馬蔡琛　鄭改改

摘要：由于生產(chǎn)要素的流動性，地方政府往往會受到空間地理上鄰近地區(qū)稅收政策的影響。通過空間計量面板數(shù)據(jù)模型與1998—2010年的省際面板數(shù)據(jù)分析研究顯示，我國各省在企業(yè)和個人所得稅方面，存在明顯的稅收競爭，地方政府間的所得稅競爭顯著，呈現(xiàn)空間策略互補的特征。

關鍵詞：稅收競爭；空間計量分析；省際面板數(shù)據(jù)；地方政府

中圖分類號：F810.42 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2014）05-0087-06

隨著我國市場開放度與地區(qū)關聯(lián)性不斷增強，生產(chǎn)要素流動與重組日益深化，客觀上加劇了地方政府間的稅收資源競爭。我國稅法對特定區(qū)域、出口、高科技、中小企業(yè)等提供的各類稅收優(yōu)惠政策，也使地方政府具有一定的稅收競爭空間。由于生產(chǎn)要素的流動性，地方政府在采行某項稅收政策時，往往受到空間地理上鄰近地區(qū)政策的影響。本文對政府間稅收競爭的空間計量分析，采用省級面板數(shù)據(jù)和Matlab空間計量軟件，根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果建立空間計量面板數(shù)據(jù)模型，進而探討地方政府稅收競爭的策略互動模式。

一、文獻綜述

在發(fā)達市場經(jīng)濟國家，地區(qū)間稅收競爭的研究由來已久。Tiebout（1956）較早關注了地區(qū)間競爭問題，在其之后相關研究日益深化。其中，進入21世紀以來的稅收競爭研究主要包括：Brueckner和Saavedra（2001）①、Hernandez-Murillo（2003）、Coughlin（2006）、Jacobs（2007）等的研究結(jié)果，與早期研究結(jié)論類似，認為稅收競爭中存在策略互補特征，有所不同的是以彈性系數(shù)度量的競爭程度存在差別，近期研究則更側(cè)重于具體稅種的分析。Hettich和Winer（1999）揭示了稅收競爭中的策略替代證據(jù)；而Rork（2003）、Frederiksson等（2003）、Chirinko和Wilson（2007）②則發(fā)現(xiàn)了混合結(jié)果。上述文獻大多基于美國的數(shù)據(jù)展開研究，且多使用空間滯后模型，即認為地方政府間的稅收競爭存在空間關聯(lián)性。此外，還有利用歐洲各國的數(shù)據(jù)展開的研究（如表1所示）。

表1的研究表明地方政府間稅收競爭存在著空間策略互補的特征，且競爭程度較為顯著。上述研究中多使用稅收反應函數(shù)③，這與本文使用的空間計量面板數(shù)據(jù)模型存在一定相似性，但西方學者的研究變量多為稅率，而依據(jù)中國的現(xiàn)實，地方政府通常缺少稅率的決定權(quán)，較適合的變量是稅收負擔水平（即地區(qū)稅收收入/GDP）。

國內(nèi)對于地方政府間稅收競爭的研究，最近幾年才開始興起。由于我國稅收立法權(quán)高度集中，討論地區(qū)間的策略性征稅行為存在一定的困難。近年來，政府間稅收競爭的國內(nèi)研究主要有：沈坤榮、付文林（2006）運用空間滯后模型，分析了中國政府間稅收競爭呈現(xiàn)空間策略替代性特征④，但因截面數(shù)據(jù)使用的樣本量過少，實證分析的結(jié)果存在某些不穩(wěn)定性。解堊（2007）選用1997—2004年30個省的面板數(shù)據(jù)，得出省級政府間稅收競爭存在空間策略互補特征，李聆佳（2008）利用省級面板數(shù)據(jù)也得出了同樣的結(jié)論。李永友、沈坤榮（2008）用2005年的截面數(shù)據(jù)與1995年的截面數(shù)據(jù)對比，發(fā)現(xiàn)我國省際稅收競爭呈現(xiàn)策略互補特征，且各省份的稅收競爭程度顯著下降。王守坤、任保平（2008）選取1978—2006年的各省面板數(shù)據(jù)⑤，利用工具變量法（2SLS），也發(fā)現(xiàn)我國政府間稅收競爭表現(xiàn)為策略互補模式。康鋒莉（2008）的研究結(jié)果也表明，地理位置上相鄰的省份在稅收競爭上存在策略互補性特征。張宇麟、呂旺弟（2009）采用空間計量模型，對1994—2007年省級面板數(shù)據(jù)進行回歸，發(fā)現(xiàn)省際稅收競爭反應函數(shù)斜率為正，說明省際稅收競爭呈現(xiàn)空間策略互補特征。袁浩然（2010）利用1992年和2006年省級截面數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果表明，在分稅制之前和之后，我國都存在稅收競爭，且均呈現(xiàn)空間策略互補的競爭模式。袁浩然、歐陽峣（2012）根據(jù)1978—2006年的面板數(shù)據(jù)分析得出，分稅制之后的稅收競爭更為激烈。李文、胡菲菲（2013）運用稅收反應函數(shù)對1992—2009年省級面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)各省之間的稅負水平呈現(xiàn)高度正相關性，即地方政府間的稅收競爭存在空間策略互補特征。

