孫開 沈安媛

摘要：在現(xiàn)行的經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平和財(cái)政體制下，為了分析橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升的影響，本文收集了2003-2017年30個(gè)省份財(cái)政收支420個(gè)有效樣本，選用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型進(jìn)行分析。結(jié)果顯示：橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量水平的影響效果為正，即在短期內(nèi)地方政府間橫向財(cái)政差異的存在有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升;但將模型進(jìn)行空間效應(yīng)分解后，從長期來看，橫向財(cái)政差異對地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升的作用為負(fù)，即橫向財(cái)政差異的長期存在會(huì)阻滯地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高。本文基于現(xiàn)行財(cái)政體制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展事實(shí)，結(jié)合分析結(jié)果，提出相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：橫向財(cái)政差異;動(dòng)態(tài)空間效應(yīng);高質(zhì)量發(fā)展

中圖分類號：F812.4 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1000-176X（2020）04-0074-10

一、問題的提出

制度供給是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ)，財(cái)政是國家治理的基礎(chǔ)和重要支柱，財(cái)政體制作為一項(xiàng)具有經(jīng)濟(jì)和政治雙重意義的制度供給，其對優(yōu)化資源配置、激發(fā)市場活力以及提升經(jīng)濟(jì)質(zhì)量具有不可替代的作用。政府間事權(quán)與支出責(zé)任作為現(xiàn)代財(cái)政制度的核心內(nèi)容之一，不僅包括中央與地方政府間的縱向脈絡(luò)，也包括跨越行政轄區(qū)的橫向關(guān)系。同一級別的各級政府所轄區(qū)域，由于其擁有的自然稟賦和選擇的發(fā)展模式等不盡相同，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中產(chǎn)出的結(jié)果也會(huì)有所區(qū)別，結(jié)合當(dāng)前政府間權(quán)責(zé)劃分體制，基本呈現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)增長水平高的地區(qū)擁有更多的財(cái)政收入，供其自由支配的財(cái)力相對而言也更加充裕。本文從國家治理的宏觀維度研究橫向政府間財(cái)政差異對當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量究竟產(chǎn)生怎樣的影響，以及這種影響能否在較長時(shí)期內(nèi)維持下去，研究這一問題對深化我國政府間財(cái)政關(guān)系改革以及更好地運(yùn)用財(cái)政體制為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展保駕護(hù)航具有重要意義。

當(dāng)前學(xué)界內(nèi)對橫向財(cái)政差異的研究主要集中于以下兩個(gè)方面：一是橫向財(cái)政差異的測算。劉亮[1]利用泰爾指數(shù)和收入分解方法從空間和結(jié)構(gòu)研究我國地區(qū)間財(cái)力差異。李凌和盧洪友[2]研究得出省際間財(cái)政收支差異正逐漸加大，但分稅制改革有助于縮小財(cái)政收入差異，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各異是導(dǎo)致財(cái)政支出差異的主要原因。孫開和溫馨[3]利用各省財(cái)力數(shù)據(jù)分別從經(jīng)濟(jì)、人口規(guī)模權(quán)重計(jì)算泰爾指數(shù)并對其形成原因在全國范圍和八大經(jīng)濟(jì)區(qū)域間進(jìn)行空間分解。胡德仁和劉亮[4-5]采用變異系數(shù)對我國三大區(qū)域間的財(cái)政能力差異進(jìn)行測度，發(fā)現(xiàn)東部地區(qū)內(nèi)部以及東中西部區(qū)域間財(cái)政能力差異是導(dǎo)致我國地區(qū)間財(cái)政能力差異的主要因素。郭玲等[6]從人均財(cái)力視角、經(jīng)濟(jì)特征、行政區(qū)域、財(cái)政結(jié)構(gòu)層面分析我國地方政府間財(cái)力差異，總體而言在考慮公共支出成本后，我國省際政府間財(cái)力差異較小;從空間層面看，東部和西部地區(qū)內(nèi)部差異是導(dǎo)致政府間財(cái)力差異的主要原因;結(jié)構(gòu)分解后，一般預(yù)算收入是形成地區(qū)財(cái)力差異的關(guān)鍵因素，其中以稅收收入的影響最大。二是橫向財(cái)政差異與轉(zhuǎn)移支付制度之間的研究。轉(zhuǎn)移支付制度是否能有效地縮小橫向財(cái)政差異、平衡地區(qū)財(cái)政關(guān)系，許多學(xué)者的觀點(diǎn)并不一致。部分國外學(xué)者通過分析我國政府間財(cái)政關(guān)系演變史中得出，轉(zhuǎn)移支付制度對平衡省際政府間財(cái)政關(guān)系的作用有限[7]，而有的學(xué)者則持相反觀點(diǎn)，認(rèn)為通過政府間的轉(zhuǎn)移支付，可以穩(wěn)定并逐步縮小地區(qū)間財(cái)政差異[8]。而轉(zhuǎn)移支付制度中的一般性轉(zhuǎn)移支付和專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付在消除財(cái)政資源外溢性上起到的作用也各不相同。一般性轉(zhuǎn)移支付具有均等化效應(yīng)，能夠消除財(cái)政外溢性帶來的地區(qū)財(cái)政凈收益差異，促使地方政府更具積極性地履行中央政府的政策[9-10];專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付則是將省際之間因?yàn)樨?cái)政資源引起的外溢性成本內(nèi)部化，使地方政府有充分的資源去滿足地區(qū)公共需求[11]。國內(nèi)學(xué)者對兩者之間關(guān)系的研究結(jié)果也有差異。劉溶滄和焦國華[12]在結(jié)合我國地區(qū)間財(cái)政能力差異和現(xiàn)行的轉(zhuǎn)移支付制度得出：轉(zhuǎn)移支付在實(shí)現(xiàn)中央和地方之間縱向平衡上發(fā)揮了顯著的作用，但對地區(qū)之間橫向平衡而言，并沒有發(fā)揮應(yīng)有的作用。我國目前省際間人均自有財(cái)力差異與人均可支配財(cái)力差異相比較大，轉(zhuǎn)移支付制度對縮小省際間人均可支配財(cái)力差異起到了一定的作用，但其均等化效果仍有待改善[13]。專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付對地方政府有資金配套的要求，不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平各異，部分地區(qū)因財(cái)政自給能力不足反而使專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付加劇了地區(qū)間的非均等化效應(yīng)[14-15]。造成專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付省級差異的內(nèi)在原因是地方政府履行的具有不同屬性的事權(quán)，當(dāng)中央政府對該項(xiàng)事權(quán)的重視程度與其外溢性大小一致時(shí)，轉(zhuǎn)移支付的財(cái)力效應(yīng)才得到最大程度的發(fā)揮[16]。

