程風(fēng)雨

(廣州市社會(huì)科學(xué)院，廣東 廣州 510410)

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貿(mào)易開(kāi)放視角下的地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——來(lái)自中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

程風(fēng)雨

(廣州市社會(huì)科學(xué)院，廣東 廣州 510410)

經(jīng)濟(jì)全球化的深入使得一國(guó)之內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)的增長(zhǎng)效應(yīng)更多地受制于對(duì)外開(kāi)放因素的影響。本文基于2000-2013年中國(guó)29個(gè)省(市)的面板數(shù)據(jù)，旨在從貿(mào)易開(kāi)放的視角實(shí)證考察稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及作用機(jī)制。兩階段最小二乘法(2SLS)的研究結(jié)果表明，在影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，貿(mào)易開(kāi)放與地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)存在一定程度的策略替代性；面板門(mén)限模型(PTR)的運(yùn)用，發(fā)現(xiàn)不同區(qū)域貿(mào)易開(kāi)放度存在較大差異，從而形成稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)的類“N”效應(yīng)。在考慮到貿(mào)易開(kāi)放度區(qū)域異質(zhì)的情形下，地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)依舊是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要政策工具，注重稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)政策工具的“精準(zhǔn)”投放。

地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)；貿(mào)易開(kāi)放；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；策略性替代；門(mén)限效應(yīng)

一、問(wèn)題的提出

改革開(kāi)放三十多年來(lái)，各地政府之間存在一定程度的稅收競(jìng)爭(zhēng)，而作為稅收競(jìng)爭(zhēng)的表征載體——稅收優(yōu)惠也一直在各地政府招商引資進(jìn)而謀求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中扮演著重要的政策角色[1]。然而，部分稅收優(yōu)惠政策與稅收法定原則相悖，容易滋生尋租和腐敗空間，或誘發(fā)“逐底競(jìng)爭(zhēng)”(RacetotheBottom)，從而阻礙經(jīng)濟(jì)健康發(fā)展。尤其是2008年國(guó)際金融危機(jī)以后，國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的出現(xiàn)倒逼中央政府著手開(kāi)展一系列稅收優(yōu)惠的清理工作，比如2013年11月黨的十八屆三中全會(huì)明確提出要“加強(qiáng)對(duì)稅收優(yōu)惠特別是區(qū)域稅收優(yōu)惠政策的規(guī)范管理，清理規(guī)范稅收優(yōu)惠政策”；2014年11月國(guó)務(wù)院62號(hào)文部署稅收等優(yōu)惠政策的專項(xiàng)清理。然而，2015年5月國(guó)務(wù)院卻突然暫停此項(xiàng)工作，轉(zhuǎn)而由中央“一刀切”取締變?yōu)橛筛鱾€(gè)地方分期逐步清理。

另一方面，貿(mào)易開(kāi)放一直是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵性因素之一。隨著中國(guó)開(kāi)放力度的提高，特別是自2013年11月開(kāi)始，上海、天津、廣東和福建等地自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的相繼設(shè)立，使得對(duì)外開(kāi)放對(duì)改革所起到的外部驅(qū)動(dòng)作用進(jìn)一步放大。對(duì)此，我們需要提出的問(wèn)題是，在全球貿(mào)易開(kāi)放規(guī)模不斷擴(kuò)大的今天，地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)下的稅收優(yōu)惠是否存在異質(zhì)性，以及貿(mào)易開(kāi)放在其中發(fā)揮了怎樣的作用？貿(mào)易開(kāi)放對(duì)稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)存在什么樣的影響？換言之，如何在包括財(cái)稅在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)局勢(shì)新常態(tài)的嚴(yán)峻背景下協(xié)調(diào)貿(mào)易開(kāi)放、稅收競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的關(guān)系正逐步成為擺在中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展進(jìn)程中的焦點(diǎn)問(wèn)題之一。

