苑德宇， 宋小寧， 李德剛

（1. 對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際經(jīng)濟貿(mào)易學院，北京 100029； 2. 中山大學管理學院/現(xiàn)代會計與財務研究中心，廣東 廣州 510275； 3. 北京第二外國語學院 經(jīng)貿(mào)與會展學院，北京 100024）

一、引 言

政府投資在我國經(jīng)濟40年持續(xù)快速增長中發(fā)揮了十分重要的作用。其中，中央投資引導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，還應兼顧統(tǒng)籌區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、公共服務均等化等公平準則（Yamano等，2000）。那么，長期以來，我國中央投資在省區(qū)間分配更重視效率因素還是公平因素？厘清這一問題，可為中央制定更好地促進我國經(jīng)濟穩(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，中央政府投資項目通常被地方政府作為一種“公共利益”而競相追逐，不可避免地會受到政治影響力、游說等因素的影響（Oates，1999；Kemmerling和Stephan，2015）。當前，我國中央投資項目分配并無明確的制度依據(jù)，通常由中央部委（主要為國家發(fā)改委）直接作出，具有相當?shù)娜我庑?。在以?jīng)濟增長作為最重要“競爭目標”的背景下，地方政府利用其官員的政治影響力來干預中央投資項目分配就成為一個自然的做法，而這一做法通常卻會對中央投資公平和效率目標的實現(xiàn)產(chǎn)生“干擾”。由此，明確政治影響力對中央投資項目分配的影響效應，是中央政府充分把握投資政策機制的必然要求。

目前，國外學者已沿著效率與公平因素、政治因素等視角對中央投資的決定因素進行了大量的實證研究。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)對中央基礎設施的決定進行了實證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中央基礎設施投資集中于欠發(fā)達地區(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）利用法國地區(qū)面板數(shù)據(jù)對基礎設施支出的區(qū)域分布進行了研究，發(fā)現(xiàn)分肥政治（Pork-Barrel Politics）是跨區(qū)交通基礎設施投資的顯著決定因素；Sturm（2001）基于非OECD國家數(shù)據(jù)研究認為，政治制度變量，比如意識形態(tài)、政治穩(wěn)定性、政治經(jīng)濟周期等并未顯著影響政府資本的形成；Wallis（1998）、Boyle和Matheson（2009）基于美國數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，一個州要獲得更多的聯(lián)邦政府投資，通常需要有更多的人均立法機關代表和國會議員，或者參議員具有更深資格、與總統(tǒng)同屬于一個黨派等；Duchin和Sosyura（2012）對美國地方企業(yè)政治關聯(lián)與政府之間的關系進行了研究，認為一個地區(qū)從聯(lián)邦獲得的政府投資資金與這個地區(qū)企業(yè)—政治關聯(lián)度正相關。此外，Worthington和Dollery（1998）、Arulampalam等（2009）均針對中央投資的政治決定問題進行了實證研究。在政治和經(jīng)濟綜合因素決定方面，Castells和Solé-Ollé（2005）利用西班牙地區(qū)面板數(shù)據(jù)對中央投資的影響因素進行了研究，發(fā)現(xiàn)效率與公平的權衡因素的影響有限，相反政治因素則是主要的影響因素；Kemmerling和Stephan（2015）對影響法國、德國、意大利和西班牙四國基礎設施區(qū)域分布的政治因素和經(jīng)濟準則因素的重要性進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)各個國家因政治制度不同導致了經(jīng)濟準則因素在影響各自國家的基礎設施投資分布的作用不同，但總體上黨派政治下的經(jīng)濟準則因素的影響作用要比其他政治制度大。在國內(nèi)，雖有部分學者對中國政府投資決定問題進行了探討，但鮮有中央投資相關主題的研究。例如，張軍（2007）基于中國省際面板數(shù)據(jù)探索了決定基礎設施投資變動的因素，認為地方政府之間的標尺競爭和政治治理的轉(zhuǎn)型是解釋中國基礎設施投資決定的重要因素；何慶光（2010）實證研究了財政分權對政府投資的影響，認為財政分權與政府投資間存在著長期均衡的正向關系。盡管Zheng等（2013）就中央基礎設施投資的影響因素進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)中央政府在分配投資時將公平和效率均衡作為突出的考慮因素，但是并未關注政治影響力因素的影響。