通過以上分析可以看出，學(xué)界對于橫向財(cái)政差異與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量的關(guān)系這一問題鮮有研究。本文可能的貢獻(xiàn)之處在于彌補(bǔ)了這一研究空白，通過建立動(dòng)態(tài)空間杜賓模型，分析了在當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行背景和財(cái)政體制下，橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，嘗試解釋造成這一影響的原因，并通過空間效應(yīng)分解研究這一影響是否具有可持續(xù)性，以此為依據(jù)提出有針對性的建議。

二、內(nèi)在邏輯：橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)質(zhì)t提升的影響機(jī)理

筆者認(rèn)為，雖然造成橫向財(cái)政差異的原因有多種，但根本性的原因可以歸納為兩個(gè)方面：一是由于自然資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不均衡，地區(qū)間內(nèi)生的對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響的絕對性原因。二是當(dāng)前中央和地方政府間事權(quán)與支出責(zé)任劃分不匹配，引致在存在空間溢出效應(yīng)的情況下，這種差異影響到經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提高，這種原因我們稱之為制度性原因。

（一）絕對性原因

不同地區(qū)由于擁有的自然資源、區(qū)位條件以及采用的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式不同，其經(jīng)濟(jì)增長速度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局合理程度等也各不相同。這種差異是絕對存在的，并且在幅員遼闊、疆域廣袤的國家更能有所體現(xiàn)。以我國長三角地區(qū)為例，在地理位置和政策條件等的雙重作用下，2018年GDP總值達(dá)211479.240億元，占全國的23.490%;一般公共預(yù)算收入為25385.190億元，占全國的13.844%。一般預(yù)算收入的主要構(gòu)成是稅收收入，而稅收收入規(guī)模的大小取決于稅基即地區(qū)國民經(jīng)濟(jì)總量。地區(qū)間由于自然資源稟賦、發(fā)展模式不一引起的地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平各異，對橫向財(cái)政失衡產(chǎn)生直接影響。但這種直接影響并不僅僅取決于宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境等外生性變量，當(dāng)這種資源稟賦投入市場時(shí)，還會(huì)受到市場的投票篩選，因此，我們稱之為內(nèi)生性原因。地區(qū)間國民經(jīng)濟(jì)總量不同引起的財(cái)政收入規(guī)模差異，對地方政府財(cái)政資金的投向也會(huì)產(chǎn)生影響。從理論上而言，擁有較多財(cái)政資金的地區(qū)，其投入到基本公共服務(wù)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等項(xiàng)目上的資金會(huì)更加充裕，這些財(cái)政支出會(huì)通過吸收勞動(dòng)力、引進(jìn)入力資本、重新布局產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及優(yōu)化資源配置等方式為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展助力。而在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，地方政府間的“標(biāo)尺競爭”會(huì)激勵(lì)官員將更多的財(cái)政資金投入到能夠帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的項(xiàng)目，對一些民生性支出項(xiàng)目投入的資金有限。這樣一來，那些財(cái)政收入較低的地區(qū)，受制于經(jīng)濟(jì)總量和財(cái)政收人的條件限制，它們與財(cái)政收入充裕地區(qū)的差距將持續(xù)拉大，導(dǎo)致地區(qū)間橫向財(cái)政差距更加顯著。

（二）制度性原因

我國是單一制的國家，中央政府掌握著絕對權(quán)力，地方政府與其之間的關(guān)系其實(shí)是一種委托代理關(guān)系。中央和地方政府縱向結(jié)構(gòu)之間，存在著歸屬于中央、地方以及兩者共同承擔(dān)的事權(quán)。前兩者在實(shí)踐中都能將支出責(zé)任分配到位，而在面對由央地共同承擔(dān)的混合事權(quán)時(shí)，權(quán)責(zé)關(guān)系劃分不明確的問題則會(huì)突顯出來。尤其當(dāng)新增一項(xiàng)事權(quán)或者原有事權(quán)擴(kuò)展時(shí)，其對應(yīng)的支出責(zé)任由哪一級政府承擔(dān)這一問題就成為了關(guān)注的重點(diǎn)。經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，不同要素的跨區(qū)流動(dòng)帶來的超出空間位置范圍的影響是客觀存在的。比如“稅收背離”問題，即由于各地?fù)碛械亩愒纯梢宰杂梢苿?dòng)，不受空間限制，部分地區(qū)稅收收入與稅源相互背離，擁有稅源的地區(qū)沒有獲得對應(yīng)的稅收收入，而不擁有稅源的地區(qū)卻獲得了該部分的稅收收入。在存在類似于“稅收背離”等情況時(shí)，地方政府間的權(quán)責(zé)劃分不明確，純公共物品或者準(zhǔn)公共物品的負(fù)外部性無法降低，稅收收入流出地地方政府承擔(dān)了事權(quán)及對應(yīng)的支出責(zé)任，但實(shí)際稅收收入流人地政府并不會(huì)因此給予其補(bǔ)償，這會(huì)挫傷流出地地方政府官員的積極性，不利于提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。同一級次的地方政府之間在面對存在外溢性公共物品的供給時(shí)，只有按受益比例分配各自應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的公共產(chǎn)品成本和交易成本，將負(fù)外部性及各項(xiàng)成本內(nèi)部化，減小地區(qū)間財(cái)政差異，才能從制度上推動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)朝向更高質(zhì)量水平發(fā)展。

