“一帶一路”倡議是否顯著擴展了財政支出的隨機前沿面
——基于全國272個地市級城市的準自然實驗

郝春虹 劉彥成 張 浩

一、引言與文獻綜述

公共支出是決定經濟增長和居民福祉的重要因素(Barro，1992[1])，隨著中國經濟開放程度的增強，對外貿易的擴大對公共品供給提出更高要求，在此背景下，探討地方政府公共支出效率問題顯得越來越重要。2013年習近平總書記先后提出建設“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”重大倡議，簡稱“一帶一路”倡議。在該倡議提出后，中國通過與其他國家擴大市場交易半徑，有效配置資本、勞動與技術，通過對外投資和貿易規模的增長，增加了生產者剩余和消費者剩余，促進了沿線城市的經濟增長。自“一帶一路”倡議提出后，伴隨經濟增長，沿線140個城市的財政支出規模也在增長，2021年相較2012年同比增長39.5%，財政支出規模增長的同時，其效率是否也在提升？與非沿線城市相比，是否效率提升更凸顯？“一帶一路”倡議的提出進入第11個年頭，對這一議題的研究，將有助于總結和進一步理解“一帶一路”倡議的宏觀經濟影響，有助于分析該倡議的政策沖擊效果以及對不同城市的影響程度，并對建設中國式現代化的改革實踐具有借鑒意義。

既有研究顯示，“一帶一路”倡議提出后，促進了沿線國家的基礎設施建設(李建軍和李俊成，2018[2])，改善了沿線國家的醫療水平并提高居民預期壽命(高楊等，2023[3])、通過國際貿易的增長，縮小收入差距(孟祺和朱雅雯，2023)[4]，并促進了沿線國家的全要素生產率提高(楊棟旭和于津平，2021[5])；Herrero(2017)[6]指出“一帶一路”倡議可以通過降低運輸成本增加國際貿易；呂煒和李曉偉(2021)[7]的研究中使用人類發展指數(HDI)作為民生發展水平的代表，發現“一帶一路”能夠促進沿線國家的民生發展。

“一帶一路”作為踐行高水平開放的一項政策倡議，也在深刻影響著中國國內諸多沿線省市的經濟發展水平。這其中最直接的經濟效應莫過于促進了對外經濟貿易的發展(呂越等，2019[8])；此外，依據赫克歇爾-俄林的觀點，生產要素流動遵循“尋優原則”，故“一帶一路”的施行能夠提高資源配置效率、促進生產要素有序流動，從而提升開放型經濟發展水平(郭愛君等，2019[9])。除了外貿相關的影響之外，“一帶一路”還促進了沿線省市的產業結構升級(傅京燕和程芳芳，2021[10])，擴大了市場規模，改善了勞動力錯配(孫焱林等，2022[11])，“一帶一路”倡議還能夠帶動中國就業質量的提高(Yang等，2020[12]；Jaeger和Rasmussen，2021[13])，從微觀企業的角度看，“一帶一路”還提升了沿線城市企業的投資效率(王微微等，2023[14])。

關于“一帶一路”政策倡議的研究所涉及的角度、機制和問題都已較為豐富，且仍受到學界的廣泛關注，“一帶一路”倡議涉及的眾多基礎設施建設和貿易合作事項，這些均需要大量的地方政府的政策支持，而政策支持又需要高效的財政支出作保障，因此，在現行財政分權體制下，探究地方財政支出效率問題具有重要的理論意義和實踐價值。

相較既有研究，本文的邊際貢獻在于：第一，采用雙重差分方法因果識別了“一帶一路”倡議對沿線城市財政支出效率影響的方式和作用機制，即驗證了“一帶一路”倡議這一政策沖擊是沿線城市財政支出效率提升的內生動力，也映射了沿線城市公共品供給效率的提升。第二，從財政壓力和市場化程度兩個角度，揭示了“一帶一路”倡議促進財政支出效率提升的潛在影響機制，為中國式現代化目標下政府的作用如何發揮提供了理論依據。

二、理論機制和研究假說

Farrell(1957)[15]首次完整地提出隨機前沿面的概念，隨機前沿面代表了給定投入水平下所能達到的最大產出水平，地方政府財政支出的隨機前沿面得到擴展就代表財政支出為社會帶來了更大的經濟效應，這一目標必然要通過政府自身的改進或是市場效率的提高來實現，“一帶一路”既是構建人類命運共同體的重要路徑，也是實現中華民族偉大復興的重要政策，既對沿線的地方政府產生影響，又能促進市場規模的增大和效率的提高。參與到“一帶一路”倡議的建設中，可以一定程度上幫助政府明確支出計劃的制定標準、支出任務的執行標準以及支出效果的評價標準，這就避免了公共支出的盲目性和低效率。