當前國內(nèi)的政府間稅收競爭研究，主要集中于稅收總量的計量分析，較少涉及分稅種的競爭呈現(xiàn)何種狀態(tài)及其成因。本文擬采用空間面板數(shù)據(jù)模型，分析我國流轉(zhuǎn)稅（增值稅和營業(yè)稅）及所得稅（個人所得稅和企業(yè)所得稅）的稅收競爭情況，其研究結(jié)論更具精細化特色。

二、我國省際稅收競爭的實證分析

（一）變量和數(shù)據(jù)來源

本文擬采用Matlab軟件對于1998—2010年我國省級空間面板數(shù)據(jù)進行分析，并利用計量結(jié)果，討論地方政府間各稅種的競爭策略互動模式。在模型建立過程中，使用的變量設置如下：

1. 被解釋變量的選取?；谡卫斫Y(jié)構(gòu)的特殊性，我國的地方政府甚少稅率決定權(quán)，稅收競爭主要通過各種非稅政策來體現(xiàn)，故本文以各稅種的稅收負擔水平來代替稅率，重點考察稅收總額、增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅及個人所得稅的稅收競爭情況。其中，總體稅收負擔水平采用各省稅收收入占當年GDP的比重來表示，記為fis_gdp；增值稅的負擔水平用各省的增值稅收入占當年GDP的比重來表示，記為vat_gdp；營業(yè)稅、企業(yè)所得稅及個人所得稅的負擔水平計算方法與增值稅相似，分別記為opt_gdp，eipt_gdp，iit_gdp。各稅種的稅收收入均為預算內(nèi)收入，GDP為按當年價計算的數(shù)值。

2. 解釋變量的選取。解釋變量選取的是影響各稅種的相關因素，主要包括人均實際GDP、人口密度、開放度、城市化水平、固定資產(chǎn)投資比例、人口結(jié)構(gòu)、人力資本水平及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平。

人均實際GDP是衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的特征變量，反映當?shù)囟愒吹呢S裕程度；本文研究的時間起點為1998年，故以1998年為不變價并通過GDP平減指數(shù)處理后，作為各地人均實際GDP水平，記為pgdp⑥，單位是萬元/人。人口密度是外生的區(qū)域特征，反映了公共服務需求規(guī)模的大小，以地區(qū)人口總數(shù)/地區(qū)面積，記為pop_den，單位是萬人/平方公里。開放度表示一個地區(qū)的經(jīng)濟開放水平，用進出口總額占當?shù)禺斈闓DP的比例表示，記為open。城市化水平采用非農(nóng)業(yè)人口/當?shù)乜側(cè)丝跀?shù)的比例來表示，記為urban。固定資產(chǎn)投資比例采用全社會固定投資占當年GDP的比例來表示，記為invest。人力資本水平體現(xiàn)為高校在校生占當?shù)乜側(cè)丝诘谋壤?，記為SS。人口結(jié)構(gòu)以青年撫養(yǎng)率（0-14歲人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)）和老年撫養(yǎng)率（65歲以上人口數(shù)/15-64歲人口數(shù)）來表示，分別記為youth和old。我國的稅收主要來源于二、三產(chǎn)業(yè)，且第一產(chǎn)業(yè)對于稅收收入的貢獻日益減少，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來表示，記為first。endprint