三、變量選取及模型選擇

（一）變量定義與度量

被解釋變量。本文選取以經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（lneco）作為被解釋變量，參考師博和任保平[17]與鈔小靜和任保平[18]的測度方法，分別從經(jīng)濟(jì)增長的基本面（產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化、對外開放程度、實(shí)際人均GDP、實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率）和增長所帶來的社會(huì)成果（人力資本、生態(tài)資本）兩個(gè)維度進(jìn)行計(jì)量分析。由于上述指標(biāo)分別對應(yīng)不同的性質(zhì)，簡單加總無法反映綜合結(jié)果，需要對各指標(biāo)賦予相應(yīng)的權(quán)重來反映經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。雖然采用主成分分析法能夠確定各指標(biāo)所對應(yīng)的權(quán)重，但因采用該種方法帶來的降維將使變量損失其經(jīng)濟(jì)意義，因而本文采用聯(lián)合國人類發(fā)展指數(shù)和經(jīng)濟(jì)脆弱度指數(shù)對各變量進(jìn)行賦值。即先對經(jīng)濟(jì)增長的基本面和增長所帶來的社會(huì)成果兩個(gè)維度各自賦予0.5的權(quán)重，再對經(jīng)濟(jì)增長基本面中的指標(biāo)分別賦予0.25的權(quán)重，增長帶來的社會(huì)成果中的指標(biāo)分別賦予0.5的權(quán)重。其中，關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)的具體測度，我們借鑒了干春暉等[19]提出的測算方法，利用三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)測度產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的泰爾指數(shù)。對外開放程度體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外向型水平，采用進(jìn)出口總額與GDP的比值來衡量。以2003年為基期分別測算實(shí)際人均GDP和實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率，衡量經(jīng)濟(jì)增長的強(qiáng)度即穩(wěn)定性。人力資本指標(biāo)采用平均受教育年限度量，由各學(xué)歷層次年限乘以對應(yīng)的受教育人口加總后與人口總額之比來表示。其中，設(shè)定初中年限為9年，高中和中等職業(yè)教育為12年，高等教育及以上為16年。生態(tài)資本選用二氧化硫排放總量占GDP比重來測度。

解釋變量。測度地區(qū)間財(cái)政差異的指標(biāo)有許多，不同指標(biāo)的測度方法及對測度對象反應(yīng)的精確性不盡相同，在選擇測量方法時(shí)，應(yīng)盡量選擇合適的指標(biāo)以求全面客觀地反應(yīng)橫向財(cái)政差異。泰爾指數(shù)可以不受個(gè)體限制的在區(qū)域間進(jìn)行多層次分解，比較不同區(qū)域內(nèi)的差異[3]，在綜合考慮研究需要、數(shù)據(jù)資料可獲取性的基礎(chǔ)上，本文將全國劃分為東部、中部和西部對泰爾指數(shù)進(jìn)行一階分解，并從經(jīng)濟(jì)角度出發(fā)，以一般預(yù)算收入（lnTLsr）和一般預(yù)算支出（lnTLzc）為基礎(chǔ)對各省的泰爾指數(shù)進(jìn)行計(jì)算，以此作為橫向財(cái)政差異的代理指標(biāo)。

控制變量。本文從地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、現(xiàn)行財(cái)政體制和中央政府轉(zhuǎn)移支付三個(gè)方面選取對應(yīng)的控制變量，分別為城鎮(zhèn)化率（lnurban）、工業(yè)化率（lnindu）、財(cái)政收入分權(quán)（lnid），財(cái)政支出分權(quán)（lned）、中央政府補(bǔ)助（lnsub）作為上述三個(gè)方面的代理變量。城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诘谋戎貋肀硎?，工業(yè)化率以第二產(chǎn)業(yè)年增長值占GDP的比重來測度，二者均反映地區(qū)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展對財(cái)政能力的影響。財(cái)政收入（或支出）分權(quán)以各省預(yù)算內(nèi)人均收入（或支出）與各省預(yù)算內(nèi)人均財(cái)政收入（或支出）和預(yù)算內(nèi)人均中央財(cái)政收入（或支出）的比值來表示，反映現(xiàn)行財(cái)政運(yùn)行體制對地區(qū)財(cái)政能力的影響。中央政府補(bǔ)助選用中央補(bǔ)助收入與總?cè)丝跀?shù)的比重來測度，反映中央政府轉(zhuǎn)移支付對地區(qū)財(cái)政能力的影響。

本文選用2003-2017年30個(gè)省份（港、澳、臺和新疆除外）財(cái)政收支420個(gè)有效樣本。數(shù)據(jù)來源于（（中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國財(cái)政年鑒》及國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等，其中部分?jǐn)?shù)據(jù)為筆者整理計(jì)算所得。