目前“一帶一路”已有百余個國家和國際組織參與，依靠良好的政策溝通構建了完善的合作關系。放在國內，“一帶一路”沿線的諸多城市也因為“一帶一路”倡議建立起了更緊密的聯系，在這個過程中各沿線地方政府通過政策協調，利用各自的優勢和資源，實現資源共享和互利共贏，并通過學習彼此的先進管理經驗和施政策略，提高項目設計、施工和管理水平，進而提高財政支出的收益。

同時，“一帶一路”倡議中的設施聯通帶來的更完善的基礎設施建設有助于降低支出成本，提高支出收益(Donaldson和Hornbeck，2016[16])，貿易暢通以及資金融通可以提供更加便利的貿易和投資環境，簡化行政程序，減少貿易壁壘，降低財政支出的成本，而在內部改革推動政府職能轉變的過程中，對外開放程度不斷提高所帶來的外部壓力也能夠促使政府部門更加尊重市場運行規律，合理運用公共支出(毛中根和洪濤，2011[17])。民心相通也是不可忽略的一項內容，擁有相近的文化內容的國家和地區之間更適宜進行貿易交流(Sala等，2008[18]；Guiso等，2009[19])，且民眾對政府政策倡議的關注度提高起到了公眾監督的作用，有助于約束政府行為，提升政府的治理能力，進而提升地方政府的財政支出效率(邢文妍，2020[20])?；谝陨详U述，本文提出假設1：

假設1：“一帶一路”倡議能夠提升中國沿線地方政府的財政支出效率，擴展地方財政支出的隨機前沿面。

影響機制方面，“一帶一路”倡議的實施對基礎設施的建設和貿易資金的流通性提出了較高的要求，這就需要沿線地方政府在財政方面給予大力支持，但是面對如此大規模的政策倡議和如此龐大的參與群體，建設“一帶一路”所需的資金數目難以估量，基礎設施需求的增加會直接增大地方政府的財政壓力(Ekumankama，2012[21])。前財政部部長肖捷曾表示：“‘一帶一路’建設資金需求巨大，單靠政府投資滿足不了需要?！?/p>

與此同時，“一帶一路”沿線還需要向企業提供更多稅收優惠，幫助內外資企業更好地參與到“一帶一路”的建設當中(徐思等，2019[22])，這就限制了地方政府通過擴大稅收規模來獲取更充足的財政收入的可能性。于是地方政府就會同時面臨財政支出需求的增加和財政收入的減少，財政壓力將會顯著增強，此時的地方政府既不能“開源”，也難以“節流”，身陷增收減支雙向乏力的兩難境地，于是提升支出效率便成為破題的關鍵(徐超等，2020[23])，現有研究也已表明財政壓力的增加可以促使政府通過優化公共支出結構和加強審計監督力度的方式提升財政支出效率(莫龍炯和尹靖華，2022[24])。

此外，“一帶一路”倡議吸引了大量的外資進入國內市場(張輝等，2023[25])，外商直接投資的增長不僅可以幫助國內企業有效提升技術水平(蔣殿春和張宇，2008[26])，同時可以提高企業的管理水平(袁誠和陸挺，2005[27])，改善資源錯配，從而促進國內市場化水平的提高。市場化程度有利于提高財政支出效率，因為它可以激發市場活力，促進經濟增長，提高財政可持續性。

政府和市場都是資源配置的手段，市場是“看不見的手”，政府是“看得見的手”，當市場之手不能充分發揮作用時，政府之手就要做更多的事(呂冰洋，2014[28])。市場化程度越高，意味著市場在資源配置中的作用越大，政府在資源配置中的作用越小，政府可以更加專注于提供公共品和服務，而不是干預市場運行。市場化程度提高，也意味著市場競爭性增強，企業創新活躍度增長，經濟效率提升，財政支出的產出效果也隨之增進。市場化程度越高，還意味著財政制度越完善，財政預算越合理，財政監督越有效，財政支出的投入成本越低(Yang，2019[29])。