3. 空間權(quán)重矩陣的選取?？臻g權(quán)重矩陣的設立方法，不僅有針對鄰接、距離的權(quán)重建立方法，也有關于經(jīng)濟變量的經(jīng)濟權(quán)重矩陣以及其他復雜的組合形式。但因經(jīng)濟權(quán)重矩陣會導致模型的內(nèi)生性，0，1權(quán)重矩陣則存在一定的局限性⑦，因此，本文采用基于空間地理距離的空間權(quán)重矩陣。其具體形式為：

wij=■ i≠j0 i=j （i=1，2，…，28；j=1，2，…，28）（1）

其中，dij為地區(qū)i的省會城市和地區(qū)j的省會城市之間的直線距離。這是依據(jù)Toler（1970）的地理學第一定理（First Law of Geography）而設立的，即任何事物在空間上均是相關的：距離越近，關聯(lián)程度越強；反之，距離越遠，關聯(lián)程度越弱。本文重點關注各地區(qū)基于空間距離因素而產(chǎn)生的稅收競爭策略互動模式。

本文選用1998—2010年的面板數(shù)據(jù)，基于數(shù)據(jù)完整性，暫未包括西藏自治區(qū)和海南省的數(shù)據(jù)，并將四川省和重慶市合并考慮。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國稅務年鑒》《中國人口和就業(yè)年鑒》等官方數(shù)據(jù)。

三、分稅種的稅收競爭策略互動模式的實證分析

首先，根據(jù)省級面板數(shù)據(jù)進行空間自相關檢驗，采用常用且結(jié)果較穩(wěn)定的Morans I指數(shù)檢驗，判斷分稅種是否存在空間相關關系及相關程度；其次，判斷空間計量模型的形式：采用普通最小二乘法（OLS）對數(shù)據(jù)進行計量分析，并在此基礎上進行LM檢驗，根據(jù)結(jié)果選擇合適的空間計量模型；第三，判斷面板數(shù)據(jù)模型的形式，主要采用Hausman檢驗，探究固定效應或隨機效應模型的選擇；最后，基于以上模型設計，構(gòu)造空間面板模型并展開計量檢驗和結(jié)果分析。

（一）空間自相關檢驗

通過對各稅種負擔水平的空間相關關系進行初步檢驗，觀察是否存在空間相關關系（依賴性或異質(zhì)性），以及相關關系的大小和顯著性程度。本文采用Morans I指數(shù)檢驗⑧，對于各稅種的空間自相關檢驗結(jié)果如表2所示：

表2顯示了省際宏觀稅負水平之間的Morans I指數(shù)為0.101，且Z統(tǒng)計量的P檢驗值為0，表明前述28個省份的宏觀稅負水平，在空間分布上具有顯著的正相關關系（空間依賴性），某一地區(qū)的稅收負擔水平會受到位置相近地區(qū)的正向影響。同時，增值稅、企業(yè)所得稅及個人所得稅的稅負水平在空間上也存在顯著的正相關性，但營業(yè)稅在空間上的相關性不顯著。這表明對于我國各地稅收負擔水平的研究中，不能僅從時間維度考慮，也應考慮地理空間上的相關性。

（二）空間計量模型的選取

空間計量模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和混合模型。在實際運用當中，通常使用的是前兩種⑨。通常，根據(jù)Anselin的判斷準則⑩進行選擇，使用的方法是LM檢驗。在Matlab中，首先應用普通最小二乘法（OLS）對數(shù)據(jù)進行計量分析，得出LM的統(tǒng)計量及其顯著性結(jié)果（如表3所示）。

表3中LMLAG檢驗的原假設為變量之間不存在空間滯后關系，LMERR檢驗的原假設為變量的誤差項之間不存在空間滯后關系，若統(tǒng)計量顯著，則表明拒絕原假設（即變量之間或變量的誤差項之間存在空間滯后關系）。R-LMLAG和R-LMERR是原假設穩(wěn)健性的檢驗。根據(jù)模型判定準則，宏觀稅負的LMLAG比LMERR顯著，同時，R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，政府間的宏觀稅負水平存在空間滯后關系。因而，在選取模型時，比較適合采用空間滯后模型。同樣，我們分析選取的增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅和個人所得稅的稅負水平之間也存在空間滯后關系，同樣更適合使用空間滯后模型。因此，本文對模型（1）—（5）采用的空間計量模型，均為空間滯后模型。

