袁浩然

（湖南商學(xué)院 財(cái)政金融學(xué)院，長(zhǎng)沙 410205）

中國(guó)省級(jí)政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)的截面估計(jì)

袁浩然

（湖南商學(xué)院 財(cái)政金融學(xué)院，長(zhǎng)沙 410205）

文章運(yùn)用1992年和2006年的截面數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)省級(jí)政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)進(jìn)行截面估計(jì)，分別給出了有截距項(xiàng)和無(wú)截距項(xiàng)的回歸結(jié)果，文章采信的是無(wú)截距項(xiàng)的情形。在無(wú)截距項(xiàng)的情況下，稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)都顯著為正，證明了中國(guó)省級(jí)政府間無(wú)論在分稅制改革以前還是在分稅制改革以后都存在著正向的稅收競(jìng)爭(zhēng)；2006年的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)大于1992年的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)，說(shuō)明分稅制改革以后中國(guó)省級(jí)政府間的稅收競(jìng)爭(zhēng)較之分稅制改革以前更加激烈。

中國(guó)省級(jí)政府；稅收競(jìng)爭(zhēng)；反應(yīng)函數(shù)；截面估計(jì)

稅收競(jìng)爭(zhēng)是各具有相對(duì)獨(dú)立政治經(jīng)濟(jì)利益的政府，通過(guò)競(jìng)相降低有效稅率或者實(shí)施稅收優(yōu)惠等手段，以吸引其他地區(qū)的流動(dòng)性生產(chǎn)要素流入本地區(qū)的自利行為。稅收競(jìng)爭(zhēng)有多種分類(lèi)方法，按照競(jìng)爭(zhēng)范圍來(lái)劃分，稅收競(jìng)爭(zhēng)分為國(guó)內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)和國(guó)際稅收競(jìng)爭(zhēng)，本文研究的是國(guó)內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)問(wèn)題，且嚴(yán)格限定在中國(guó)省級(jí)政府層面上。

國(guó)際上關(guān)于稅收競(jìng)爭(zhēng)問(wèn)題的研究自蒂博特模型（1956）始[1]，迄今已有50多年的歷史。西方學(xué)者最初關(guān)注的是國(guó)內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)的規(guī)范性問(wèn)題，現(xiàn)在則更多關(guān)注的是國(guó)內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證問(wèn)題。關(guān)于稅收競(jìng)爭(zhēng)實(shí)證研究方面的文獻(xiàn)主要集中在兩個(gè)主題上面：一個(gè)是估計(jì)稅率水平和結(jié)構(gòu)對(duì)要素流動(dòng)的效應(yīng)；一個(gè)是處理各政府間進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)博弈的戰(zhàn)略交互作用，并且估計(jì)稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)[2]。本文主要研究中國(guó)省級(jí)政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)的戰(zhàn)略交互作用。

1 基本假設(shè)

1.1 稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)非零，即在中國(guó)省級(jí)政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)是客觀存在的

本文的任務(wù)是要估計(jì)稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)，當(dāng)被估計(jì)出來(lái)的反應(yīng)函數(shù)斜率非零的時(shí)候，就證明政府之間確實(shí)存在稅收設(shè)置上的戰(zhàn)略交互作用。

從客觀條件上來(lái)說(shuō)，中國(guó)是一個(gè)中央集權(quán)制國(guó)家，地方政府沒(méi)有稅收立法權(quán)，因此各地方政府不能通過(guò)調(diào)整法定稅率的形式來(lái)開(kāi)展稅收競(jìng)爭(zhēng)，但是中國(guó)自1978年實(shí)行改革開(kāi)放以來(lái)，各地方政府逐步擁有了相對(duì)獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)利益，這就驅(qū)使它們?yōu)榱宋鲃?dòng)要素進(jìn)入而不斷開(kāi)展隱性稅收競(jìng)爭(zhēng)。再加上中央政府對(duì)地方官員的政績(jī)考核評(píng)價(jià)體系中一個(gè)至關(guān)重要的指標(biāo)就是GDP增長(zhǎng)速度，這就給了地方政府很大的激勵(lì)來(lái)開(kāi)展稅收競(jìng)爭(zhēng)。正是基于地方政府擁有相對(duì)獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)利益和對(duì)地方政府官員政績(jī)考核評(píng)價(jià)體系中的GDP導(dǎo)向，本文給出了稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)非零的基本假設(shè)。