二、文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)主流結(jié)論堅(jiān)持中國(guó)的確存在橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)[2][3][4][5]。而對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響和方向，國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)卻有兩種不同觀點(diǎn)。第一種，地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起阻礙作用。Judd(1985)[6]發(fā)現(xiàn)資本所得稅競(jìng)爭(zhēng)中存在諸如競(jìng)賽到底的情形，會(huì)損害經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Lejour和Verbon(1997)[7]重點(diǎn)討論了國(guó)際資本所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)家庭儲(chǔ)蓄的負(fù)面作用，進(jìn)而影響外國(guó)直接投資造成了經(jīng)濟(jì)局勢(shì)的惡化；第二種，地區(qū)間的稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。Feld等(2004)[8]提出稅收競(jìng)爭(zhēng)并不會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；沈坤榮和付文林(2006)[2]發(fā)現(xiàn)通過(guò)稅收優(yōu)惠手段，地方政府可以提高公共服務(wù)融資能力，改善發(fā)展環(huán)境來(lái)間接推動(dòng)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；第三種，地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)不確定。李濤等(2011)[9]推測(cè)存在某種因素，使得稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用被平衡甚至抵消，最終可能會(huì)產(chǎn)生正向增長(zhǎng)效應(yīng)，但未能明確與驗(yàn)證其要素所在與影響機(jī)理；鄧子基和楊志宏(2012)[10]、王朝陽(yáng)等(2012)[11]認(rèn)為財(cái)稅手段對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用呈現(xiàn)不斷弱化的趨勢(shì)，且存在一定程度的區(qū)域異質(zhì)性。

盡管古典、新古典到現(xiàn)代國(guó)際貿(mào)易理論都得出貿(mào)易開(kāi)放會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)論，但在實(shí)證研究方面，對(duì)貿(mào)易開(kāi)放增長(zhǎng)效應(yīng)的探討卻在一定爭(zhēng)議，比如Edwards (1998)[12]、Franke和Romer(1999)[13]、Mercan 等(2013)[14]、Singh (2015)[15]等認(rèn)為貿(mào)易開(kāi)放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在正相關(guān)關(guān)系。但是Rodriguez和Rodrik(2001)[16]卻得出兩者關(guān)系取決于貿(mào)易開(kāi)放的指標(biāo)設(shè)定與研究方法的選取，即并非呈現(xiàn)確定的正向關(guān)系；Jalles(2012)[17]以東亞國(guó)家面板數(shù)據(jù)為例，發(fā)現(xiàn)從長(zhǎng)期看貿(mào)易開(kāi)放并不會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。相比較而言，大量應(yīng)用中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開(kāi)放卻會(huì)顯著促進(jìn)中國(guó)宏觀整體與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(郭熙保和羅知，2008；胡翠等，2015)[18][19]。

相比于既往文獻(xiàn)，本文邊際貢獻(xiàn)在于三點(diǎn)：其一，從理論的拓展上看，我們將貿(mào)易開(kāi)放嵌入稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響架構(gòu)之內(nèi)，通過(guò)探討貿(mào)易開(kāi)放與稅收競(jìng)爭(zhēng)兩者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交叉影響以及稅收競(jìng)爭(zhēng)非線性增長(zhǎng)效應(yīng)，豐富了開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)的相關(guān)研究；其二，從現(xiàn)象的解釋上看，為中國(guó)過(guò)去改革開(kāi)放三十年高稅收負(fù)擔(dān)和高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率并存的雙高“悖論”提供貿(mào)易開(kāi)放視角下的解釋與經(jīng)驗(yàn)驗(yàn)證；其三，從政策含義上看，考慮貿(mào)易開(kāi)放差異條件下稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)的變化，為處于當(dāng)下包括財(cái)稅在內(nèi)的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)大背景下，如何進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放水平，合理運(yùn)用好現(xiàn)代財(cái)稅工具來(lái)加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變提供一定的啟示。

