)準(zhǔn)分別賦予任職地相應(yīng)的政治影響力得分，并逐年加總各?。ㄗ灾螀^(qū)或直轄市）的得分，得到來(lái)自地方的政治影響力指標(biāo)，即“地方政治影響力”（local）。另外，考慮到一個(gè)地區(qū)的政治影響力還可能來(lái)源于與這個(gè)地區(qū)有一定關(guān)聯(lián)但目前在中央任職的官員，因此，我們還按照“籍貫地”（或“出生地”）和“任現(xiàn)職前主要任職地”兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)分別對(duì)在中央任職的中央委員按省份進(jìn)行人數(shù)歸并①在處理“政治影響力”指標(biāo)時(shí)，如果遇到中央委員的“籍貫地”和“出生地”不同時(shí)，我們綜合考慮該官員背景，將其適當(dāng)?shù)貧w入“籍貫地”或“出生地”?！叭维F(xiàn)職前主要任職地”的界定標(biāo)準(zhǔn)為：如果官員擢升為現(xiàn)職前最近地方任職的年限超過(guò)1年（包括1年），我們以該最近任職所在地作為其“任職地”；如果上述任職年限低于1年，我們則以該官員最長(zhǎng)地方任職地作為“任職地”。當(dāng)然如果一個(gè)官員沒(méi)有地方任職經(jīng)歷，我們不對(duì)其進(jìn)行“任職地”歸并處理，僅將其規(guī)定到“籍貫地”（“出生地”）中。，同樣按照“地方政治影響力”指標(biāo)對(duì)中央政治局委員、中央委員和中央候補(bǔ)委員的賦分標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建兩個(gè)來(lái)自中央的政治影響力指標(biāo)，即“籍貫地政治影響力”（jgd）和“任職地政治影響力”（rzd）。此外，考慮到國(guó)家發(fā)展與改革委員會(huì)對(duì)中央投資具有重要的配置權(quán)力，我們還將此部門(mén)當(dāng)年在任的主任和副主任分別參照中央委員和中央候補(bǔ)委員的標(biāo)準(zhǔn)賦分，計(jì)入上述兩個(gè)中央政治影響力指標(biāo)的分值中。需要指出的是，我們?cè)诮y(tǒng)計(jì)中央委員人數(shù)時(shí)，并未把軍隊(duì)系統(tǒng)考慮在內(nèi)，這是因?yàn)檐婈?duì)系統(tǒng)通常是獨(dú)立封閉運(yùn)行的，與地方的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展并無(wú)太多直接利益關(guān)系。

此外，我們還選擇如下控制變量用于實(shí)證模型回歸以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）地方社會(huì)投資水平（locin），具體用“省級(jí)地方項(xiàng)目金額與基礎(chǔ)設(shè)施水平綜合指數(shù)的比值”表示，用于控制省級(jí)地方社會(huì)投資水平。（2）城市化水平（urb）。具體用“城鎮(zhèn)人口占轄區(qū)人口總數(shù)的比重”表示，用于控制一個(gè)地區(qū)的城市化進(jìn)程對(duì)中央投資決策的影響。（3）人口密度（popden）。即轄區(qū)單位面積的人口數(shù)，具體用“轄區(qū)人口總數(shù)與轄區(qū)地域面積的比值”表示，用于控制地區(qū)人口數(shù)以及地域面積構(gòu)成的綜合因素對(duì)中央投資決策的影響。（4）工業(yè)化水平（indus）。具體用“工業(yè)總產(chǎn)值占GDP的比重”來(lái)表示，用于控制工業(yè)化進(jìn)程對(duì)中央投資的影響。（5）財(cái)政分權(quán)（fce）。具體用“一省的地方預(yù)算財(cái)政支出占該省中央和地方預(yù)算財(cái)政支出總和的比重”來(lái)表示，用于控制財(cái)政分權(quán)因素對(duì)中央投資的影響。