綜上，國內(nèi)外學者從多個視角研究了政府投資的決定問題，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。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理論假說，構(gòu)建空間面板數(shù)據(jù)模型，并利用中國轉(zhuǎn)型期1998–2015年省級面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗檢驗，厘定中央投資項目跨省區(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）基于中國制度背景，擴展出一個反映中央政府投資與多個影響因素之間關系的經(jīng)濟政治理論模型。（2）構(gòu)建“基礎設施綜合指數(shù)”，以其為基礎，進一步衡量地區(qū)基礎設施的公平、效率狀況，避免以某一種或某一類基礎設施的公平和效率代替基礎設施總體公平和效率所造成的研究結(jié)論偏頗。在實證模型中，我們用“基礎設施綜合指數(shù)”平減中央政府投資水平，以剝離不同地區(qū)已有基礎設施水平的差異對中央政府投資跨區(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序差異，以獲得更為準確和翔實的研究結(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理論假說；第三部分構(gòu)建實證模型，并對回歸方法和數(shù)據(jù)選取進行了說明；第四部分展示了實證回歸結(jié)果并對其進行分析；第五部分是對基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗；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

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，并以此作為下文實證研究的理論基礎。

（一）代表性地區(qū)的生產(chǎn)函數(shù)

假設一個國家由N個轄區(qū)組成，每個地區(qū)的私人部門均利用其擁有的私人資本、勞動力及獲得的本轄區(qū)基礎設施所提供的生產(chǎn)性公共服務，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、勞動力水平以及生產(chǎn)性公共服務；Ai為僅具有地區(qū)特征的技術進步參數(shù)。

假設生產(chǎn)性公共服務Sit僅取決于地區(qū)i的公共基礎設施水平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)性公共服務簡單地表示為：

在此，假設興建基礎設施Git的資金來源于中央對地區(qū)i的政府投資。中央投資、基礎設施存量與折舊率（）之間的關系為：

（二）中央投資決策

國家在分配中央投資資金或項目時，除了考慮中央層面的社會福利外，還要顧及中央投資資金給地方帶來的社會福利水平的變化。①在中國，地方政府為中央社會經(jīng)濟政策的執(zhí)行機構(gòu)，相應地，“中央政府”實質(zhì)性地成為了“國家政府”。因此，中央政府在安排投資時通常會從國家整體考慮，其不僅要從中央層面去關注投資對其本身產(chǎn)生的福利，而且還要關注國家投資項目落地后為其轄區(qū)帶來的社會福利情況。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福利目標函數(shù)設定為：

在式（4）等號右邊，前一項表示地方層面社會福利之和，后一項表示中央層面的社會福利。對于前者，為第t期地區(qū)i的人均產(chǎn)出水平；為地方層面經(jīng)濟發(fā)展水平的福利參數(shù)，其取值范圍為（0，1）。對于后者，表示中央政府層面經(jīng)濟發(fā)展水平的福利參數(shù)，其取值范圍為（–，1）。當時，中央政府對地方經(jīng)濟發(fā)展水平不公平極度厭惡，即此時其僅關注公平；相反，當時，中央政府福利水平取決于地方產(chǎn)出水平，即此時只關注效率。參數(shù)為中央政府對地方發(fā)展情況的關注系數(shù)。一個地區(qū)之所以更受中央關注，可能是因為其擁有不同于其他地區(qū)的特征，如種族構(gòu)成、政治影響力等。在此，我們僅將一個地區(qū)的政治影響力作為吸引中央關注的唯一因素。