三、模型設(shè)定及變量說(shuō)明

(一)經(jīng)驗(yàn)分析方法

如果僅局限在財(cái)政領(lǐng)域內(nèi)探討稅收競(jìng)爭(zhēng)的增長(zhǎng)效應(yīng)，那么這一問(wèn)題的研究目前已經(jīng)取得一定的成果，然而我們認(rèn)為應(yīng)該繼續(xù)以此為基礎(chǔ)，對(duì)關(guān)于貿(mào)易開(kāi)放對(duì)稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)的影響從兩個(gè)方面進(jìn)行深入拓展：一是通過(guò)檢驗(yàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)與貿(mào)易開(kāi)放對(duì)中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是否存在策略替代性，考察如何將稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)融入到開(kāi)放經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)環(huán)境中；二是檢驗(yàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是否存在以貿(mào)易開(kāi)放度為門(mén)限變量的非線性特征，借以從貿(mào)易開(kāi)放度差異視角具體探討中國(guó)稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)問(wèn)題。相應(yīng)地，上述兩方面實(shí)證模型具體設(shè)定為：

第一拓展模型設(shè)定：

由新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論可知，一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一般來(lái)源于以下兩方面因素：一是基本生產(chǎn)要素，主要由資本品投入與人力要素構(gòu)成；二是全社會(huì)生產(chǎn)率A,主要由綜合效率要素投入而產(chǎn)生的生產(chǎn)驅(qū)動(dòng)力，它可以使得整個(gè)生產(chǎn)函數(shù)邊界外向擴(kuò)張(規(guī)模報(bào)酬遞增)或內(nèi)向收縮(規(guī)模報(bào)酬遞減)。國(guó)內(nèi)外研究表明地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)會(huì)影響一個(gè)地區(qū)或社會(huì)生產(chǎn)效率(或技術(shù)水平)[2]。同時(shí)，外向型經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)通常伴隨著生產(chǎn)效率的提高，貿(mào)易開(kāi)放也會(huì)有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[20]。從此研究思路出發(fā)，本文嘗試將貿(mào)易開(kāi)放和稅收競(jìng)爭(zhēng)作為全社會(huì)生產(chǎn)率A的助推器。據(jù)此，本文通過(guò)拓展Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)得到如下計(jì)量模型1為：

(1)

上式(1)中i、t分別代表地區(qū)與年份，Y代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，Open代表貿(mào)易開(kāi)放度，Tcompe代表稅收競(jìng)爭(zhēng)；K代表資本品要素投入，L代表勞動(dòng)要素投入，α、β則分別代表這兩種生產(chǎn)要素對(duì)技術(shù)水平的影響參數(shù)。考慮到上文提及產(chǎn)出增長(zhǎng)的助推器效應(yīng)，此處借鑒Hultenet al.等(2006)[21]、劉生龍和胡鞍鋼(2010)[22]的方法直接將貿(mào)易開(kāi)放(Open)和稅收競(jìng)爭(zhēng)(Tcompe)兩變量作為多元組合項(xiàng)納入生產(chǎn)效率項(xiàng)A中，具體如下：

A(Open,Tcompe,t)=Ai0eχitOpenitγitTcompeitφit

(2)

上式(2)除了(1)中共同的變量外，Aio代表全要素生產(chǎn)率的初始水平，λi代表外生技術(shù)的調(diào)整率，γ和Φ分別代表貿(mào)易開(kāi)放和稅收競(jìng)爭(zhēng)的要素彈性。將式(2)式代入式(1)兩邊同除以Lit后取自然對(duì)數(shù)，整理后得到：

lnyit=lnAi0+χit+γitlnOpenit+φitlnTcompeit+αlnKit+(β-1)lnLit

(3)