（二）構(gòu)建空間權(quán)重矩陣

1.鄰接權(quán)重矩陣（W_0-1）

以兩地區(qū)之間是否存在相同的邊界為判斷標(biāo)準(zhǔn)，若存在，則賦值為1;反之，賦值為0。具體測算公式如下：

2.經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W_eco）

以地區(qū)間人均GDP差額的倒數(shù)來測度，兩地之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距越大，賦予的空間權(quán)重越小。測度方法如下：

其中，GDP_i和GDP_j分別表示地區(qū)i和地區(qū)j的人均GDP水平。

3.地理距離權(quán)重矩陣（W_geo）

地區(qū)之間地理距離的增加可能會(huì)減弱空間溢出效應(yīng)，選用地區(qū)間空間距離平方的倒數(shù)來構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，衡量規(guī)則如下：

其中，D_ij是根據(jù)各行政區(qū)域中心經(jīng)緯度計(jì)算得出的地區(qū)間空間地理距離。

（三）空間計(jì)量模型的選擇

首先，本文利用LM檢驗(yàn)在空間誤差模型和空間自回歸模型中進(jìn)行比較，其判斷標(biāo)準(zhǔn)為：LM統(tǒng)計(jì)量顯著的模型為更加合適的模型，若兩個(gè)統(tǒng)計(jì)量的顯著性相同，則需要借助Robust LM統(tǒng)計(jì)量的顯著性進(jìn)行分析，分析方法同前。若兩者也均顯著，則選用空間杜賓模型進(jìn)行分析[20]。由表1可以看出，在三種不同的權(quán)重矩陣中，LM統(tǒng)計(jì)量和Robust LM統(tǒng)計(jì)量均在10%的水平下顯著，說明建立空間杜賓模型更加恰當(dāng)。其次，通過Wald檢驗(yàn)和LR檢驗(yàn)來判斷空間杜賓模型是否可以簡化為空間誤差模型和空間自回歸模型。從表1的檢驗(yàn)結(jié)果可知，Wald統(tǒng)計(jì)量和LR統(tǒng)計(jì)量都顯著拒絕原假設(shè)，即空間杜賓模型不能簡化為空間誤差模型和空間自回歸模型。另外，與傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)模型類似，通過對隨機(jī)干擾項(xiàng)的成分進(jìn)行分解，動(dòng)態(tài)空間面板模型可分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種基本的模型設(shè)定，本文采用Hausman檢驗(yàn)對模型適用的形式進(jìn)行篩選，結(jié)果顯示選擇建立固定效應(yīng)模型更加恰當(dāng)。

四、動(dòng)態(tài)空間面板計(jì)f模型的建立與分析

（一）建立動(dòng)態(tài)空間面板模型

基于上述各項(xiàng)檢驗(yàn)結(jié)果可見，橫向財(cái)政差異與地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間存在著較強(qiáng)的空間相關(guān)性，這種相關(guān)性通過建立空間杜賓模型能夠得到更準(zhǔn)確的分析，相反，若忽視其中的空間溢出效應(yīng)得出的結(jié)果可能存在偏差。

此外，由于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行發(fā)展是一個(gè)動(dòng)態(tài)的變化過程，當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅取決于現(xiàn)期的各項(xiàng)因素，也會(huì)受到前期各項(xiàng)因素的作用，即經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程存在著“棘輪效應(yīng)”。因此，本文考慮建立動(dòng)態(tài)空間杜賓面板模型展開分析，相較于靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型而言，其優(yōu)越性在于，既考慮了經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的動(dòng)態(tài)性和空間相關(guān)性[21]，又避免了內(nèi)生性問題[22]。

式（1）和式（2）分別測算的是橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（lneco）的動(dòng)態(tài)空間效應(yīng)。其中，i表示省份;t表示年份;lneco_it-1為被解釋變量的滯后項(xiàng)，用來考察經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的動(dòng)態(tài)調(diào)整程度;W為空間權(quán)重矩陣;W×lneco_it為空間滯后項(xiàng)，即周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升對該地區(qū)的空間溢出效應(yīng);lnTLsr和lnTLzc分別為以一般預(yù)算收入和一般預(yù)算支出為基礎(chǔ)計(jì)算的泰爾指數(shù);財(cái)政收入分權(quán)（lnid）、財(cái)政支出分權(quán)（lned）、中央政府補(bǔ)助（lnsub）、城市化率（lnurban）和工業(yè)化率（lnindu）作為控制變量引入模型分析;β₀和γ₀為截距項(xiàng)，β_i和γ_i（i=1，2，…，8）為解釋變量的回歸系數(shù);ε_it為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文建立的動(dòng)態(tài)空間面板模型從空間固定單維度、時(shí)間固定單維度和時(shí)空固定雙維度出發(fā)分別考察橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升的空間滯后效應(yīng)、時(shí)間滯后效應(yīng)及時(shí)空滯后效應(yīng)，以期獲得更穩(wěn)健的估計(jì)結(jié)果。

（二）檢驗(yàn)結(jié)果與分析

動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的一般預(yù)算收入泰爾指數(shù)和一般預(yù)算支出泰爾指數(shù)的檢驗(yàn)結(jié)果分別如表2和表3所示。

表2和表3中模型1和模型2分別報(bào)告了在鄰接權(quán)重矩陣（W_0-1）、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣（W_eco）和地理距離權(quán)重矩陣（W_geo）下，橫向財(cái)政差異（分別以一般預(yù)算收入泰爾指數(shù)和一般預(yù)算支出泰爾指數(shù)為代理變量）在固定空間、時(shí)間單維度以及固定時(shí)空雙維度下對地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升的影響。