假設中央政府通過產(chǎn)品稅籌集財政資金，并用于各轄區(qū)基礎設施投資，這樣有：

由式（8）可知，一個地區(qū)基礎設施的最優(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系，我們設定中央政府根據(jù)上期地方基礎設施水平（）以及上期基礎設施水平與其最優(yōu)水平（）的差額進行調(diào)整并安排當期投資，即：

由此，得到關于中央投資決定的3個假說：

假說1（效率假說）：一個地區(qū)單位基礎設施的產(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設施的產(chǎn)出水平正相關。

假說2（公平假說）：一個地區(qū)的人均產(chǎn)出水平越低（越不公平），中央政府越注重加強對這個地區(qū)的投資，以實現(xiàn)經(jīng)濟上再分配，即中央投資與人均產(chǎn)出水平負相關。

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

三、實證模型及數(shù)據(jù)

（一）計量模型設定

根據(jù)上文式（11）至式（13），我們將計量模型設定為如下線性形式：

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，為誤差項。

中央投資項目落戶于地方，通常會因為兩個方面的原因產(chǎn)生空間關聯(lián)性：一是由中央投資的大型基礎設施項目本身的性質(zhì)決定的。像高速公路、鐵路、管道等建設項目不太可能只局限于某一省區(qū)，通常會貫穿或者覆蓋多個地區(qū)，因此中央投資在不同地區(qū)之間分配就產(chǎn)生相關關系。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)濟發(fā)展水平、地理狀況等，當一個地區(qū)從中央獲取了一筆投資資金時，相鄰或相近地區(qū)可能因為攀比也會努力向中央爭取一定數(shù)量的投資資金，由此中央投資資金分配會在地區(qū)之間產(chǎn)生相關關系（Zheng等，2013）?；谏鲜隹紤]，我們將實證模型式（14）擴展為如下空間自回歸模型（SAR）的形式：

（二）估計方法

為了保證實證結(jié)果的可靠性，本文通過不斷放松實證模型式（15）中誤差項的假設，并選擇合理的估計方法進行回歸。首先，假設誤差項服從獨立同分布，利用靜態(tài)空間面板模型的回歸方法對實證模型式（15）進行估計，即先利用最大似然估計法（MLE）進行回歸。然后，允許中央投資具有跨期性，即當年的中央投資影響下一年或以后幾年。②政府投資項目特別是中央項目的周期通常超過1年，并且當前我國政府預算的編制采用的方法仍是基數(shù)法，當年預算是以上年度的預決算為基礎進行預測、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)于實證模型的誤差項中，實證模型式（15）也就變成了空間動態(tài)面板模型（SDPD）形式。因變量滯后項以及因變量空間滯后項出現(xiàn)在實證模型的右邊作為解釋變量時，均會帶來內(nèi)生性問題，并導致最小二乘估計（OLS）和極大似然估計（MLE）有偏（Anselin和Moreno，2003）。Kukenova等（2009）在空間動態(tài)面板模型下擴展了Blundell 等（1998）的系統(tǒng)GMM估計法（SYS-GMM），使之包括內(nèi)生交互效應，這不僅有效地克服了上述內(nèi)生性問題，同時還有效糾正了弱工具變量、自相關以及異方差等所帶來的回歸結(jié)果偏誤問題（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）對空間動態(tài)面板模型進行估計。

（三）變量與數(shù)據(jù)

圖1 中央投資項目的空間分布情況數(shù)據(jù)來源：相關年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