基于以上分析，本文梳理出“一帶一路”倡議對沿線城市財政支出效率的影響機制(見圖1)，并進一步提出假設2：

假設2：“一帶一路”倡議通過增加地方政府財政壓力和促進市場化進程兩條途徑擴展了財政支出的隨機前沿面。

圖1 “一帶一路”倡議對財政支出效率影響機制

三、模型設定和數據說明

(一)模型設定

本文利用雙重差分法實證研究“一帶一路”倡議對政府財政支出隨機前沿面的影響，數據樣本期為2011—2021年。剔除部分缺失值較多的城市后，研究對象設定為中國272個地級市，根據國家發改委公布的相關文件中對“一帶一路”沿線地區的劃分，得到沿線18個省、自治區和直轄市的140個地級市。本文將“一帶一路”倡議的提出與實施作為一項準自然實驗，并將沿線的140個地級市作為實驗的處理組，其余132個地級市則構成實驗的控制組。參照余東升和余娟娟(2020)[30]等的做法，將2015年作為受政策影響的頭年，構建雙重差分基準模型：

(1)

DIDit=Treati×Postt

(2)

其中，i表示城市；t表示時間；Efficiencyit表示地級市財政支出的隨機前沿面水平；Treati是對城市進行分組的虛擬變量，若該城市位于“一帶一路”沿線則設定為1，否則為0；Postt為政策沖擊的時間虛擬變量，Postt=1代表2015年及之后，Postt=0代表2014年及2014年之前；γi和μt分別表示個體和時間啞變量；Control代表控制變量。

(二)變量和數據說明

1.被解釋變量。

本文利用隨機前沿模型(Stochastic frontier analysis，SFA)測算地方財政支出效率指數表示財政支出的隨機前沿面(Efficiency)，參考陳詩一和張軍(2008)[31]、徐超等(2020)[23]的相關研究，選取人均財政支出作為投入變量，為剔除價格因素的影響，本文以各省份的居民消費價格指數將財政支出調整為以2011年為基期的實際變量；政府主要公共服務支出作為產出變量，具體項目見表1。本文隨機前沿成本函數采用Cobb-Douglas形式，函數設定參考Battese和Coelli(1995)[32]的做法，具體隨機前沿成本函數如下：

(3)

其中，FE為地區人均財政支出；PS為地方政府公共服務供給；ν是隨機誤差項，服從標準正態分布；μ表示無效項，服從截斷正態分布；i和t分別代表地區和時間。

為保證財政支出效率測算的有效性，本文參考Battese和Coelli(1992)[33]的做法，對變差率γ進行了零假設檢驗。估計結果顯示，隨機前沿成本函數對應的變差率γ= 0.525 6，說明成本偏差大部分來源于成本無效率項μ；單邊似然比檢驗統計量LR= 958.34，遠大于混合卡方分布下1% 顯著性水平對應的臨界值7.05(Kodde和Palm，1986[34])，拒絕了γ為零的原假設，說明中國地級市財政支出存在無效率的情況。

表1 地方政府公共服務指標測度

2.解釋變量。

本文的核心解釋變量是“一帶一路”沿線城市虛擬變量和“一帶一路”倡議實施時間的虛擬變量的乘積(DID)，這里根據國家發改委發布《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》發表的時間，即2015年為政策開始實施的時間。除支出效率與政策變化兩個關鍵變量外，實證分析中還涉及人均GDP(PGDP)、金融水平(Finance) 、人力資本(Hum) 、第二產業占比 (Second)、第三產業占比(Third)、財政分權(FD)、創新水平(Innovation)以及稅收水平(Tax)等控制變量，以及財政壓力(Pressure)和市場化指數(Market)兩個機制檢驗變量。相關變量的定義及描述性統計見表2。

表2 主要變量描述性統計

3.相關數據來源。

本文使用2011—2021年272個地級市的面板數據進行實證分析。其中，用于計算財政支出效率的各項公共服務相關數據，以及用于計算控制變量的原始數據主要來源于歷年《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》以及各個地級市統計年鑒。在刪除部分缺失值較多的城市后，對少量缺失值進行線性插值處理。對絕對值進行取對數處理。此外，為了避免異常值的影響，本文對各指標左右兩端均進行了1%的縮尾處理。