首先，在三種權(quán)重矩陣下，橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量水平的影響無論是在時(shí)間固定、空間單向還是在固定時(shí)空雙向維度下，其空間相關(guān)系數(shù)ρ均通過了至少10%的顯著性水平檢驗(yàn)，進(jìn)一步驗(yàn)證了橫向財(cái)政差異對地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提高具有顯著的空間集聚特征。表中Rz值體現(xiàn)了在不同時(shí)空維度下各模型的擬合優(yōu)度，無論是以一般預(yù)算收入泰爾指數(shù)還是以一般預(yù)算支出泰爾指數(shù)為代表的模型中，時(shí)空固定模型的R²值相較于時(shí)間固定模型和空間固定模型而言更大，即時(shí)空固定模型的擬合優(yōu)度要高于時(shí)間固定模型和空間固定模型，因此，本文的分析部分將重點(diǎn)關(guān)注時(shí)空固定模型的估計(jì)結(jié)果。

其次，兩個(gè)模型中，反映經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展動(dòng)態(tài)變化的被解釋變量一階滯后項(xiàng)（L.lneco）在三種權(quán)重矩陣下，其時(shí)空固定模型的回歸系數(shù)均通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明經(jīng)濟(jì)質(zhì)量水平具有較強(qiáng)的“時(shí)間慣性”，當(dāng)期某一地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量受前一期或者前幾期地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的正向影響，若前幾期地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平越高，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各項(xiàng)因素逐期累加，更能促進(jìn)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升，從而呈現(xiàn)出“棘輪效應(yīng)”的特征。

最后，橫向財(cái)政差異作為本文的解釋變量，其對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響在不同空間權(quán)重矩陣下的估計(jì)結(jié)果不盡相同。在經(jīng)濟(jì)距離和地理距離權(quán)重矩陣下，模型1的估計(jì)結(jié)果在10%和1%的顯著性水平下呈現(xiàn)正向促進(jìn)作用，模型2的估計(jì)結(jié)果通過了5%和1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明具有經(jīng)濟(jì)距離和地理距離相鄰特征的省份間橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的正向影響較強(qiáng);而在鄰接權(quán)重矩陣中，模型1和模型2中這種正向促進(jìn)作用并不顯著，因?yàn)猷徑訖?quán)重矩陣只能測度相鄰地區(qū)的空間依賴現(xiàn)象，所以相對于地理距離權(quán)重矩陣而言，其橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升雖然有推動(dòng)作用，但這種作用并不顯著?？傮w而言，在模型1和模型2中，橫向財(cái)政差異對推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及質(zhì)量的提升具有正向促進(jìn)作用，出現(xiàn)這種情況的原因主要有以下幾點(diǎn)：

一是從宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境來看，由于各地方政府間經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升相應(yīng)的會(huì)對周邊地區(qū)溢出人力資本、物質(zhì)資本等，這些要素對周邊地區(qū)提升其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有一定的正向影響。地區(qū)間的正向空間溢出作用推動(dòng)了整體經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升，在當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況和現(xiàn)行的財(cái)政體制下，地區(qū)間的橫向財(cái)政差異會(huì)受宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境整體而言是積極向好的，地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)質(zhì)量情況也基本與其保持一致，故而呈現(xiàn)出地區(qū)間的橫向財(cái)政差異會(huì)帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提高的結(jié)果。

二是從模型1和模型2來看，以一般預(yù)算收支為基礎(chǔ)計(jì)算的泰爾指數(shù)作為核心解釋變量時(shí)在整個(gè)模型中基本呈現(xiàn)顯著的正向促進(jìn)作用，本文認(rèn)為，地區(qū)在發(fā)展過程中由于自然資源、地理位置和發(fā)展模式的不同，地方政府能夠獲取的一般預(yù)算收入和能夠支配的一般預(yù)算支出也不盡相同，總體而言，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與地方政府控制的一般預(yù)算收支同向變動(dòng)，即地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其掌握的一般預(yù)算收入和支配的一般預(yù)算支出也更高。此外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高的地區(qū)，其產(chǎn)業(yè)布局結(jié)構(gòu)、新興技術(shù)資源、人力資本和地區(qū)創(chuàng)新能力也更具優(yōu)勢。這些地區(qū)在推動(dòng)全國整體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展中占據(jù)的位置及其起到的作用是不可忽視的。

三是在當(dāng)前的制度背景下，地區(qū)政府之間的“標(biāo)尺競爭”可能會(huì)影響到地區(qū)能夠獲取的一般預(yù)算收支。地方政府為了達(dá)到其政治和經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，會(huì)與具有經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑相似或地理距離相近的省份展開攀比式競爭，這種競爭會(huì)在一定程度上優(yōu)化地區(qū)資源配置、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局走向更加合理、進(jìn)而提高地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平，增加當(dāng)?shù)刎?cái)政收入。財(cái)政收入水平的提高，激發(fā)了地方政府官員的積極性，財(cái)政資金將繼續(xù)投入到那些能夠帶來經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)部門以及能夠?yàn)楫?dāng)?shù)鼐用駧砀咝в盟降幕竟卜?wù)中。

（三）空間效應(yīng)分解

由以上分析看出，基于當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)實(shí)，橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的正向促進(jìn)作用是顯著的。但當(dāng)被解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)顯著不為零時(shí)，對直接采用空間杜賓模型估計(jì)得出的空間溢出效應(yīng)可能存在偏差，從長遠(yuǎn)來看，這種促進(jìn)作用能否持續(xù)是本文關(guān)注的另一個(gè)重點(diǎn)。因此，本文在動(dòng)態(tài)空間杜賓模型的基礎(chǔ)上，對具有空間外溢效應(yīng)的模型進(jìn)行空間效應(yīng)分解，觀察橫向財(cái)政差異對整體經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的積極作用是否能夠長期延續(xù)。由于上述分析中采用固定時(shí)空效應(yīng)的模型擬合優(yōu)度最高，因此，在空間分解時(shí)采用時(shí)空雙固定動(dòng)態(tài)空間杜賓模型進(jìn)行分析。