（三）面板數(shù)據(jù)模型的選取

我們使用Hausman檢驗結(jié)果，來判定固定效應模型和隨機效應模型的選取。{11}對所收集的空間面板數(shù)據(jù)進行分析，得到如表4所示的檢驗結(jié)果：

表4的Hausman檢驗結(jié)果中，5個變量的小概率P值均小于1%的顯著性水平，拒絕“使用隨機效應更好些”的原假設，因此應選擇固定效應模型分析面板數(shù)據(jù)。

（四）模型建立及實證檢驗結(jié)果

基于上述分析，本文選取空間滯后模型及固定效應面板數(shù)據(jù)模型，即固定效應的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型。根據(jù)前文選取的解釋變量和被解釋變量，模型構(gòu)造如下：

y=？琢+？籽Wy+x1lnpgdp+x2first+x3invest+x4urban+x5SS+x6youth+x7old+x8lnpop_den+x9open+？著 （2）

其中，y是被解釋變量向量，包括宏觀稅負水平和增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅和個人所得稅的稅負水平。xj，j=1，2，…，9為各自變量的系數(shù)。？籽是稅收反應系數(shù)，若？籽>0且顯著，則表明政府間的稅收競爭存在空間策略互補特征，即采取相同方向的稅收政策；若？籽<0且顯著，則表明政府間的稅收競爭存在空間策略替代特征，即采取方向相反的稅收政策；若？籽=0或？籽不顯著，則表明政府之間不存在稅收競爭或稅收政策是獨立或隨機的，不存在空間上的相關性。

將1998—2010年間28個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）的數(shù)據(jù)，在空間滯后面板數(shù)據(jù)模型中進行分析，得到回歸結(jié)果（如表5所示）。固定效應的空間滯后面板數(shù)據(jù)模型得出的結(jié)果，較之OLS方法得出的結(jié)果，擬合優(yōu)度具有明顯改進，且對數(shù)似然值均較大，說明采用空間面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果比較可信。

2002年以來，我國的企業(yè)所得稅和個人所得稅在中央與地方間的分享方式發(fā)生了變化，針對這一變化對政府間稅收競爭的影響，將企業(yè)所得稅和個人所得稅分為1998—2001年和2002—2010年兩個時期來加以分析。模型的建立方式和模型（2）一樣{12}，得到適合的模型同樣是空間滯后面板數(shù)據(jù)模型，表6是兩個時期內(nèi)企業(yè)所得稅和個人所得稅的回歸結(jié)果{13}。endprint

（五）回歸結(jié)果的分析

1. 空間滯后變量系數(shù)的解釋。表5的回歸結(jié)果顯示，我國省際總宏觀稅負、企業(yè)所得稅及個人所得稅的空間滯后變量的系數(shù)顯著為正，而增值稅和營業(yè)稅的空間滯后變量的系數(shù)不顯著。這表明我國各省之間在總體稅收和所得稅（企業(yè)所得稅和個人所得稅）方面，存在比較明顯的稅收競爭，且表現(xiàn)為空間策略互補模式。周邊省份宏觀稅負的變動會正向地影響該省的政府稅收決策。同時，省際增值稅和營業(yè)稅等流轉(zhuǎn)稅的稅收競爭較弱，而企業(yè)所得稅和個人所得稅的稅收競爭較強。造成這種結(jié)果的原因，大致有以下幾個方面：

增值稅作為中央和地方共享稅，地方政府所占份額較少。作為中央財政收入的主要來源之一，我國增值稅的制度建設也比較完善，其優(yōu)惠政策主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)和資源綜合利用行業(yè)、文化產(chǎn)業(yè)等方面，對于稅收收入的影響并不是特別明顯。地方政府在增值稅方面的競爭渠道較少且效果相對不顯著，因而增值稅的競爭也就相對較少。