另外，我們還在回歸模型中加入一些政策和地區(qū)虛擬變量，用于控制重要政策變化和地區(qū)特征可能對(duì)中央投資決策產(chǎn)生的影響。第一，2002年中國(guó)進(jìn)行了所得稅收入分享制度改革，這致使中央稅收收入在2002年前后發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化，進(jìn)而可能影響中央投資的決策，對(duì)此我們?cè)O(shè)置政策虛擬變量policy02加以控制。第二，2008年美國(guó)“次貸”危機(jī)后中央政府均推行了以政府投資為主要手段的擴(kuò)張性財(cái)政政策以刺激經(jīng)濟(jì)，而這可能使得政策前后中央投資的決策發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，我們用虛擬變量policy08加以控制。這兩個(gè)政策變量的設(shè)定方法均為：政策變動(dòng)之前年份為0，政策變動(dòng)年份及之后年份為1。第三，考慮到中央對(duì)少數(shù)民族地區(qū)的投資政策可能有別于其他地區(qū)，我們還在實(shí)證模型中加入民族地區(qū)虛擬變量（minority），即設(shè)定屬于民族地區(qū)省份為1，其他省份為0①本文按照少數(shù)民族人口數(shù)占全省人口數(shù)的比例超過(guò)15%的標(biāo)準(zhǔn)劃定某一省份是否為少數(shù)民族地區(qū)。本文利用1998–2015年全國(guó)各省的人口數(shù)據(jù)進(jìn)行綜合計(jì)算，選定內(nèi)蒙古、遼寧、廣西、海南、貴州、云南、西藏、青海、寧夏和新疆10省份為少數(shù)民族地區(qū)。。

以上各指標(biāo)的時(shí)間跨度為1998–2015年，橫截面涉及中國(guó)31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)和直轄市）。構(gòu)建各指標(biāo)的所用的原始數(shù)據(jù)和資料，除中央委員名單和簡(jiǎn)歷來(lái)源于《新華網(wǎng)》和《人民網(wǎng)》，其余均來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)》和《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。計(jì)算“中央投資”和“地方社會(huì)投資水平”所用的“中央項(xiàng)目”金額和“地方項(xiàng)目”金額，均利用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)調(diào)整為以1998年為基期不變的價(jià)格水平。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基本回歸結(jié)果

依據(jù)前文對(duì)回歸方法的說(shuō)明和選擇，我們?cè)谶\(yùn)用STATA軟件時(shí)執(zhí)行了相關(guān)實(shí)證模型的回歸，在估計(jì)時(shí)均使用了robust命令選項(xiàng)對(duì)模型可能存在的組間異方差進(jìn)行修正，以獲得穩(wěn)健的回歸結(jié)果?；净貧w結(jié)果如表2所示。

表2 基本回歸結(jié)果

在表2中，第（ⅱ）列給出了靜態(tài)回歸模型式（15）基于極大似然估計(jì)法（MLE）下的回歸結(jié)果，以及第（ⅳ）列給出了引入因變量一階滯后項(xiàng)后的空間動(dòng)態(tài)面板模型基于SYS-GMM的回歸結(jié)果，其余兩列分別為相應(yīng)對(duì)照回歸結(jié)果。由第（ⅱ）列和第（ⅳ）列對(duì)比發(fā)現(xiàn)，在這兩列回歸結(jié)果中的空間滯后項(xiàng)系數(shù)均至少在10%的水平上顯著，并且Robust LM_LAG檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均至少在5%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，而Robust LM_ERROR在10%顯著性水平上均不顯著，說(shuō)明前文將實(shí)證模型設(shè)定為空間自回歸形式（SAR）具有一定的合理性。由表2后兩列發(fā)現(xiàn)，因變量一階滯后項(xiàng)系數(shù)均高度顯著且動(dòng)態(tài)模型的擬合優(yōu)度相對(duì)于靜態(tài)模型有明顯提高，表明中央投資具有明顯的跨期效應(yīng)，將實(shí)證模型設(shè)定為動(dòng)態(tài)形式可以相對(duì)更好地解釋因變量。