表4和表5是橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響的空間效應(yīng)分解結(jié)果。其中，空間直接效應(yīng)表示在長期發(fā)展過程中，某一地區(qū)橫向財(cái)政差異對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響;空間間接效應(yīng)表示長期條件下，某一地區(qū)橫向財(cái)政差異對周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平的影響，它考察的是空間溢出效應(yīng);空間總體效應(yīng)表示的是從長期來看，綜合橫向財(cái)政差異對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量及其對周邊地區(qū)的空間溢出作用得出的整體影響。

首先，就鄰接權(quán)重矩陣而言，基于一般預(yù)算收入和一般預(yù)算支出計(jì)算的泰爾指數(shù)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接、間接及總體效應(yīng)分別呈現(xiàn)出正向、負(fù)向及負(fù)向的關(guān)系，但這些關(guān)系均不顯著。說明在具有空間依賴性的地區(qū)中，某一地區(qū)橫向財(cái)政差異對其自身而言會(huì)促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平的提高，而對相鄰地區(qū)可能會(huì)起到負(fù)面影響?？傮w而言，這種作用在長期對地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展起到阻滯作用，但由于鄰接權(quán)重矩陣存在的空間依賴性，可能使其表現(xiàn)出來的影響并不顯著。

其次，經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下，橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響與在鄰接權(quán)重矩陣下影響的符號基本一致。不同的是，經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的各項(xiàng)影響均通過了5%或1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明對經(jīng)濟(jì)距離相近的地區(qū)而言，橫向財(cái)政差異對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高起到了正向促進(jìn)作用，但卻不利于周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高，這種負(fù)向的空間溢出作用甚至超過了其自身的正向影響，在長期發(fā)展中不利于整體經(jīng)濟(jì)水平的提高。本文認(rèn)為造成這種情況的原因可以從以下兩個(gè)方面來解釋。一方面，地區(qū)一般預(yù)算收支水平的提高保證了地區(qū)發(fā)展的后續(xù)動(dòng)力，地方政府有更充裕的資金引進(jìn)外資、人力資本，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)加速轉(zhuǎn)型，從而帶動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升。但從具有經(jīng)濟(jì)距離相鄰位置的地區(qū)而言，當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提升可能會(huì)將其他地區(qū)有限的經(jīng)濟(jì)資源吸收，進(jìn)而對周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升產(chǎn)生不利影響，即在空間效應(yīng)分解中呈現(xiàn)出直接效應(yīng)顯著為正而間接效應(yīng)顯著為負(fù)的結(jié)果。另一方面，從長期來看，橫向財(cái)政差異的存在意味著地區(qū)之間財(cái)政收入及支出能力存在差距，由于地區(qū)自然稟賦等要素資源的差異，導(dǎo)致差距的存在并且無法避免。橫向財(cái)政差異本身控制在一定范圍內(nèi)是合理的，通過地方政府之間的有序競爭以及中央對地方的轉(zhuǎn)移支付能夠彌補(bǔ)并縮小差距，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。但在現(xiàn)行體制下，中央及地方政府事權(quán)與支出責(zé)任劃分不匹配、地區(qū)間的惡性競爭，以及對存在空間溢出效應(yīng)的公共產(chǎn)品無法在各級地方政府間合理分配收益和成本等問題，可能會(huì)使這種差距無法維持在一個(gè)合理的范圍內(nèi)，從長遠(yuǎn)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行來看，這種差異的存在反而會(huì)對經(jīng)濟(jì)整體質(zhì)量起到負(fù)面作用。

最后，在地理距離權(quán)重矩陣下，橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的作用與經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣下的情況相似，但各項(xiàng)效應(yīng)的程度相較于經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣而言更大，各統(tǒng)計(jì)量在1%或5%的水平顯著。筆者認(rèn)為，地區(qū)之間若具有更高程度的地理距離依賴性，則其對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中的各項(xiàng)要素的反應(yīng)變動(dòng)會(huì)更加敏感，諸如擁有地理區(qū)位、國家政策或能源環(huán)境等要素的地區(qū)，地方政府大多依靠這些條件因地制宜發(fā)展經(jīng)濟(jì)，而這些條件對地理位置的要求比較高，它們不同于物質(zhì)資金、人力資本等資源能在各地之間流轉(zhuǎn)，因而隨著地理距離的加大，擁有這些條件的地區(qū)相較于其他地區(qū)優(yōu)勢會(huì)更加明顯。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

橫向財(cái)政差異作為核心解釋變量，其選取對文章的分析結(jié)果至關(guān)重要，上述回歸結(jié)果主要是從經(jīng)濟(jì)角度出發(fā)，以一般預(yù)算收入和一般預(yù)算支出為基礎(chǔ)計(jì)算的泰爾系數(shù)作為橫向財(cái)政差異的代理變量，為了提高回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文通過替換解釋變量重新回歸估計(jì)。替換后的解釋變量從人口角度出發(fā)，重新衡量橫向財(cái)政差異，其基本表達(dá)式為：

其中，Rv表示i區(qū)域j省份的一般預(yù)算收入;R為全國地方財(cái)政收入;E_ij表示i區(qū)域j省的一般預(yù)算支出，E為全國地方財(cái)政支出;N_ij表示i區(qū)域j省份的人口數(shù);N為全國人口數(shù)。