不同基礎設施實物存量的衡量有著不同單位，無法進行簡單的算術相加，因此為了獲得一個能夠綜合衡量基礎設施水平的指標，需對基礎設施實物存量指標做一定的技術處理。本文選用全局主成分分析法（Global Principal Component Analysis）來克服上述指標加總問題，同時獲得一個能夠反映多指標絕大部分有用信息且這些信息互不重疊的綜合指標。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方面的基礎設施實物存量指標進行處理：一是交通基礎設施，包括公路里程（公里）、內(nèi)河航道長度（公里）、鐵路營業(yè)里程（公里）、航空運輸業(yè)就業(yè)人員數(shù)（人）；二是能源基礎設施，包括焦炭生產(chǎn)量（萬噸）、能源消耗總量（萬噸標準煤）、發(fā)電量（億千瓦時）；三是通訊基礎設施，包括郵路總長度（公里）、郵政局所數(shù)量（處）、長途電話交換機容量（路端）、長途光纜線路長度（公里）、移動電話用戶數(shù)量（萬戶）、本地電話局用交換機容量（萬門）；四是城市基礎設施，包括城市供水管道長度（公里）、城市環(huán)衛(wèi)機械臺數(shù)（臺）、城市公園面積（公頃）、城市擁有城市公共汽電車輛（輛）、城市供氣管道長度（公里）、城市供水綜合生產(chǎn)能力（萬立方米/日）、城市污水處理能力（萬立方米/日）、城市排水管道長度（公里）；五是社會基礎設施，包括普通中學學校數(shù)（所）、衛(wèi)生機構(gòu)數(shù)（所）、衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)（萬張）、公共圖書館數(shù)（個）、藝術表演單位數(shù)（個）。因為利用上述方法處理所得的“基礎設施水平綜合指數(shù)”可能為負值，因此我們通過一致取自然指數(shù)的方法對它們進行了“正化”處理。圖2列示了1998–2015年省級基礎設施水平綜合指數(shù)的變化情況，從中可以看到，1998–2015年間，全國各省份基礎設施總體水平基本保持上升態(tài)勢，而省際間基礎設施水平差異呈現(xiàn)平穩(wěn)—擴大—下降的變化趨勢。

圖2 1998–2015年省級基礎設施水平綜合指數(shù)的變化數(shù)據(jù)來源：各年份《中國統(tǒng)計年鑒》以及作者計算。

（2）單位基礎設施產(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定涵義相一致，這兩個指標分別用于描述中央投資對于效率因素和公平（再分配）因素的考慮。其中，Y用“省級地區(qū)GDP水平”進行衡量；L用“省級地區(qū)的年初和年末常住人口數(shù)的算術平均值”來衡量。

（3）政治影響力。此指標被界定為一個地區(qū)對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），我們通過構(gòu)建“政治影響力”指標對其進行衡量。在中國的政治體制下，考慮到中共中央委員會在國家經(jīng)濟和社會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委員）來構(gòu)建地方的“政治影響力”指標。參照吳鳳武等（2013）的做法，我們計算某年在某地任職的地方官員同時位居中央政治局委員、中央委員、中央候補委員的人數(shù)，按每人10分、2分和1分的標準分別賦予任職地相應的政治影響力得分，并逐年加總各?。ㄗ灾螀^(qū)或直轄市）的得分，得到來自地方的政治影響力指標，即“地方政治影響力”（local）。另外，考慮到一個地區(qū)的政治影響力還可能來源于與這個地區(qū)有一定關聯(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”兩個標準分別對在中央任職的中央委員按省份進行人數(shù)歸并①在處理“政治影響力”指標時，如果遇到中央委員的“籍貫地”和“出生地”不同時，我們綜合考慮該官員背景，將其適當?shù)貧w入“籍貫地”或“出生地”。“任現(xiàn)職前主要任職地”的界定標準為：如果官員擢升為現(xiàn)職前最近地方任職的年限超過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地方任職地作為“任職地”。當然如果一個官員沒有地方任職經(jīng)歷，我們不對其進行“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”指標對中央政治局委員、中央委員和中央候補委員的賦分標準，構(gòu)建兩個來自中央的政治影響力指標，即“籍貫地政治影響力”（jgd）和“任職地政治影響力”（rzd）。此外，考慮到國家發(fā)展與改革委員會對中央投資具有重要的配置權力，我們還將此部門當年在任的主任和副主任分別參照中央委員和中央候補委員的標準賦分，計入上述兩個中央政治影響力指標的分值中。需要指出的是，我們在統(tǒng)計中央委員人數(shù)時，并未把軍隊系統(tǒng)考慮在內(nèi)，這是因為軍隊系統(tǒng)通常是獨立封閉運行的，與地方的經(jīng)濟社會發(fā)展并無太多直接利益關系。