四、實證結果及分析

(一)基準回歸

對式(1)構建的雙重差分模型進行回歸，估計結果如表3所示。表3列(1)～列(4)報告了基準回歸結果。第(1)行為僅控制地區固定效應和時間固定效應后，DID系數為0.001 76，通過了1%水平的顯著性檢驗，說明“一帶一路”倡議確實提高了沿線城市的財政支出效率。為進一步排除其他因素的干擾，根據學者們在已有的研究中對財政支出效率的影響因素分析，在列(2)～列(4)的回歸中逐步加入地方經濟發展水平層面(人均生產總值、金融發展水平和產業結構)、政府財政收支層面(稅收水平和財政分權)以及技術水平層面(人力資本和技術水平)的控制變量，結果均顯著。在加入全部控制變量后，核心解釋變量DID的回歸系數在1%的水平上顯著為正，系數為0.001 78。這一結果表明，“一帶一路”倡議確實顯著地提升了財政支出的效率水平?；鶞驶貧w的結果初步驗證了假設1成立。

表3 基準回歸

(二)穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。

使用雙重差分模型進行實證分析的前提條件是處理組和控制組的發展趨勢滿足平行性。本文將2011—2021年每年各構造一個虛擬變量(Timek)，并將虛擬變量與實驗組相乘，對財政支出效率進行回歸。平行趨勢可進一步通過公式(4)進行回歸并驗證。

(4)

其中，Time為年度虛擬變量，當年觀測值取1，其他年份觀測值為0。其他變量均與基準模型一致，本文對樣本期內所有年份的趨勢變化進行檢驗，圖2匯報了分析結果?？梢钥吹?，在2015年之前，實驗組和控制組的變化趨勢一致，而2015年及2015年之后，實驗組和控制組的變化趨勢出現了顯著的差異。故本文所選樣本通過了平行趨勢檢驗。

圖2 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗。

為進一步排除“一帶一路”倡議的非隨機性和其他相關政策造成的沖擊，干擾基準結果，本文對模型進行安慰劑檢驗。本文在樣本中任意抽取140個城市，作為“偽處理組”。假設被抽取的這些城市為倡議沿線城市，剩余城市為控制組，進行回歸分析，得到“偽政策虛擬變量”回歸系數。將這一過程重復1 000次，將1 000次隨機抽樣的結果與本文基準估計結果進行對比，對比結果如圖3所示。我們可以發現，隨機抽樣的“偽政策虛擬變量”回歸系數基準在0值左右，基本滿足正態分布，且顯著異于基準回歸結果。這表明隨機設定的“一帶一路”沿線城市并沒有對地區的財政支出效率產生影響，由此可推得“一帶一路”倡議的政策效應是真實存在的。也就是說，基準分析中的影響效應的確是由“一帶一路”倡議發生帶來的結果，核心結論保持穩健。

圖3 安慰劑檢驗

3.內生性的克服。

對于雙重差分模型而言，最理想的使用條件是處理組的選擇是完全隨機的，即“一帶一路”沿線城市的選取不受其他影響財政支出效率的因素干擾，但實際情況可能并非如此，除地理位置因素以外，“一帶一路”政策倡議沿線城市的選擇可能還與城市的經濟發展水平相關，換言之，基準模型可能存在內生性問題，導致估計結果不夠準確。因此，本文借鑒余東升等(2021)[38]的做法，選取古代“絲綢之路”途經的省市作為工具變量。

該工具變量滿足相關性和外生性兩個條件的原因在于：第一，現代“一帶一路”的選址在一定程度上參照漢代古絲綢之路，而且“一帶一路”倡議將復興古代“絲綢之路”作為重要的目標之一，故本文選擇該工具變量滿足相關性條件。第二，本文進行實證研究時選取的樣本期為2011—2021年，與本文選取的工具變量在時間維度上相距較遠，并不會直接影響現代城市的財政支出效率，滿足外生性條件。

綜上，工具變量法第一階段的回歸模型為：

(5)

其中，IV為二值工具變量，若城市為古代絲綢之路沿線城市，則IV=1，否則IV=0?；貧w結果見表4，兩個階段回歸的核心解釋變量回歸系數均在1%的水平上顯著，且符號為正。該結果既表明了古代“絲綢之路”沿線城市與當代“一帶一路”沿線城市的相關性，同時也表明了，內生性問題得到緩解后，基準回歸的結果依舊穩健，“一帶一路”倡議的實施的確顯著地拓展了沿線城市財政支出的隨機前沿面。

表4 內生性處理的估計結果

4.PSM-DID檢驗。

PSM-DID方法可以在一定程度上消除樣本選擇偏誤的問題，本文運用三種不同的匹配方法，以提升結果的準確度。三種方法分別為：1∶1 最近鄰匹配法、核匹配法和半徑匹配法。從表5中可以看到，依據不同方法得到的估計結果均在1%的水平上顯著，且符號為正。這一結果進一步表明了基準回歸結果的穩健性，證明“一帶一路”倡議確實顯著地提升了財政支出的效率水平。