在替換了解釋變量后，橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響符號及顯著性水平基本保持相同，由此可驗(yàn)證上述分析結(jié)果的可靠性。

五、結(jié)論與政策建議

本文選用動(dòng)態(tài)空間杜賓模型分析橫向財(cái)政差異對地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，結(jié)果顯示：橫向財(cái)政差異對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量水平的影響效果為正，即在短期內(nèi)地方政府間差異的存在有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升;但對模型進(jìn)行空間效應(yīng)分解后，從長期來看，橫向財(cái)政差異對地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升的作用為負(fù)，即橫向財(cái)政差異的存在會(huì)阻滯地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高?；诂F(xiàn)行財(cái)政體制和經(jīng)濟(jì)發(fā)展事實(shí)，結(jié)合上述分析結(jié)果，提出以下政策建議：

（一）著力協(xié)調(diào)、促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，帶動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升

地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定了政府在第一次分配中能夠獲取的財(cái)政資金，地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量越大、增速越高，地方政府能夠獲取的財(cái)力資源也更豐裕。在擁有充裕的財(cái)政資金的前提下，通過重新調(diào)整轄區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、制定引進(jìn)入才及外資的戰(zhàn)略提高地區(qū)基本公共服務(wù)水平和質(zhì)量，地方政府對社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和保障基本公共服務(wù)供給的調(diào)控能力也就越強(qiáng)，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量提升的作用力也會(huì)更加有效。經(jīng)濟(jì)水平?jīng)Q定財(cái)政能力，財(cái)政能力反作用于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。分析結(jié)果顯示，地區(qū)財(cái)政差異的持續(xù)加深不利于長期條件下經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提高，因此，從長遠(yuǎn)來看，通過協(xié)調(diào)、促進(jìn)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，縮小地區(qū)間橫向財(cái)政差異來推動(dòng)地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升確有必要。

但在經(jīng)濟(jì)實(shí)際運(yùn)行過程中，橫向財(cái)政差異的存在是必然的。為縮小地區(qū)間財(cái)政差異，應(yīng)當(dāng)從國情出發(fā)，在促進(jìn)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，結(jié)合東、中、西部各區(qū)域間不同的區(qū)位條件，制定有針對性的區(qū)域扶持政策，縮小區(qū)域間的差異程度。部分欠發(fā)達(dá)地區(qū)在承接發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移時(shí)，因地制宜布局產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，利用政策條件的支持，最大程度地發(fā)揮自身的優(yōu)勢。

（二）建立行之有效的橫向轉(zhuǎn)移支付體系

均衡地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展雖然能夠在一定程度上彌補(bǔ)地區(qū)間的財(cái)政差異，但僅依靠地區(qū)間的自發(fā)調(diào)節(jié)可能仍存在一些問題，這就需要通過橫向轉(zhuǎn)移支付體系來進(jìn)一步發(fā)揮作用。橫向轉(zhuǎn)移支付是相對于縱向轉(zhuǎn)移支付而言的，它是在同級地方政府之間財(cái)政資金的轉(zhuǎn)移，其實(shí)行的主要目的就是為了彌補(bǔ)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的財(cái)政缺口，均衡地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差異，進(jìn)而推動(dòng)整體經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升。

橫向轉(zhuǎn)移支付的順利實(shí)施，一方面要以縱向轉(zhuǎn)移支付為基礎(chǔ)，明確中央政府的宏觀調(diào)控作用及其政治地位，在保障中央政府的財(cái)力下，完善橫向財(cái)政轉(zhuǎn)移支付制度。目前，我國區(qū)域間的財(cái)政能力差距較大，在構(gòu)建橫向財(cái)政轉(zhuǎn)移制度方面的經(jīng)驗(yàn)尚不充分，需在以縱向轉(zhuǎn)移支付為主體的前提下，循序漸進(jìn)地建立適合我國國情的橫向轉(zhuǎn)移支付制度。另一方面，嚴(yán)格監(jiān)控接受橫向轉(zhuǎn)移支付資金的地方政府行為，不僅要從源頭上規(guī)范資金的使用去向，比如要將資金更多地投入到保障公民基本公共服務(wù)的領(lǐng)域等，而且要建立明確的事后評價(jià)指標(biāo)體系，對滿足定量化要求的部分指標(biāo)設(shè)立具體的參考值，非定量因素設(shè)定詳細(xì)的定性指標(biāo)。此外，在實(shí)際操作中，考慮設(shè)計(jì)調(diào)查問卷來反映地區(qū)居民的滿意度。

（三）“就近一致”地規(guī)范同一級次不同地方政府間事權(quán)與支出責(zé)任

單一層級的政府是產(chǎn)生金字塔型多層級政府的基礎(chǔ)?，F(xiàn)有研究中均側(cè)重于對不同級次地方政府間權(quán)責(zé)關(guān)系的研究，而對同一級次地方政府間權(quán)責(zé)關(guān)系的劃分較為忽視[23]。在劃分同一級次不同地方政府間權(quán)責(zé)關(guān)系時(shí)，需要考慮到公共物品受益范圍這一問題，例如，前文所述的“稅收背離”問題。如果公共物品的受益范圍只局限于當(dāng)?shù)?，或者距離當(dāng)?shù)剌^近，即外溢性較小時(shí)，提供該公共物品的成本可以由當(dāng)?shù)卣袚?dān)，即“外溢共擔(dān)”的思路[[1]。但若其受益范圍涉及較多地區(qū)即外溢性較強(qiáng)時(shí)，需要多個(gè)地方政府共同協(xié)商確定各自應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的公共物品成本，各級政府一方面可能會(huì)通過“自下而上”的方式成立高一級別的政府，將公共物品成本和協(xié)商時(shí)產(chǎn)生的交易成本內(nèi)部化，另一方面可以通過“自上而下”的方式將外溢性較強(qiáng)的事權(quán)移交由上級政府承擔(dān)，即“超負(fù)上移”的思路[[1]。無論是“自下而上”還是“自上而下”，根本原則都是“就近一致”，只有按照這一原則劃分同一級次不同地方政府間事權(quán)與支出責(zé)任，更好地均衡橫向政府間的財(cái)政關(guān)系，才能推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量持續(xù)提高。

參考文獻(xiàn)：

[1]劉亮.中國地區(qū)間財(cái)力差異的變化趨勢及因素分解[J].財(cái)貿(mào)研究，2007，（1）;65-72.