此外，我們還選擇如下控制變量用于實證模型回歸以及穩(wěn)健性檢驗：（1）地方社會投資水平（locin），具體用“省級地方項目金額與基礎設施水平綜合指數(shù)的比值”表示，用于控制省級地方社會投資水平。（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，用于控制一個地區(qū)的城市化進程對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”來表示，用于控制工業(yè)化進程對中央投資的影響。（5）財政分權（fce）。具體用“一省的地方預算財政支出占該省中央和地方預算財政支出總和的比重”來表示，用于控制財政分權因素對中央投資的影響。

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)特征可能對中央投資決策產(chǎn)生的影響。第一，2002年中國進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，進而可能影響中央投資的決策，對此我們設置政策虛擬變量policy02加以控制。第二，2008年美國“次貸”危機后中央政府均推行了以政府投資為主要手段的擴張性財政政策以刺激經(jīng)濟，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。這兩個政策變量的設定方法均為：政策變動之前年份為0，政策變動年份及之后年份為1。第三，考慮到中央對少數(shù)民族地區(qū)的投資政策可能有別于其他地區(qū)，我們還在實證模型中加入民族地區(qū)虛擬變量（minority），即設定屬于民族地區(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15%的標準劃定某一省份是否為少數(shù)民族地區(qū)。本文利用1998–2015年全國各省的人口數(shù)據(jù)進行綜合計算，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)。。

以上各指標的時間跨度為1998–2015年，橫截面涉及中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)和直轄市）。構(gòu)建各指標的所用的原始數(shù)據(jù)和資料，除中央委員名單和簡歷來源于《新華網(wǎng)》和《人民網(wǎng)》，其余均來自于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫》和《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。計算“中央投資”和“地方社會投資水平”所用的“中央項目”金額和“地方項目”金額，均利用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)整為以1998年為基期不變的價格水平。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

（一）基本回歸結(jié)果

依據(jù)前文對回歸方法的說明和選擇，我們在運用STATA軟件時執(zhí)行了相關實證模型的回歸，在估計時均使用了robust命令選項對模型可能存在的組間異方差進行修正，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后的空間動態(tài)面板模型基于SYS-GMM的回歸結(jié)果，其余兩列分別為相應對照回歸結(jié)果。由第（ⅱ）列和第（ⅳ）列對比發(fā)現(xiàn)，在這兩列回歸結(jié)果中的空間滯后項系數(shù)均至少在10%的水平上顯著，并且Robust LM_LAG檢驗統(tǒng)計量均至少在5%顯著性水平上拒絕原假設，而Robust LM_ERROR在10%顯著性水平上均不顯著，說明前文將實證模型設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)，因變量一階滯后項系數(shù)均高度顯著且動態(tài)模型的擬合優(yōu)度相對于靜態(tài)模型有明顯提高，表明中央投資具有明顯的跨期效應，將實證模型設定為動態(tài)形式可以相對更好地解釋因變量。