營業(yè)稅不同于增值稅和企業(yè)所得稅，基本上是完全意義上的地方稅種，且收入較為穩(wěn)定。在地區(qū)間稅收競爭中，營業(yè)稅的競爭對地方財政收入變化影響很大，且更易進行有針對性的操作，導致地方政府在營業(yè)稅收入上難免出現(xiàn)惡性競爭。這會導致社會福利損失及財政收入乏力，從而抵消其收益效應。對于較為成熟的地方政府而言，在運用營業(yè)稅競爭時會比較謹慎，在實際中，反而不會過多地受相鄰地區(qū)政策變化的影響。

企業(yè)所得稅作為中央與地方共享稅，也是地方財政的重要收入來源。地方政府為實現(xiàn)利益最大化，吸引外部資金流入，會對企業(yè)和資本實行稅收優(yōu)惠制度或投資配套優(yōu)惠措施。合理的企業(yè)所得稅會提高當?shù)氐馁Y本存量，增加社會產(chǎn)出和經(jīng)濟效益，提高產(chǎn)業(yè)資本的流動性及集聚力，創(chuàng)造更多就業(yè)機會?？紤]到企業(yè)所得稅競爭的有益效果，同時國家對于引進資本也有相應的優(yōu)惠措施，地方政府會積極運用這些措施。

個人所得稅從2002年起也成為中央和地方共享稅，其主要來源是技術工人和高收入人群，明智的地方政府為了吸引這些專業(yè)人才，往往采取各種政策來降低其實際稅負。就勞動力流動而言，高收入群體更加注重邊際稅率的高低，且遷移成本較低。目前，中國正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)深度調(diào)整過程中，各地均致力于吸引人才，通過設法降低個人實際邊際稅負，突出個人所得稅的稅基拓展效應。

從表6的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，2002年前，企業(yè)所得稅和個人所得稅的稅負水平的空間滯后變量數(shù)值不顯著。2002年后，相應空間滯后變量的系數(shù)顯著為正。這表明2002年后各省在企業(yè)所得稅和個人所得稅的稅收競爭中，呈現(xiàn)空間策略互補特征（即某省的稅收政策會受到空間上鄰近地區(qū)稅收政策的正向影響），政府間的所得稅競爭變得更加顯著。

綜上所述，地方政府間流轉(zhuǎn)稅的稅收競爭不明顯，而所得稅的競爭比較顯著，且表現(xiàn)為空間策略互補特征。

2. 對于重要解釋變量的解釋。人均實際GDP和經(jīng)濟開放度與宏觀稅負水平、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅及個人所得稅的稅負水平之間系數(shù)均顯著為正。其原因在于，經(jīng)濟開放度高或者較富裕地區(qū)的稅源較為豐富，導致稅收占GDP的比重也較高。

第一產(chǎn)業(yè)比重的提升，會顯著降低增值稅的稅負水平，提高營業(yè)稅的稅負水平，表明我國增值稅和營業(yè)稅的稅負水平，受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響較大。

社會固定資產(chǎn)投資比例的提高，將降低增值稅和企業(yè)所得稅的稅負水平，提升營業(yè)稅的稅負水平。根據(jù)我國固定資產(chǎn)投資的現(xiàn)狀，受影響的稅種主要包括建筑安裝營業(yè)稅等相關稅收，其比例的上升會導致營業(yè)稅收入增加，進而提高稅負水平。同時，增加社會固定資產(chǎn)投資，會增加政府的支出，在廣義上可能會減少企業(yè)留利，導致相應稅種的稅負下降。

城鎮(zhèn)化程度會顯著降低企業(yè)所得稅的稅負水平。在城鎮(zhèn)化過程中，政府為了吸引更多外部資金流入，推進地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚，會借助企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策，降低企業(yè)的投資成本，從而降低了企業(yè)所得稅的稅負水平。

人口密度增大會提高稅負水平，這表明人口密度對于社會產(chǎn)出的影響，大于對公共產(chǎn)品需求的影響水平。人口結(jié)構(gòu)年輕化將提升宏觀稅負水平以及營業(yè)稅和企業(yè)所得稅的宏觀稅負水平，降低增值稅的稅負水平。人口結(jié)構(gòu)的老齡化會顯著提高增值稅、營業(yè)稅的稅負水平，降低企業(yè)所得稅的稅負水平。人口老齡化不僅意味著勞動力的減少，也意味著政府的支出增加，因此，各級地方政府應采取有效措施，妥善應對日趨嚴重的人口老齡化問題。