1.2 稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為一正值，即給定省級(jí)政府的宏觀稅負(fù)與其他競(jìng)爭(zhēng)性省級(jí)政府的宏觀稅負(fù)正相關(guān)

從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的描述來(lái)看，中國(guó)各個(gè)地方政府的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)都呈不斷下降的趨勢(shì)，如北京的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)在1978年高達(dá)46%，此后稅負(fù)不斷下調(diào)，最低的時(shí)候在1995年僅為8%；安徽在1978年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)為20%，最低的時(shí)候如1994年、1995年僅為4%；甘肅在1978年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)是32%，而在1994年以后，稅負(fù)均保持在6%的水平①資料來(lái)源于《新中國(guó)55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2006～2007）。。而從全國(guó)的情況來(lái)看，1978～2006年，最高預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)為62%，最低預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)為3%，全國(guó)的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)為11%。同時(shí)，各個(gè)地方政府的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)也呈現(xiàn)出相同的趨勢(shì)。

正是基于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示出的全國(guó)各個(gè)省份平均宏觀稅負(fù)不斷下降的客觀事實(shí)，本文作出了第二個(gè)基本假設(shè)：稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為一正值，即給定省份下調(diào)宏觀稅負(fù)，與其競(jìng)爭(zhēng)的省份也會(huì)相應(yīng)下調(diào)宏觀稅負(fù)水平，反之亦然。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)

要測(cè)度稅收競(jìng)爭(zhēng)是否存在以及地方政府之間稅收競(jìng)爭(zhēng)的程度，首先必須構(gòu)建稅收競(jìng)爭(zhēng)的反應(yīng)函數(shù)模型。

在存在稅收競(jìng)爭(zhēng)的情況下，一個(gè)地區(qū)的稅率設(shè)置不僅取決于本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r、公共支出水平等因素，其它競(jìng)爭(zhēng)地區(qū)的稅率水平和結(jié)構(gòu)也會(huì)對(duì)該地區(qū)的稅率設(shè)置產(chǎn)生相當(dāng)重要的影響。但是給定地區(qū)的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手該如何確定呢？這是一個(gè)相當(dāng)關(guān)鍵的問(wèn)題。Case、Hines和 Rosen（1993）[3]關(guān)于各州間財(cái)政政策相互依賴(lài)的論文，被認(rèn)為是尋找美國(guó)內(nèi)陸所有州競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的一個(gè)初步嘗試。他們估計(jì)了美國(guó)內(nèi)陸從1970年到1985年的一個(gè)橫截面時(shí)間序列模型，在這個(gè)模型里面，一個(gè)州的支出被假定為是它自己的特性和一些處在相似情形州支出的函數(shù)。他們發(fā)現(xiàn)相似情形的州增加1美元的支出，一個(gè)州會(huì)增加自己的支出70美分。他們基于地理、個(gè)人平均所得、黑人占人口的百分比、農(nóng)業(yè)雇用人口百分比、制造業(yè)、服務(wù)或者貿(mào)易，試圖給出相似情形州的不同解釋。本文參照 Genser和 Weck-Hannemann（1993）、沈坤榮和付文林（2006）、Jan P.A.M.Jacobs（2007）[4]的處理方法，將其它所有省級(jí)政府都看作給定省級(jí)政府的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)象，并通過(guò)權(quán)重賦值的方式對(duì)競(jìng)爭(zhēng)省份的相對(duì)重要性進(jìn)行區(qū)分。

沈坤榮、付文林（2006）在估計(jì)中國(guó)省際間稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)的時(shí)候，采用的是Brueckner和Saavedra（2001）的空間滯后分析框架的簡(jiǎn)化模型[5][6]：

這里，ti為給定地區(qū)的稅率，tj為競(jìng)爭(zhēng)地區(qū)的稅率，Zi為由給定地區(qū)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征、公共支出水平等構(gòu)成的一個(gè)向量，wij為給競(jìng)爭(zhēng)地區(qū)進(jìn)行權(quán)重賦值的一個(gè)權(quán)重集，εi為誤差項(xiàng)，φ和θ是待估計(jì)的參數(shù)。本文亦采用這一模型來(lái)對(duì)稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