基于上述對(duì)實(shí)證方法的對(duì)比考察與判斷，我們以表2最后一列的回歸結(jié)果為基準(zhǔn)進(jìn)行分析。第一，單位基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出水平顯著正向影響了中央投資。這證實(shí)了前文關(guān)于中央投資分配的效率決定假說(shuō)?？傮w上來(lái)說(shuō)，這與中國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)長(zhǎng)期貫徹的效率優(yōu)先的經(jīng)濟(jì)政策導(dǎo)向是相吻合的。第二，人均產(chǎn)出水平系數(shù)的回歸結(jié)果為正且不顯著，上文公平假說(shuō)并未得到充分證實(shí)。這可能因?yàn)?，中央在安排投資項(xiàng)目時(shí)，特別是安排地區(qū)性投資項(xiàng)目時(shí)，通常要求“落戶地”進(jìn)行一定比例的資金配套（這個(gè)比例通常為1∶1），并且要求優(yōu)先保障。這樣，落后地區(qū)可能會(huì)因?yàn)榕涮踪Y金“門(mén)檻”的存在，被排除在很多中央投資項(xiàng)目的承接地范圍之外，相反發(fā)達(dá)地區(qū)可能會(huì)因?yàn)榕涮啄芰ο鄬?duì)較強(qiáng)而成為這些中央投資項(xiàng)目的落戶地，這在一定程度上加劇了中央投資的地區(qū)不公平性。第三，政治影響力顯著正向影響了中央投資，這證實(shí)了前文的政治假說(shuō)。根據(jù)前文對(duì)政治影響力指標(biāo)的界定，local表示的政治影響力來(lái)源于地方任職的高級(jí)官員（中央政治局委員、中央委員和中央候補(bǔ)委員通常在地方都身居要職），這就說(shuō)明了地方政府在爭(zhēng)取中央投資項(xiàng)目上，政治影響力的確起到了重要的影響作用。1994年之后，中國(guó)建立起了社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體系并推行了分稅制改革，地方政府獲得了更大的自主發(fā)展經(jīng)濟(jì)的權(quán)力。與此同時(shí)，中央強(qiáng)化了GDP在地方政績(jī)考核中的核心地位，這使得地方政府官員的政治利益（主要為晉升機(jī)會(huì)）很大程度上內(nèi)生化為地方經(jīng)濟(jì)利益，即地方官員通過(guò)提速GDP來(lái)獲得更大的晉升機(jī)會(huì)（Yang，2006），而中央投資作為推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)最重要的力量之一，正是地方政府競(jìng)相追逐的對(duì)象，這對(duì)近些年來(lái)一直盛行的地方官員“跑步進(jìn)京”現(xiàn)象作了充分說(shuō)明。

此外，地方社會(huì)投資水平對(duì)中央投資產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響。這說(shuō)明中央在安排區(qū)域性投資項(xiàng)目時(shí)，出于均衡財(cái)力的考慮，與地方政府之間通常形成了一種互補(bǔ)關(guān)系，即當(dāng)?shù)胤缴鐣?huì)投資水平較高時(shí)，中央就會(huì)有意識(shí)地減少對(duì)該地區(qū)的投資，而當(dāng)?shù)胤缴鐣?huì)投資水平較低時(shí)，中央又會(huì)加大對(duì)該地區(qū)的投資力度，這樣就形成了中央投資與地方社會(huì)投資之間的負(fù)向關(guān)系。工業(yè)化水平和財(cái)政分權(quán)分別對(duì)中央投資產(chǎn)生了顯著正向和負(fù)向的影響，而城市化水平和人口密度對(duì)中央投資的影響并不顯著。

（二）分時(shí)段考察

在上文的基本回歸中，我們考察的樣本期間是1998–2015年。在此期間，國(guó)家社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略發(fā)生了重大變化，特別是在中共十六大后，中央明確要求政策導(dǎo)向要從原來(lái)的效率優(yōu)先向更加注重公平轉(zhuǎn)變，這很可能引起影響中央投資的因素發(fā)生時(shí)序上的變化。為了進(jìn)一步厘定中央投資與其影響因素之間的實(shí)證關(guān)系，我們將上文的實(shí)證過(guò)程按1998–2007年和2008–2015年兩個(gè)時(shí)段分別重新進(jìn)行，相關(guān)結(jié)果如表3所示。