注釋：

①Brueckner和Saavedra（2001）利用美國波士頓地區(qū)的70個城市的數(shù)據(jù)，對地區(qū)間財產(chǎn)稅的策略性進行分析，采用的是空間滯后模型。

②Chirinko和Wilson（2007）利用美國48個州在1969—2004年的面板數(shù)據(jù)，研究資本稅政策的決定因素。

③稅收反應函數(shù)：ti=？茁0+？茁1■wijtj+？茲Xi+？滋i，其中？茁0、？茁1、？茲是未知的參數(shù)，？茁1是反應函數(shù)的斜率，反映地區(qū)間稅收競爭的強度。wij是空間權(quán)重矩陣的元素，反映其他地區(qū)j的稅率對地區(qū)i的稅率的相對重要性，Xi是地區(qū)i的其他社會經(jīng)濟特征變量。

④稅收競爭呈現(xiàn)空間策略互補特征是指，地方政府在稅收競爭時，采取的是相同方向的稅收政策；稅收競爭呈現(xiàn)空間策略替代特征是指，地方政府在稅收競爭時，采取的是相反方向的稅收政策。

⑤截面數(shù)據(jù)是采用某特定時點的數(shù)據(jù)，存在一定的偶然性，可能會使結(jié)果與實際存在較大的出入。面板數(shù)據(jù)是采用某段時間的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)的連續(xù)性可以消除特定時點帶來的擾動。同時，面板數(shù)據(jù)的樣本量一般要遠遠大于截面數(shù)據(jù)的樣本量，這使得分析結(jié)果更為穩(wěn)定。因此，本文使用的是面板數(shù)據(jù)，以期更符合實際。

⑥在計量分析時，此處的人均GDP和下文的人口密度，采用的均是對數(shù)數(shù)據(jù)，即lnpgdp和lnpop_den。

⑦由于空間鄰接矩陣認為不相鄰的地區(qū)之間不存在相關性，故對Morans I 指數(shù)沒有貢獻，與實際情況存在出入。endprint

⑧Morans I的表達式為： Moran′s I=■×■，■=■■xi。若Morans I>0，表示地區(qū)之間的觀察值表現(xiàn)為空間正相關關系；若Morans I<0，則表明地區(qū)之間的觀察值表現(xiàn)為空間負相關關系；如果Morans I接近于0，則表明地區(qū)之間的觀察之間不存在空間自相關關系。同時，另一種檢驗方法為：當Z值為正且顯著（依據(jù)P檢驗值的大小判斷）時，表明存在正的空間自相關；反之，則存在負相關。

⑨空間滯后模型（SAR）表達式為：y=？籽W1y+X？茁+？著？著～（0，？滓2IN）；空間誤差模型（SEM）的表達式為：y=X？茁+？孜？孜=？姿W？孜+？著？著～（0，？滓2IN）。式中，y是N×1的向量，代表被解釋變量向量。X是N×K的數(shù)據(jù)矩陣，代表解釋變量。？籽是空間滯后因變量W1y的系數(shù)。？茁反映解釋變量對因變量y變化產(chǎn)生的影響。w1和w均是N×N維空間權(quán)重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項？著的空間自回歸過程相關。

⑩Anselin關于空間計量模型的選取準則：如果LMLAG比LMERR更顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則應采用的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG更顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則適合的模型為空間誤差模型。

{11}Hausman的檢驗原理為：將原假設定采用隨機效應的面板數(shù)據(jù)模型更好些。如果檢驗結(jié)果為接受原假設，表明使用隨機效應模型更為合理，而如果拒絕原假設，則應選擇固定效應的模型。

{12}由于篇幅有限，本文對于分時期的模型建立過程省略。

{13}該部分主要是分析2002年前后企業(yè)所得稅和個人所得稅的空間滯后變量的變化情況，故在回歸結(jié)果中只截取了關于滯后變量的系數(shù)和檢驗值以及模型的總體檢驗情況。

參考文獻：

[1]Tiebout，Charles. A Pure Theory of Local Expenditure[J].Journal of Political Economy，1956，（44）.