權(quán)重賦值的方法有很多，如地區(qū)鄰近程度、距離的倒數(shù)、地區(qū)之間的邊界長(zhǎng)度和邊界的人口密度等，本文選取地區(qū)之間鐵路距離的倒數(shù)來(lái)作為權(quán)重矩陣。距離方案能夠涵蓋各個(gè)地區(qū)之間的稅收競(jìng)爭(zhēng)。距離矩陣的要素wij可以寫(xiě)為[7]：

這里，dij反應(yīng)了地區(qū)i和j最大城市之間的距離，離地區(qū)i遠(yuǎn)的地區(qū)對(duì)i的稅率設(shè)置有較小的效應(yīng)。

2.2 變量解釋

從方程（1）來(lái)看，在稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)的估計(jì)中主要涉及到的變量有：因變量為給定省級(jí)政府的稅率；解釋變量為其他競(jìng)爭(zhēng)性省級(jí)政府稅率進(jìn)行加權(quán)以后的加總；控制變量為給定省級(jí)政府的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和財(cái)政支出狀況。下面分別對(duì)這些變量進(jìn)行詳細(xì)解釋。

2.2.1 給定省級(jí)政府的稅率

通常稅率有名義稅率、邊際有效稅率和平均有效稅率三種形式。本文采用了平均有效稅率作為模型中的因變量，即計(jì)算各個(gè)省份的預(yù)算收入占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重、預(yù)算外收入占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重、預(yù)算內(nèi)外收入之和占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重，這種度量方式可以把因?yàn)楦鞣N原因引起的稅收變動(dòng)都包含在里面。在中國(guó)各地方政府沒(méi)有稅收立法權(quán)的情況下，這是測(cè)度各省級(jí)政府之間隱性稅收競(jìng)爭(zhēng)的一個(gè)有效方法。本文的稅率指的是平均宏觀稅率，而不是指某一特定稅種如增值稅、營(yíng)業(yè)稅、企業(yè)所得稅的稅率。

2.2.2 其他競(jìng)爭(zhēng)性省級(jí)政府稅率進(jìn)行加權(quán)以后的加總

由于稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)主要考察其他競(jìng)爭(zhēng)性省級(jí)政府稅率的變化對(duì)給定省級(jí)政府稅率的影響，因此，本文一個(gè)相當(dāng)重要的任務(wù)是要確定稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)象的相對(duì)重要性程度。這就有必要對(duì)各競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的稅率進(jìn)行權(quán)重賦值，然后再進(jìn)行加總。本文采用鐵路距離權(quán)重來(lái)對(duì)各競(jìng)爭(zhēng)性省級(jí)政府的相對(duì)重要性進(jìn)行賦值，距離越近，在所有競(jìng)爭(zhēng)性省級(jí)政府中的相對(duì)重要性就越大。

2.2.3 控制變量

引起一個(gè)省級(jí)政府平均宏觀稅負(fù)變動(dòng)的因素不僅有其他競(jìng)爭(zhēng)性省份宏觀稅負(fù)的變化，還有其自身的一些重要經(jīng)濟(jì)社會(huì)特征，如果略掉這些因素，模型的解釋力將會(huì)大大降低。本文主要考慮了兩個(gè)重要的控制變量，一個(gè)是各個(gè)省級(jí)政府的人均GDP，這個(gè)指標(biāo)能夠反映一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，一般來(lái)說(shuō)，稅率的高低與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r具有強(qiáng)相關(guān)關(guān)系；另外一個(gè)控制變量是各省級(jí)政府的人均公共支出水平，因?yàn)槭杖牒椭С鼍哂幸欢ǖ膶?duì)應(yīng)關(guān)系，這個(gè)指標(biāo)在模型中不可或缺。

2.3 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要采用1992年和2006年的截面數(shù)據(jù)來(lái)估計(jì)稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)，其中1992年的原始數(shù)據(jù)來(lái)自于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編：1949～2004》和1995年《中國(guó)財(cái)政年鑒》，2006年的原始數(shù)據(jù)來(lái)自于2007年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和2007年《中國(guó)財(cái)政年鑒》。這些原始數(shù)據(jù)主要包括生產(chǎn)總值、一般預(yù)算收入、預(yù)算外資金收入、一般預(yù)算支出、人口狀況、人均地區(qū)生產(chǎn)總值。另外，為了計(jì)算權(quán)重矩陣，還需要各省會(huì)城市之間的鐵路距離數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來(lái)源于1994年版的《中國(guó)交通營(yíng)運(yùn)里程圖》。