表3 分時(shí)段回歸結(jié)果

在表3中，我們給出了這兩個(gè)時(shí)段樣本基于SYS-GMM的回歸結(jié)果，分別列于第（?。┝泻偷冢áⅲ┝幸约暗冢á＃┝泻偷冢áぃ┝小Ｆ渲?，第（ⅱ）列和第（ⅳ）列是分時(shí)段基準(zhǔn)回歸結(jié)果，另外兩列為相應(yīng)對(duì)照結(jié)果。

通過(guò)對(duì)比表3中第（ⅱ）列和第（ⅳ）列的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：第一，利用1998–2007年樣本回歸得到的中央投資一階滯后項(xiàng)系數(shù)明顯高于利用2008–2015年樣本回歸所得的結(jié)果，說(shuō)明中央投資跨期效應(yīng)的大小隨時(shí)序顯著下降。這與近年來(lái)國(guó)家不斷完善中央財(cái)政預(yù)算制度，在編制中央財(cái)政預(yù)算和分配中央投資項(xiàng)目時(shí)更多地考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)展真實(shí)需要的現(xiàn)實(shí)是相吻合的。第二，在前一時(shí)段樣本回歸中，單位基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出水平對(duì)中央投資的影響雖然為正但不顯著，而在后一時(shí)段樣本的回歸中，這一效應(yīng)表現(xiàn)為正向顯著；人均產(chǎn)出水平在前一時(shí)段顯著地正向影響了中央投資，但在后一時(shí)段樣本回歸中這一系數(shù)變?yōu)樨?fù)向且不顯著。這說(shuō)明在1998–2007年中央投資配置不僅沒(méi)有充分考慮效率因素，而且顯著違背了前文的公平假說(shuō)。然而，隨著國(guó)家社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整，在2008–2015年中央投資不僅更顯著地關(guān)注效率，而且之前有違公平假說(shuō)的配置模式也得到一定程度的扭轉(zhuǎn)。第三，政治影響力在前一時(shí)段中顯著正向影響了中央投資，而在后一時(shí)段中此效應(yīng)卻不顯著。地方政治影響力對(duì)中央投資的影響作用之所以出現(xiàn)上述弱化趨勢(shì)，可能與近年來(lái)中國(guó)的財(cái)政預(yù)算、政府項(xiàng)目審批制度不斷完善，逐漸擠壓中央政府分配投資項(xiàng)目的可操作空間密切相關(guān)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上文總體回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將模型式（15）作如下三個(gè)方面的變換，并分別重新進(jìn)行回歸：一是將地方政治影響力（local）分別替換為來(lái)自中央的籍貫地政治影響力指標(biāo)（jgd）和任職地政治影響力指標(biāo)（rzd）；二是將中央政治局委員、中央委員和中央候補(bǔ)委員的分值分別設(shè)置為20分、2分和1分以及10分、2分和2分，計(jì)算兩個(gè)新的地方政治影響力指標(biāo)loca和locb，用于替換原來(lái)政治影響力指標(biāo)；三是利用距離衰減權(quán)重矩陣①設(shè)定矩陣元素wij為兩省份距離（省會(huì)城市之間公路里程）的倒數(shù)。和經(jīng)濟(jì)相鄰權(quán)重矩陣②我們將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平納入影響相鄰地區(qū)間中央投資空間聯(lián)系的因素中，構(gòu)建了此空間權(quán)重矩陣。具體設(shè)定為：，其中， 為樣本期內(nèi)第i個(gè)省份實(shí)際人均產(chǎn)出水平的平均值， 為樣本期內(nèi)實(shí)際人均產(chǎn)出水平的總平均值。分別生成距離衰減空間溢出項(xiàng)（）和經(jīng)濟(jì)相鄰空間溢出項(xiàng)（），替換實(shí)證模型中的二元毗鄰空間溢出項(xiàng)（）。相應(yīng)回歸結(jié)果列于表4中。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