[2]Brueckner，J.K.， L.A.Saavedra. Do local governments engage in strategic Tax competion？[J]. National Tax Journal，2001，（54）.

[3]Rauscher，M. Economic Growth and Tax-Competing Leviathans[R]. CES if Working Paper Series No. 1140，2004.

[4]黃鳳羽.個人所得稅費用扣除需求的分層次動態(tài)分析[J].廣東社會科學，2012，（5）.

[5]官永彬.財政轉(zhuǎn)移支付對省際間財力不均等的貢獻——基于基尼系數(shù)的分解[J].山西財經(jīng)大學學報，2011，（1）.

[6]沈坤榮，付文林.稅收競爭，地區(qū)博弈及其增長績效[J].經(jīng)濟研究，2006，（6）.

[7]王娟，王艷君.地方政府與企業(yè)稅收合謀的一個博弈模型[J].湖南財政經(jīng)濟學院學報，2012，（3）.

[8]王巧玲，毛壽龍.提升稅收執(zhí)法組織建設的科學化水平[J].理論探索，2013，（3）.

[9]王守坤，任保平中國省級政府間財政競爭效應的識別與解析：1978-2006[J].管理世界，2008，（11）.

[10]鄭尚植.財政競爭、地方政府政策選擇與經(jīng)濟增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2012，（1）.

責任編輯、校對：秦學詩endprint

⑧Morans I的表達式為： Moran′s I=■×■，■=■■xi。若Morans I>0，表示地區(qū)之間的觀察值表現(xiàn)為空間正相關關系；若Morans I<0，則表明地區(qū)之間的觀察值表現(xiàn)為空間負相關關系；如果Morans I接近于0，則表明地區(qū)之間的觀察之間不存在空間自相關關系。同時，另一種檢驗方法為：當Z值為正且顯著（依據(jù)P檢驗值的大小判斷）時，表明存在正的空間自相關；反之，則存在負相關。

⑨空間滯后模型（SAR）表達式為：y=？籽W1y+X？茁+？著？著～（0，？滓2IN）；空間誤差模型（SEM）的表達式為：y=X？茁+？孜？孜=？姿W？孜+？著？著～（0，？滓2IN）。式中，y是N×1的向量，代表被解釋變量向量。X是N×K的數(shù)據(jù)矩陣，代表解釋變量。？籽是空間滯后因變量W1y的系數(shù)。？茁反映解釋變量對因變量y變化產(chǎn)生的影響。w1和w均是N×N維空間權(quán)重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項？著的空間自回歸過程相關。

⑩Anselin關于空間計量模型的選取準則：如果LMLAG比LMERR更顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則應采用的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG更顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則適合的模型為空間誤差模型。

{11}Hausman的檢驗原理為：將原假設定采用隨機效應的面板數(shù)據(jù)模型更好些。如果檢驗結(jié)果為接受原假設，表明使用隨機效應模型更為合理，而如果拒絕原假設，則應選擇固定效應的模型。

{12}由于篇幅有限，本文對于分時期的模型建立過程省略。

{13}該部分主要是分析2002年前后企業(yè)所得稅和個人所得稅的空間滯后變量的變化情況，故在回歸結(jié)果中只截取了關于滯后變量的系數(shù)和檢驗值以及模型的總體檢驗情況。

參考文獻：

[1]Tiebout，Charles. A Pure Theory of Local Expenditure[J].Journal of Political Economy，1956，（44）.

[2]Brueckner，J.K.， L.A.Saavedra. Do local governments engage in strategic Tax competion？[J]. National Tax Journal，2001，（54）.

[3]Rauscher，M. Economic Growth and Tax-Competing Leviathans[R]. CES if Working Paper Series No. 1140，2004.

[4]黃鳳羽.個人所得稅費用扣除需求的分層次動態(tài)分析[J].廣東社會科學，2012，（5）.

[5]官永彬.財政轉(zhuǎn)移支付對省際間財力不均等的貢獻——基于基尼系數(shù)的分解[J].山西財經(jīng)大學學報，2011，（1）.