由于海南是一個(gè)孤島，其特殊的地理位置使得它跟其他省級(jí)政府的交互作用較小，所以在做截面數(shù)據(jù)分析的時(shí)候，去掉了海南省。而西藏由于其特殊的政治、經(jīng)濟(jì)原因，也被從分析當(dāng)中剔除掉了。在做截面數(shù)據(jù)回歸的過(guò)程中，還會(huì)根據(jù)具體情況，相應(yīng)剔除一些異常值，這在后面會(huì)詳細(xì)交待。

模型中需要運(yùn)用到31個(gè)省級(jí)政府的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)、鐵路距離權(quán)重、加權(quán)的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、加權(quán)的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)和加權(quán)的預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)等數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)全部由筆者根據(jù)搜集到的原始數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

3 估計(jì)結(jié)果

3.1 關(guān)于計(jì)量問(wèn)題的幾點(diǎn)說(shuō)明

在稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)的估計(jì)中，有兩大需要解決的難題：內(nèi)生性和異方差。由于解釋變量是各競(jìng)爭(zhēng)性省份的平均宏觀稅負(fù)，它們同時(shí)進(jìn)入方程，這意味著我們必須對(duì)內(nèi)生性進(jìn)行控制。在這種情況下，普通最小二乘估計(jì)不再是一致估計(jì)，因?yàn)樵诮忉屪兞亢蜌埐钪g存在相關(guān)性。本文采用了Kelejian和Prucha（1998）的做法，運(yùn)用對(duì)各競(jìng)爭(zhēng)性省份的平均宏觀稅負(fù)進(jìn)行加權(quán)的辦法來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)于異方差問(wèn)題，本文的解決方法是在對(duì)殘差進(jìn)行White異方差檢驗(yàn)以后，再進(jìn)行加權(quán)最小二乘估計(jì)。

通常，我們建立的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型都是有截距項(xiàng)的，除非有非常強(qiáng)的先驗(yàn)性預(yù)期，才建立無(wú)截距項(xiàng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型[8]。但是，從國(guó)外關(guān)于稅收競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證文獻(xiàn)來(lái)看，計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的設(shè)定中通常都是沒(méi)有截距項(xiàng)的[9]，這主要是因?yàn)樵诙愂崭?jìng)爭(zhēng)反應(yīng)函數(shù)中，因變量和解釋變量都是稅率，而稅率必定是一個(gè)小于1大于零的數(shù)值 （極端情況下也許會(huì)出現(xiàn)負(fù)值，但這是特例），總而言之，因變量和解釋變量都非常小，接近于零，這是無(wú)截距項(xiàng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的特征之一。模型選取的原則是寧可取偽也不可棄真，所以建立無(wú)截距項(xiàng)的模型應(yīng)非常慎重。本文采信的是無(wú)截距項(xiàng)的回歸結(jié)果，但是在截面數(shù)據(jù)模型的回歸中，同時(shí)給出了有截距項(xiàng)和無(wú)截距項(xiàng)的情形，這樣做的目的是通過(guò)對(duì)比，看哪種模型得到的結(jié)果更可靠、更符合經(jīng)濟(jì)直覺(jué)。

3.2 估計(jì)結(jié)果

3.2.1 預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

為了對(duì)比分稅制改革前后中國(guó)各省級(jí)政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)的情況，本文所有的回歸分析都選取了1992年和2006年兩個(gè)年份的截面數(shù)據(jù)，并把這兩個(gè)年份的回歸結(jié)果放在了同一張表格中，方便進(jìn)行比較。當(dāng)然，兩個(gè)年份的截面數(shù)據(jù)估計(jì)也都同時(shí)給出了有截距項(xiàng)和無(wú)截距項(xiàng)的回歸結(jié)果，這樣可以清晰地看到這兩種模型所得到的結(jié)果存在著的差異。