如表4的前兩列所示，無(wú)論將政治影響力變量（local）替換為籍貫地政治影響力變量（jgd）還是任職地政治影響力變量（rzd），與表2第（ⅳ）列相比，回歸模型中其他主要變量回歸系數(shù)的正負(fù)方向和顯著性均未發(fā)生顯著變化。兩個(gè)中央政治影響力回歸系數(shù)的方向和顯著性之間存在較大差異，即任職地政治影響力顯著促進(jìn)了中央投資，而籍貫地政治影響力對(duì)中央投資的影響并不顯著。這一結(jié)果表明，相對(duì)于籍貫地，中央政府官員更傾向于將中央投資項(xiàng)目分配給其曾經(jīng)長(zhǎng)期任職的地區(qū)。

從表4的第（ⅲ）列和第（ⅳ）列可以看到，在地方政治影響力變換賦分后，并未引起此變量本身以及其他主要變量回歸系數(shù)的方向和顯著性發(fā)生變化，說(shuō)明前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。從表4最后兩列的回歸結(jié)果可以看到，距離衰減、空間溢出項(xiàng)和經(jīng)濟(jì)相鄰空間溢出項(xiàng)均顯著地正向影響了中央投資。這說(shuō)明中央投資確實(shí)存在著跨省份之間的關(guān)聯(lián)性，而且這種關(guān)聯(lián)性不僅受到省份間距離的影響，而且還受到相鄰地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異的影響，這也充分驗(yàn)證了前文關(guān)于“中央投資具有空間溢出效應(yīng)”的判斷。表4后兩列與表2第（ⅳ）列相同自變量的回歸系數(shù)無(wú)論從方向還是顯著性上均無(wú)較大差別，進(jìn)一步證明了前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策啟示

自社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)建立以來(lái)，中央投資在政策上被賦予經(jīng)濟(jì)、社會(huì)甚至政治等諸多方面的功能和責(zé)任。然而，在現(xiàn)實(shí)中，中央在跨省份對(duì)投資項(xiàng)目進(jìn)行配置時(shí)究竟受到哪些因素的影響尚不清晰，本文厘清了這些因素的影響作用。本文利用1998–2015年中國(guó)轉(zhuǎn)型期省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)：第一，效率因素在總體上顯著正向影響了中央投資，而公平因素則不顯著。從跨時(shí)對(duì)比來(lái)看，兩個(gè)因素的影響均發(fā)生了時(shí)序變化，即效率因素對(duì)中央投資的影響由1998–2007年間的正向不顯著變?yōu)?008–2015年間的正向顯著，而公平因素的影響效應(yīng)則由前一時(shí)段的正向顯著變?yōu)楹笠粫r(shí)段的負(fù)向不顯著。第二，政治影響力在總體上顯著正向影響了中央投資，但從時(shí)序上顯著正向效應(yīng)僅存在于1998–2007年間。

基于以上結(jié)論，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)和社會(huì)背景下，為使中央投資項(xiàng)目能在促增長(zhǎng)、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生等方面更有效地發(fā)揮作用，中央可以從以下兩個(gè)方面進(jìn)行政策把握：第一，減少政治干預(yù)，強(qiáng)化中央投資資金的預(yù)算管理和審批。既要通過(guò)嚴(yán)格審核資金是否符合預(yù)算管理制度來(lái)減少政治干預(yù)，還要通過(guò)對(duì)預(yù)算資金使用的事中監(jiān)督和事后評(píng)估等方式來(lái)保證預(yù)算資金的使用效率。第二，調(diào)整和優(yōu)化中央投資的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，將更多的中央項(xiàng)目投向公共服務(wù)和協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面，更有效地促進(jìn)中央投資從效率單一目標(biāo)向公平與效率并重的目標(biāo)轉(zhuǎn)變。

盡管本文研究得到了一系列重要結(jié)論，但近年來(lái)隨著中央投資監(jiān)督評(píng)價(jià)機(jī)制的完善、中央高層反腐力度的加大等經(jīng)濟(jì)政治制度變化，均可能決定性地改變中央投資的分配機(jī)制，而本文并未能將其納入理論和實(shí)證考察，這也是未來(lái)進(jìn)一步完善相關(guān)主題研究的重點(diǎn)方向。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]何慶光. 財(cái)政分權(quán)對(duì)地方公共投資的長(zhǎng)期和短期影響效應(yīng)研究——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J]. 經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2010，（7）.

