虽然PPC的估计系数显著为正且很稳健，但其背后的含义也可能会不同于本书所提出的假说。另一个竞争性的作用机制是，省领导层权力越分散，可能就缺乏必要的权威和手段来控制下级地方政府和官员的行为。因此，虽然较低的权力集中度会导致更高的地方土地财政程度，但这却不是通过省政治精英争取地方支持的机制产生，而是由于权力较弱的省领导层无法有效管控地方下属而失去对地方政府发动土地财政的控制。这一竞争性机制，我们称之为省治理控制机制（PBC）。

表5.4的列3—列5对PBC机制进行了检验。如果省权力集中程度通过PBC机制作用于地方土地财政，并且我们假设可以通过观察省内的反腐力度来反映省领导层对地方官员的实际控制程度，那么一个合理的猜测就是省权力集中度应该与该省针对地方官员的反腐强度有关，并且前者通过后者影响了地方土地财政的实施。(www.daowen.com)

接下来，我们用一省的县及县以上官员中每年被检察院以腐败名义立案调查的人数所占比例来测度变量一省的反腐败力度（local anticorruption intensity）（Zhu and Zhang，2016）。首先，列3给出了以local anticorruption intensity为因变量，PPC为自变量的回归结果。如表5.4所示，虽然PPC的系数为正，但在统计上并不显著，说明省权力集中程度和反腐败的力度联系并不明显。在列4中，我们同时将local land finance和PPC作为自变量对CRI进行回归。结果表明，在控制住反腐败力度后，PPC仍有一个显著为正的系数。但与PBC机制的预期相反，反腐败力度有一个显著的负系数。如果PBC机制成立的话，这可能是由于反腐和腐败并存所导致的结果，因为更多的腐败很可能与土地财政相伴相生，进而导致反腐力度更大。鉴于此，我们进一步运用工具变量法来检验省权力集中程度是否通过PBC机制（即通过地方反腐的渠道）影响地方土地财政。列5给出了使用工具变量方法对以CRI为因变量的回归结果，其中反腐败力度作为内生解释变量，PPC为工具变量。结果显示，反腐败力度的回归系数变得更大，但在统计上仍然不显著。综合以上结果，我们基本上可以把PBC机制予以排除。