表1 預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

從表1的回歸結(jié)果可以看出，1992年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)反應(yīng)函數(shù)模型中，在有截距項(xiàng)的情況下：回歸常數(shù)為0.101，在10%水平上顯著；稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為-0.317，是個(gè)負(fù)值，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.456，標(biāo)準(zhǔn)誤差甚至大于稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)本身的絕對(duì)值；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是個(gè)負(fù)值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正；R2為0.935，調(diào)整的R2為0.896，模型擬合的效果較好。但是在沒(méi)有截距項(xiàng)的情況下，運(yùn)用同樣的估計(jì)方法所得到的回歸結(jié)果卻存在很大的差異：稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為0.679，是個(gè)正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，只有0.06，這與有截距項(xiàng)的情況根本不同，經(jīng)濟(jì)學(xué)上的意義也就南轅北轍了；人均生產(chǎn)總值和人均公共支出分別對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)回歸系數(shù)值的符號(hào)，與有截距項(xiàng)的情形是一致的，只是值的大小存在差異，且前者比后者的顯著性水平要高得多；R2為0.753，調(diào)整的R2為0.704，模型擬合的效果較好。

再看2006年的截面數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果。在有截距項(xiàng)的情形下：回歸常數(shù)是0.055，在1%水平上顯著；稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為0.035，是個(gè)正值，但結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很大，達(dá)到0.053；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.998，調(diào)整的R2為0.997，模型擬合的效果很好。而在沒(méi)有截距項(xiàng)的情況下：稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)是0.733，在1%水平上顯著為正；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.983，調(diào)整的R2為0.981，模型擬合的效果很好。

3.2.2 預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

表2 預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

從表2的回歸結(jié)果可以看出，在1992年的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)反應(yīng)函數(shù)模型中，在有截距項(xiàng)的情況下：回歸常數(shù)是0.085，在1%水平上顯著；稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為-0.232，是個(gè)負(fù)值，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.218；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)；人均公共支出對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.941，調(diào)整的R2為0.922，擬合的效果很好。而在沒(méi)有截距項(xiàng)的情形中，稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為0.639，是個(gè)正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，只有0.019；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)為負(fù)值，與有截距項(xiàng)的情形一致，但結(jié)果并不顯著；人均公共支出對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)與有截距項(xiàng)的情形一致，只是標(biāo)準(zhǔn)誤差不同；R2為0.994，調(diào)整的R2為0.993，模型擬合的效果很好。

2006年的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)競(jìng)爭(zhēng)模型中，在有截距項(xiàng)的情形下：回歸常數(shù)是0.018，在5%水平上顯著；稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為0.633，在5%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.232；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)為正值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)；R2為0.959，調(diào)整的R2為 0.943，模型擬合的效果很好；但是在有截距項(xiàng)的情形下，D.W統(tǒng)計(jì)值達(dá)到了4.13，遠(yuǎn)遠(yuǎn)偏離了正常軌道。而在沒(méi)有截距項(xiàng)的情形中：稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為1.148，在1%水平上顯著為正，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.071；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正；人均公共支出對(duì)預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)；R2為0.959，調(diào)整的R2為0.943，模型擬合的效果很好。

3.2.3 預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

表3 預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)截面數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

從表3的回歸結(jié)果可以看出，在1992年的預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)反應(yīng)函數(shù)模型中，在有截距項(xiàng)的情形下，回歸常數(shù)為0.131，在5%水平上顯著；稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為-0.005，是個(gè)負(fù)值，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差非常大，達(dá)到0.247；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.994，調(diào)整的R2為0.992，模型擬合的效果很好。而在沒(méi)有截距項(xiàng)的情形中：稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為0.733，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.025；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.990，調(diào)整的R2為0.988，模型擬合的效果很好。

再看2006年的截面模型。在有截距項(xiàng)的情形下：回歸常數(shù)為0.093，在1%水平上顯著；稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為-0.033，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差非常大，達(dá)到0.238；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)為負(fù)值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.969，調(diào)整的R2為0.960，模型擬合的效果很好。而在沒(méi)有截距項(xiàng)的情形中：稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)為0.808，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.023；人均生產(chǎn)總值對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)；人均公共支出對(duì)預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.994，調(diào)整的 R2為0.993，模型擬合的效果很好。