[2]金戈. 中國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施資本存量估算[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2012，（4）.

[3]李明，李慧中. 政治資本與中國(guó)的地區(qū)收入差異[J]. 世界經(jīng)濟(jì)文匯，2010，（5）.

[4]王曦，楊揚(yáng)，余壯雄，等. 中央投資對(duì)中國(guó)區(qū)域資本流動(dòng)的影響[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2014，（4）.

[5]吳鳳武，劉琦，胡祖銓. 中央對(duì)地方轉(zhuǎn)移支付影響因素分析——地方政府政治力量的作用研究[J]. 經(jīng)濟(jì)研究參考，2013，（67）.

[6]苑德宇. 地方政府投資的決定因素研究：基于稅收預(yù)決算偏離的視角[J]. 世界經(jīng)濟(jì)，2014，（8）.

[7]張軍，高遠(yuǎn)，傅勇，等. 中國(guó)為什么擁有了良好的基礎(chǔ)設(shè)施?[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2007，（3）.

[8]張衛(wèi)國(guó)，任燕燕，花小安. 地方政府投資行為、地區(qū)性行政壟斷與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于轉(zhuǎn)型期中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011，（8）.

[9]Alonso-Carrera J，F(xiàn)reire-Serén M J，Manzano B. Macroeconomic effects of the regional allocation of public capital formation[J]. Regional Science and Urban Economics，2009，139（5）：563–574.

[10]Anselin L，Moreno R. Properties of tests for spatial error components[J]. Regional Science and Urban Economics，2003，33（5）：595–618.

[11]Arulampalam W，Dasgupta S，Dhillon A，et al. Electoral goals and center-state transfers：A theoretical model and empirical evidence from India[J]. Journal of Development Economics，2009，88（1）：103–119.

[12]Barro R J. Government spending in a simple model of endogeneous growth[J]. Journal of Political Economy，1990，198（5）：103–125.

[13]Behrman J，Craig S. The distribution of public services：An exploration of local governmental preferences[J].American Economic Review，1987，177（1）：37–49.

[14]Blundell R，Bond S. Initial conditions and moment restrictions in dynamic panel data models[J]. Journal of Econometrics，1998，87（1）：115–143.

[15]Boyle M A，Matheson V A. Determinants of the distribution of congressional earmarks across states[J].Economics Letters，2009，104（2）：63–65.

[16]Cadot O，R?ller L H，Stephan A. Contribution to productivity or pork barrel? The two faces of infrastructure investment[J]. Journal of Public Economics，2006，90（6–7）：1133–1153.

[17]Castells A，Solé-Ollé A. The regional allocation of infrastructure investment：The role of equity，efficiency and political factors[J]. European Economic Review，2005，49（5）：1165–1205.

[18]Duchin R，Sosyura D. The politics of government investment[J]. Journal of Financial Economics，2012，106（1）：24–48.

[19]Kemmerling A，Stephan A. Comparative political economy of regional transport infrastructure investment in Europe[J]. Journal of Comparative Economics，2015，143（1）：227–239.

[20]Lambrinidis M，Psycharis Y，Rovolis A. Regional allocation of public infrastructure investment：The case of Greece[J]. Regional Studies，2005，39（9）：1231–1244.

[21]Oates W E. An essay on fiscal federalism[J]. Journal of Economic Literature，1999，37（3）：1120–1149.

[22]Sturm J. Determinants of public capital spending in less-developed countries[R]. University of Groningen&CESifo Munich Working Paper，2001.

[23]Wallis J J. The political economy of new deal spending revisited，again：With and without Nevada[J].Explorations in Economic History，1998，35（2）：140–170.

[24]Worthington A C，Dollery B E. The political determination of intergovernmental grants in Australia[J]. Public Choice，1998，94（3–4）：299–315.

[25]Yang D L L. Economic transformation and its political discontents in China：Authoritarianism，unequal growth，and the dilemmas of political development[J]. Annual Review of Political Science，2006，9：143–164.

[26]Zheng X Y，Li H，Song F，et al. Central government’s infrastructure investment across Chinese regions：A dynamic spatial panel data approach[J]. China Economic Review，2013，27：264–276.