表5 PSM-DID檢驗結果

五、擴展性研究

(一)異質性分析

“一帶一路”是簡稱為“一帶”的陸上絲綢之路經濟帶和簡稱為“一路”的海上絲綢之路的總稱。這兩條不同的路線分別位于我國中西部和東南部兩個區域，地域差距較大，在進行對外貿易的過程中面對的國家和組織也不盡相同，對基礎設施的建設要求也存在差異，可能會使“一帶一路”倡議對支出效率的影響存在差異，故本文分別對“一帶”和“一路”進行檢驗。

本文分別構建“一帶”的政策效應(Treatyd×Time)和“一路”的政策效應(Treatyl×Time)，并將二者作為核心解釋變量，以沿線城市的財政支出效率作為被解釋變量進行回歸。結果如表6所示，可以看到“一路”的虛擬變量回歸系數在1%的水平上顯著為正，而“一帶”的回歸系數雖然同樣為正，但并不顯著。其原因可能是，“一路”沿線城市大多位于東部地區，開放程度更高，而“一帶”沿線城市多為西部內陸城市，東部地方政府擁有更豐富的財政資源，且其財政支出結構能夠同時兼顧短期增長和長期發展，故在同一政策沖擊下東西部地方政府的財政支出效率變化程度存在差異(楊得前和汪鼎，2021[36])。

表6 異質性分析結果

(二)影響機制檢驗

前文結果表明，參與“一帶一路”建設顯著擴展了沿線城市財政支出的隨機前沿面。那么，“一帶一路”倡議通過何種方式擴展了沿線城市財政支出的隨機前沿面？這一問題尚需探討?；谇拔睦碚摲治?，本文設計“一帶一路—財政壓力—財政支出效率”與“一帶一路—市場化程度—財政支出效率”兩條“一帶一路”倡議影響財政支出效率的路徑。

1.財政壓力的機制作用。

為助力內外資企業發展，“一帶一路”沿線城市施行了多項減稅降費政策。2021年，“一帶一路”稅收征管合作機制秘書處發布了《中國稅收營商環境改革發展研究報告(2016—2020)》，披露2016至2020年中國新增減稅降費規模超過7.6萬億元。

此外，“一帶一路”沿線城市還需要投入大量的財政支出，“一帶一路”倡議下地方基礎設施建設所涉及的建設項目極為廣泛，包括道路、鐵路、橋梁、隧道、港口、機場、水利等多個領域，這些項目的建設所需資金巨大，而且往往為長期投資項目?！皽p收”與“增支”的并行極有可能會增加沿線城市的財政壓力，而現有研究已經表明，在財政壓力增加時，地方政府傾向于通過加強政府審計監管的方式來實現財政支出效率的提升(徐超等，2020[23])。為從實證角度考察該作用機制，本文參考王巧等(2020)[39]的做法，先考察“一帶一路”倡議對地方政府財政壓力的影響，然后再將政策虛擬變量與財政壓力的交互項帶入模型，考察其對財政支出效率的影響。模型設定如下：

(6)

(7)

表7 財政壓力機制檢驗結果

表7中模型(1)和(2)表明了“一帶一路”倡議對沿線城市財政壓力的影響，模型(3)和(4)表明了“一帶一路”倡議與財政壓力的交互項對財政支出效率的影響，模型(1)和(3)是沒有控制時間固定效應和個體固定效應的估計結果，模型(2)和(4)則為控制了這兩者之后的估計結果?？梢钥闯?，不論是否控制時間固定效應和個體固定效應，本文所關注的核心解釋變量DID和Pressure×DID的回歸系數始終保持顯著為正。這說明“一帶一路”沿線城市的財政壓力確實得到了提高，并通過財政壓力這一機制進一步提升了地方財政支出效率。