4 研究結(jié)論

根據(jù)本文前面所給出的估計(jì)結(jié)果，可以看到，在有截距項(xiàng)的情形下，1992年的所有模型得到的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)均為負(fù)值，且結(jié)果均不顯著，標(biāo)準(zhǔn)誤差異常大，有的甚至超過(guò)了系數(shù)值本身，可信度很低；而2006年的模型得到的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)有兩個(gè)為正，一個(gè)為負(fù)，其中一個(gè)正的反應(yīng)系數(shù)在5%水平上顯著，另外兩個(gè)反應(yīng)系數(shù)均不顯著，同樣的，它們的標(biāo)準(zhǔn)誤差都很大，除了在5%水平上顯著為正的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)，其他兩個(gè)稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差都超過(guò)了系數(shù)值本身，可信度也很低。再對(duì)照沒(méi)有截距項(xiàng)的情形，無(wú)論是在1992年的所有模型中，還是在2006年的所有模型中，稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且它們的標(biāo)準(zhǔn)誤差都很小，可信度很高，應(yīng)該說(shuō)，這個(gè)結(jié)果跟現(xiàn)實(shí)情況是比較吻合的，即各省級(jí)政府為了吸引流動(dòng)要素進(jìn)入本轄區(qū)，促進(jìn)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，紛紛采取了各種或明或暗的減稅措施，它們進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)所采取的策略行為方向是一致的。另外，根據(jù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)三種競(jìng)爭(zhēng)模型中，2006年的截面數(shù)據(jù)得到的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)均大于1992年的稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)，這說(shuō)明進(jìn)行分稅制改革以后，中國(guó)各省級(jí)政府間的稅收競(jìng)爭(zhēng)越來(lái)越激烈。不過(guò)，無(wú)論在有截距項(xiàng)的模型中，還是在無(wú)截距項(xiàng)的模型中，雖然人均生產(chǎn)總值、人均公共支出分別對(duì)各平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)值是不同的，但它們的符號(hào)卻是一致的，這說(shuō)明有無(wú)截距項(xiàng)對(duì)人均生產(chǎn)總值和人均公共支出的回歸系數(shù)并無(wú)方向性的影響。

本文的關(guān)鍵性研究結(jié)論是，無(wú)論是在分稅制改革以前還是在分稅制改革以后，各省級(jí)政府間的各種稅收競(jìng)爭(zhēng)反應(yīng)系數(shù)均為正值，它們相互間采取的是同方向的稅收競(jìng)爭(zhēng)策略，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中就表現(xiàn)為各省級(jí)政府間通過(guò)競(jìng)相減稅來(lái)吸引流動(dòng)要素的進(jìn)入；而且分稅制改革以后各省級(jí)政府之間的稅收競(jìng)爭(zhēng)較之分稅制改革以前更加激烈。該研究結(jié)論與我國(guó)的實(shí)際狀況基本上是一致的。

[1]Charles M.Tiebout.A Pure Theory of Local Expenditures[J].The Journal of Political Economy,1956，64（5）.

[2]I.Daria Crisan.An Empirical Investigation of Tax Competition between Canadian Provinces[J].IAPR Technical Paper Series,2007,(1).

[3]Case A.C.Rosen H.S.,Hines J.R.Budget Spillovers and Fiscal Policy Interdependence：Evidence from the States[J].Journal of Public Economics，1993，（52）.

[4]Jan P.A.M.Jacobs,Jenny E.Ligthart,Hendrik Vrijburg.Consumption Tax Competition Among Governments：Evidence from the U-nited States[C].Working Paper，2007.

[5]David E.Wildasin.Fiscal Competition：An Introduction[EB/OL].http://tanstaafl.gws.uky.edu/～wildasin/pub/pub.html，2002.

[6]Jan K.Brueckner.Strategic Interaction among Governments：An Overview of Empirical Studies[J].International Regional Science Review，2003，26（2）.

[7]I.Daria Crisan.An Empirical Investigation of Tax Competition Between Canadian Provinces[C].IAPR Technical Paper Series，2007.

[8]白雪梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中若干具體問(wèn)題的分析[J].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2003，（6）.

[9]Brueckner.Strategic Interaction among Governments:An Overview of Empirical Studies[J].International Regional Science Review，2003，26（2）.

（責(zé)任編輯/亦 民）

F224.7

A

1002-6487（2010）17-0084-04

袁浩然（1976-），女，湖南常德人，博士，講師，研究方向：財(cái)稅理論與政策。