基于上述對實證方法的對比考察與判斷，我們以表2最后一列的回歸結(jié)果為基準進行分析。第一，單位基礎設施產(chǎn)出水平顯著正向影響了中央投資。這證實了前文關于中央投資分配的效率決定假說?？傮w上來說，這與中國自改革開放以來長期貫徹的效率優(yōu)先的經(jīng)濟政策導向是相吻合的。第二，人均產(chǎn)出水平系數(shù)的回歸結(jié)果為正且不顯著，上文公平假說并未得到充分證實。這可能因為，中央在安排投資項目時，特別是安排地區(qū)性投資項目時，通常要求“落戶地”進行一定比例的資金配套（這個比例通常為1∶1），并且要求優(yōu)先保障。這樣，落后地區(qū)可能會因為配套資金“門檻”的存在，被排除在很多中央投資項目的承接地范圍之外，相反發(fā)達地區(qū)可能會因為配套能力相對較強而成為這些中央投資項目的落戶地，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，這證實了前文的政治假說。根據(jù)前文對政治影響力指標的界定，local表示的政治影響力來源于地方任職的高級官員（中央政治局委員、中央委員和中央候補委員通常在地方都身居要職），這就說明了地方政府在爭取中央投資項目上，政治影響力的確起到了重要的影響作用。1994年之后，中國建立起了社會主義市場經(jīng)濟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)濟的權力。與此同時，中央強化了GDP在地方政績考核中的核心地位，這使得地方政府官員的政治利益（主要為晉升機會）很大程度上內(nèi)生化為地方經(jīng)濟利益，即地方官員通過提速GDP來獲得更大的晉升機會（Yang，2006），而中央投資作為推動地方經(jīng)濟快速增長最重要的力量之一，正是地方政府競相追逐的對象，這對近些年來一直盛行的地方官員“跑步進京”現(xiàn)象作了充分說明。

此外，地方社會投資水平對中央投資產(chǎn)生了顯著的負面影響。這說明中央在安排區(qū)域性投資項目時，出于均衡財力的考慮，與地方政府之間通常形成了一種互補關系，即當?shù)胤缴鐣顿Y水平較高時，中央就會有意識地減少對該地區(qū)的投資，而當?shù)胤缴鐣顿Y水平較低時，中央又會加大對該地區(qū)的投資力度，這樣就形成了中央投資與地方社會投資之間的負向關系。工業(yè)化水平和財政分權分別對中央投資產(chǎn)生了顯著正向和負向的影響，而城市化水平和人口密度對中央投資的影響并不顯著。

（二）分時段考察

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，國家社會經(jīng)濟發(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向要從原來的效率優(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)生時序上的變化。為了進一步厘定中央投資與其影響因素之間的實證關系，我們將上文的實證過程按1998–2007年和2008–2015年兩個時段分別重新進行，相關結(jié)果如表3所示。

表3 分時段回歸結(jié)果

在表3中，我們給出了這兩個時段樣本基于SYS-GMM的回歸結(jié)果，分別列于第（ⅰ）列和第（ⅱ）列以及第（ⅲ）列和第（ⅳ）列。其中，第（ⅱ）列和第（ⅳ）列是分時段基準回歸結(jié)果，另外兩列為相應對照結(jié)果。