2.市場化程度的機制作用。

黨的二十大報告指出，要“堅持社會主義市場經濟改革方向，堅持高水平對外開放”?！耙粠б宦贰毙袆右巹澋奶岢鰹橹袊M一步吸引外資提供了有利條件，2023年發布的《高質量共建“一帶一路”發展報告(2013—2023)》指出，從2013年“一帶一路”倡議提出至今，“一帶一路”貿易在中國對外貿易中的占比已從不足26%提升到34.3%?！耙粠б宦贰背h的實施為沿線城市吸引了大量外資，提升了沿線城市的對外開放水平，已有研究表明外商直接投資的增長可以提高地方財政支出效率。不僅如此，大量外資的進入能夠幫助改善資源配置，提升國內企業的創新水平，提高國內市場化程度，最終進一步幫助地方政府提升財政支出效率。本文構建與財政壓力機制檢驗類似的計量模型，以檢驗市場化程度的機制作用，具體模型設定如下：

(8)

(9)

表8匯報了對市場化程度這一機制進行檢驗的結果，其中模型(1)和(2)顯示“一帶一路”倡議對沿線城市市場化程度的影響，模型(3)和(4)顯示“一帶一路”倡議與市場化程度的交互項對財政支出效率的影響。與前文對財政壓力機制的檢驗類似，與表7一致，表8中模型(1)、(3)和模型(2)、(4)依靠是否控制時間固定效應和個體固定效應區分。從模型(1)和(2)的結果能夠看出，政策虛擬變量DID的系數顯著為正，該結果表明“一帶一路”沿線城市的市場化程度確實得到了提高。同時，模型(3)和(4)的結果顯示本文所關注的核心解釋變量Market×DID的回歸系數始終在1%的水平上顯著為正，驗證了“一帶一路”沿線城市市場化程度得以提高，進而提升財政支出效率的假設。

六、結論與政策建議

(一)基本結論

本文以“一帶一路”沿線的140個地級市和非沿線的132個地級市為研究對象，主要采用雙重差分法、傾向匹配得分法、隨機前沿模型方法和工具變量法，對“一帶一路”倡議是否對地方政府財政支出效率產生影響進行了實證檢驗，本文使用隨機前沿面表達地方財政支出效率，得出的結論是：(1)基準模型檢驗結果發現，“一帶一路”倡議的實施顯著擴展了沿線城市財政支出的隨機前沿面，該結論通過了平行趨勢檢驗和安慰劑檢驗。此外，本文使用“古代絲綢之路”作為工具變量，克服了基準模型可能存在的內生性問題，并利用PSM-DID方法以避免樣本選擇偏誤，從而實現更精準的對照組選取以驗證結果的穩健性。(2)異質性分析發現，相比較“一帶”沿線城市，“一路”沿線城市的財政支出效率提升更為顯著，其原因在于“一路”沿線城市多為中國東部沿海城市，地方政府具有更豐富的財政資源及更合理的財政支出結構。(3)機制檢驗發現：第一，“一帶一路”沿線城市的地方政府會面臨更大的財政壓力，該壓力主要來自“減稅降費”政策和“增加公共設施支出”，減收和增支并行，預算約束增大，導致地方政府加強政府審計監管并優化財政支出結構，最終提升財政支出得到的收益。第二，“一帶一路”倡議吸引大量外資及先進的國外技術進入國內市場，促進市場化程度的提高，進而使得財政支出的隨機前沿面得到擴展。

(二)政策建議

第一，優化“一帶一路”沿線城市更大的財政分權體制，并放大政策乘數效果。本文實證研究表明，“一帶一路”沿線城市具有更高的財政支出效率，建議給予相關該地區公共財政更大的自主權，充分發揮“馬太效應”，對沿線城市的正向激勵作用將有助于各地方政府實現更高效的公共支出。

第二，基于各地區不同比較優勢及資源稟賦，對沿線地區給予差異化發展定位。鑒于“一帶一路”倡議對“一帶”和“一路”沿線城市財政支出效率的影響效果存在差異，建議各地區進一步協調和明晰各自的功能定位。不同區位的城市擁有不同的要素稟賦，具體而言，西北地區與中西亞國家毗鄰，可以利用其地理位置的優勢，西南和南部地區則在向南亞、東南亞輻射方面具有地理上的優越性，東北和內蒙古等地區可以成為連接東亞和北亞國家的橋梁，這些都將有利于實現各區域之間的優勢互補。

第三，繼續推進落實“減稅降費”政策，并增加公共物品供給。本文機制檢驗結果表明：“一帶一路”沿線城市財政支出效率的提升來源于財政壓力的增大和市場化程度的提高，“減稅降費”政策的實施和公共物品的供給，激勵地方政府財政支出效率提升的同時，又能夠提供良好的營商環境，吸引更多的外資進入國內市場，構建更高水平開放型經濟新體制，促進要素在更大范圍內流動，加快市場化進程，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用。