[6]沈坤榮，付文林.稅收競爭，地區(qū)博弈及其增長績效[J].經(jīng)濟研究，2006，（6）.

[7]王娟，王艷君.地方政府與企業(yè)稅收合謀的一個博弈模型[J].湖南財政經(jīng)濟學院學報，2012，（3）.

[8]王巧玲，毛壽龍.提升稅收執(zhí)法組織建設的科學化水平[J].理論探索，2013，（3）.

[9]王守坤，任保平中國省級政府間財政競爭效應的識別與解析：1978-2006[J].管理世界，2008，（11）.

[10]鄭尚植.財政競爭、地方政府政策選擇與經(jīng)濟增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2012，（1）.

責任編輯、校對：秦學詩endprint

⑧Morans I的表達式為： Moran′s I=■×■，■=■■xi。若Morans I>0，表示地區(qū)之間的觀察值表現(xiàn)為空間正相關關系；若Morans I<0，則表明地區(qū)之間的觀察值表現(xiàn)為空間負相關關系；如果Morans I接近于0，則表明地區(qū)之間的觀察之間不存在空間自相關關系。同時，另一種檢驗方法為：當Z值為正且顯著（依據(jù)P檢驗值的大小判斷）時，表明存在正的空間自相關；反之，則存在負相關。

⑨空間滯后模型（SAR）表達式為：y=？籽W1y+X？茁+？著？著～（0，？滓2IN）；空間誤差模型（SEM）的表達式為：y=X？茁+？孜？孜=？姿W？孜+？著？著～（0，？滓2IN）。式中，y是N×1的向量，代表被解釋變量向量。X是N×K的數(shù)據(jù)矩陣，代表解釋變量。？籽是空間滯后因變量W1y的系數(shù)。？茁反映解釋變量對因變量y變化產(chǎn)生的影響。w1和w均是N×N維空間權(quán)重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項？著的空間自回歸過程相關。

⑩Anselin關于空間計量模型的選取準則：如果LMLAG比LMERR更顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則應采用的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG更顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則適合的模型為空間誤差模型。

{11}Hausman的檢驗原理為：將原假設定采用隨機效應的面板數(shù)據(jù)模型更好些。如果檢驗結(jié)果為接受原假設，表明使用隨機效應模型更為合理，而如果拒絕原假設，則應選擇固定效應的模型。

{12}由于篇幅有限，本文對于分時期的模型建立過程省略。

{13}該部分主要是分析2002年前后企業(yè)所得稅和個人所得稅的空間滯后變量的變化情況，故在回歸結(jié)果中只截取了關于滯后變量的系數(shù)和檢驗值以及模型的總體檢驗情況。

參考文獻：

[1]Tiebout，Charles. A Pure Theory of Local Expenditure[J].Journal of Political Economy，1956，（44）.

[2]Brueckner，J.K.， L.A.Saavedra. Do local governments engage in strategic Tax competion？[J]. National Tax Journal，2001，（54）.

[3]Rauscher，M. Economic Growth and Tax-Competing Leviathans[R]. CES if Working Paper Series No. 1140，2004.

[4]黃鳳羽.個人所得稅費用扣除需求的分層次動態(tài)分析[J].廣東社會科學，2012，（5）.

[5]官永彬.財政轉(zhuǎn)移支付對省際間財力不均等的貢獻——基于基尼系數(shù)的分解[J].山西財經(jīng)大學學報，2011，（1）.

[6]沈坤榮，付文林.稅收競爭，地區(qū)博弈及其增長績效[J].經(jīng)濟研究，2006，（6）.

[7]王娟，王艷君.地方政府與企業(yè)稅收合謀的一個博弈模型[J].湖南財政經(jīng)濟學院學報，2012，（3）.

[8]王巧玲，毛壽龍.提升稅收執(zhí)法組織建設的科學化水平[J].理論探索，2013，（3）.

[9]王守坤，任保平中國省級政府間財政競爭效應的識別與解析：1978-2006[J].管理世界，2008，（11）.

[10]鄭尚植.財政競爭、地方政府政策選擇與經(jīng)濟增長——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].財經(jīng)理論與實踐，2012，（1）.

責任編輯、校對：秦學詩endprint