通過對比表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系數(shù)明顯高于利用2008–2015年樣本回歸所得的結(jié)果，說明中央投資跨期效應的大小隨時序顯著下降。這與近年來國家不斷完善中央財政預算制度，在編制中央財政預算和分配中央投資項目時更多地考慮經(jīng)濟發(fā)展真實需要的現(xiàn)實是相吻合的。第二，在前一時段樣本回歸中，單位基礎設施產(chǎn)出水平對中央投資的影響雖然為正但不顯著，而在后一時段樣本的回歸中，這一效應表現(xiàn)為正向顯著；人均產(chǎn)出水平在前一時段顯著地正向影響了中央投資，但在后一時段樣本回歸中這一系數(shù)變?yōu)樨撓蚯也伙@著。這說明在1998–2007年中央投資配置不僅沒有充分考慮效率因素，而且顯著違背了前文的公平假說。然而，隨著國家社會經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整，在2008–2015年中央投資不僅更顯著地關注效率，而且之前有違公平假說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段中顯著正向影響了中央投資，而在后一時段中此效應卻不顯著。地方政治影響力對中央投資的影響作用之所以出現(xiàn)上述弱化趨勢，可能與近年來中國的財政預算、政府項目審批制度不斷完善，逐漸擠壓中央政府分配投資項目的可操作空間密切相關。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證上文總體回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，我們將模型式（15）作如下三個方面的變換，并分別重新進行回歸：一是將地方政治影響力（local）分別替換為來自中央的籍貫地政治影響力指標（jgd）和任職地政治影響力指標（rzd）；二是將中央政治局委員、中央委員和中央候補委員的分值分別設置為20分、2分和1分以及10分、2分和2分，計算兩個新的地方政治影響力指標loca和locb，用于替換原來政治影響力指標；三是利用距離衰減權重矩陣①設定矩陣元素wij為兩省份距離（省會城市之間公路里程）的倒數(shù)。和經(jīng)濟相鄰權重矩陣②我們將經(jīng)濟發(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)建了此空間權重矩陣。具體設定為：，其中， 為樣本期內(nèi)第i個省份實際人均產(chǎn)出水平的平均值， 為樣本期內(nèi)實際人均產(chǎn)出水平的總平均值。分別生成距離衰減空間溢出項（）和經(jīng)濟相鄰空間溢出項（），替換實證模型中的二元毗鄰空間溢出項（）。相應回歸結(jié)果列于表4中。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

如表4的前兩列所示，無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)的正負方向和顯著性均未發(fā)生顯著變化。兩個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了中央投資，而籍貫地政治影響力對中央投資的影響并不顯著。這一結(jié)果表明，相對于籍貫地，中央政府官員更傾向于將中央投資項目分配給其曾經(jīng)長期任職的地區(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，說明前文基準回歸結(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、空間溢出項和經(jīng)濟相鄰空間溢出項均顯著地正向影響了中央投資。這說明中央投資確實存在著跨省份之間的關聯(lián)性，而且這種關聯(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)濟發(fā)展水平差異的影響，這也充分驗證了前文關于“中央投資具有空間溢出效應”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)無論從方向還是顯著性上均無較大差別，進一步證明了前文基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策啟示

自社會主義市場經(jīng)濟建立以來，中央投資在政策上被賦予經(jīng)濟、社會甚至政治等諸多方面的功能和責任。然而，在現(xiàn)實中，中央在跨省份對投資項目進行配置時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年中國轉(zhuǎn)型期省級面板數(shù)據(jù)進行了實證分析后發(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。從跨時對比來看，兩個因素的影響均發(fā)生了時序變化，即效率因素對中央投資的影響由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則由前一時段的正向顯著變?yōu)楹笠粫r段的負向不顯著。第二，政治影響力在總體上顯著正向影響了中央投資，但從時序上顯著正向效應僅存在于1998–2007年間。

基于以上結(jié)論，當前經(jīng)濟和社會背景下，為使中央投資項目能在促增長、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方面進行政策把握：第一，減少政治干預，強化中央投資資金的預算管理和審批。既要通過嚴格審核資金是否符合預算管理制度來減少政治干預，還要通過對預算資金使用的事中監(jiān)督和事后評估等方式來保證預算資金的使用效率。第二，調(diào)整和優(yōu)化中央投資的規(guī)模和結(jié)構(gòu)，將更多的中央項目投向公共服務和協(xié)調(diào)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展等方面，更有效地促進中央投資從效率單一目標向公平與效率并重的目標轉(zhuǎn)變。

盡管本文研究得到了一系列重要結(jié)論，但近年來隨著中央投資監(jiān)督評價機制的完善、中央高層反腐力度的加大等經(jīng)濟政治制度變化，均可能決定性地改變中央投資的分配機制，而本文并未能將其納入理論和實證考察，這也是未來進一步完善相關主題研究的重點方向。

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