[2]李凌，盧洪友.我國省際間財(cái)政差異趨勢與影響因素的實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2007，（8）：72-76.

[3]孫開，溫馨.中國地區(qū)間財(cái)力差異的空間結(jié)構(gòu)探析[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)，2015，（2），48-51.

[4]胡德仁，劉亮.地區(qū)間財(cái)力差異適度性模型及應(yīng)用[J].財(cái)貿(mào)研究，2007，（4）;58-63.

[5]胡德仁，劉亮.中國地區(qū)間財(cái)政能力差異的度量及地區(qū)分解——基于地區(qū)間公共支出成本差異的視角[J].新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011，（1）：34-42.

[6]郭玲，姜曉妮，鐘亞瓊.我國地方政府間財(cái)力差異的多維分析[J].鄭州大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2019，（1）：50-58.

[7]Dabla-Norris，E.Issues in Intergovernmental Fiscal Relations in China[R].IMF Working Paper，2005.

[8]Hofinan，B.，Guerra，S.C.Fiscal Disparities in East Asia：How Large and Do They Matter？[A].Washington，D.C.EastAsia Decentralizes：Marking Local Government Work[C].The World Bank，2005.67-83.

[9]Boadway，R.The Theory and Practice of Equalization[J].CESifo Economic Studies，2004，50（1）：211-254.

[10]Smart，M.The Incentive Effects of Grants[A].Boadway，R.W.，Shah，A.Intergovernmental Fiscal Transfers[C].Washington D.C.：Banco Mundial，2007.203-223.

[11]Slack，E.Grants to Large Cities and Metropolitan Areas[A].Boadway，R.W.，Shah，A.Intergovernmental FiscalTransfers，Principle and Practice[C].Washington D.C.：World Bank，2007.453-481.

[12]劉溶滄，焦國華.地區(qū)間財(cái)政能力差異與轉(zhuǎn)移支付制度創(chuàng)新[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2002，（6），5-12.

[13]童錦治，李星，王佳杰.中國省級政府間財(cái)力差異現(xiàn)狀、原因與對策研究——基于2001-2010年數(shù)據(jù)的測算[J].財(cái)政研究，2014，（1）：32-36.

[14]馬海濤，任致偉.我國縱向轉(zhuǎn)移支付問題評述與橫向轉(zhuǎn)移支付制度互補(bǔ)性建設(shè)構(gòu)想[J].地方財(cái)政研究，2017，（11）：82-87.

[15]王瑞民，陶然.中國財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的均等化效應(yīng)：基于縣級數(shù)據(jù)的評估[J].世界經(jīng)濟(jì)，2017，（12）：119-140

[16]姚東昊，王麒植，李靜.事權(quán)屬性與專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付——來自省級差異的博弈均衡[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2018，（5）：30-42.

[17]師博，任保平.中國省際經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的測度與分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2018，（4）：1-6.

[18]鈔小靜，任保平.中國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的時(shí)序變化與地區(qū)差異分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（4）：26-40.

[19]干春暉，鄭若谷，余典范.中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對經(jīng)濟(jì)增長和波動(dòng)的影響[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011，（5）：4-16+31.

[20]LeSage，P.J.，Pace，P.K.Introduction to Spatial Econometrics[M].Boca Raton：CRC Press，2009.30-33.

[21]Zheng，X.，Yu，Y.，Wang，J.，et al.Identifying the Determinants and Spatial Nexus of Provincial Carbon Intensity inChina：A Dynamic Spatial Panel Approach[J].Regional Environmental Change，2014，14（4）：1651-1661

[22]Elhorst，J.P.Matlab Software for Spatial Panels[J].International Regional Science Review，2014，37（3）：389-405.

[23]李森，李聰慧，劉旭.政府間事權(quán)與支出責(zé)任劃分的理論與現(xiàn)實(shí)分析——兼論目前政府間事權(quán)和支出責(zé)任劃分研究存在的局限及出路[J].財(cái)政監(jiān)督，2018，（24）：5-15.

[24]李春根，舒成.基于路徑優(yōu)化的我國地方政府間事權(quán)和支出責(zé)任再劃分[J].財(cái)政研究，2015，（6）：59-63.

（責(zé)任編輯：于振榮）

[DOI]10.19654/j.cnki.cjwtyj.2020.04.009

[引用格式]孫開，沈安媛.橫向財(cái)政差異、空間效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2020，（4）;74-83.

收稿日期：2020-01-10

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“中國的政府間事權(quán)與支出責(zé)任劃分研究”（16ZDA066）

作者簡介：孫開（1962-），男，山東泗水人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事財(cái)政理論研究。E-mail：sunkai@dufe.edu.cn

沈安媛（1994-），女，安徽定遠(yuǎn)人，博士研究生，主要從事財(cái)政理論研究。E-mail：sany927@163.com