在影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，假設(shè)貿(mào)易開(kāi)放水平與稅收競(jìng)爭(zhēng)存在相互替代關(guān)系，即貿(mào)易開(kāi)放水平程度越高，則稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)作用越低；反之，貿(mào)易開(kāi)放水平程度越低，則稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)作用越高。為驗(yàn)證上述觀點(diǎn)，需要在式(3)中引入貿(mào)易開(kāi)放與稅收競(jìng)爭(zhēng)交乘項(xiàng)(lnOpen·lnTcompe)。另外，根據(jù)既有的研究文獻(xiàn)，式(3)還加入一組控制變量作為控制影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其他重要因素，包括城鎮(zhèn)化率(lnU)、創(chuàng)新因素(lnPa)、消費(fèi)水平(lnCon)以及財(cái)政支出(lnExpe)，從而得到本文計(jì)量模型的最終表達(dá)式(4)：

lnyit=C+α1lnKit+α2lnLit+α3lnOpenit+α4lnTcompeit+α5lnTcompeit×lnOpenit+α6lnUit+α7lnPait+α8lnConit+α9lnExpeit+εit

(4)

第二拓展模型設(shè)定：

我們嘗試借鑒Hansen(1999)[23]文獻(xiàn)方法*篇幅有限，面板門(mén)估計(jì)原理見(jiàn)Hansen(1999)[25]文獻(xiàn)。，在模型(4)的基礎(chǔ)上將貿(mào)易開(kāi)放度設(shè)定為門(mén)限變量，構(gòu)建地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單一面板門(mén)限模型為：

lnyit=α1lnKit+α2lnLit+α3lnTcompeitD1(lnOpenit≤γ)+α4lnTcompeitD2(lnOpenit>γ)+α5lnUit+α6lnPait+α7lnConit+α8lnExpeit+εit

(5)

雙重面板門(mén)限模型為：

lnyit=C+α1lnKit+α2lnLit+α3lnTcompeitD1(lnOpenit≤γ1)+α4lnTcompeitD2(r1γ2)+α6lnUit+α7lnPait+α8lnConit+α9lnExpeit+εit

(6)

(二)變量說(shuō)明

1.被解釋變量：人均產(chǎn)出(y)。本文采用省域國(guó)內(nèi)名義生產(chǎn)總值除以勞動(dòng)力人口，并以2000年為基期的GDP平減指數(shù)進(jìn)行縮減。

2.核心解釋變量：(1)資本品投入(K)。借鑒“永續(xù)盤(pán)存法”來(lái)計(jì)算資本要素投入，其計(jì)算公式為 Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1。其中，Kt、Kt-1分別表示當(dāng)期與前一期實(shí)際資本品投，Pt代表當(dāng)期固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，It代表當(dāng)期名義固定資產(chǎn)投資額，期初即2000年的資本品投入采用張軍等(2004)[24]提供的數(shù)據(jù)，并按照慣例取折舊率δ為9.6%；(2)勞動(dòng)要素投入(L)。本文采用省域年末全社會(huì)從業(yè)人數(shù)來(lái)衡量；(3)貿(mào)易開(kāi)放度(Open)。本文采用省域進(jìn)出口總額占GDP的比重去衡量，其中進(jìn)出口總額采用當(dāng)年人民幣與美元兌換匯率均值折合成人民幣；(4)稅收競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)(Tcompe)*基于研究方法的差異與適宜性，目前關(guān)于地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)的衡量的文獻(xiàn)主要集中在以下兩個(gè)方向。一是使用稅收負(fù)擔(dān)指標(biāo)，采用空間計(jì)量的方法來(lái)探討，如郭杰和李濤(2009)[1]；二是采用借鑒傅勇和張晏(2007)[25]的做法，構(gòu)建省際相對(duì)稅收指標(biāo)，通過(guò)非空間計(jì)量方法來(lái)研究，如張福進(jìn)等(2014)[26]。本文以第二個(gè)研究范式為拓展基礎(chǔ)。。借鑒傅勇和張晏(2007)[25]關(guān)于地方政府競(jìng)爭(zhēng)程度指標(biāo)的做法，本文構(gòu)建稅收競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)計(jì)算公式為T(mén)compeit= (Taxt/GDPt) / (Taxit/GDPit)。其中，式中分子部分衡量的是全部省(市)t年平均實(shí)際稅率，分母部分則衡量的是各個(gè)省(市)t年實(shí)際稅率。此方法構(gòu)建的稅收競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)實(shí)質(zhì)是通過(guò)實(shí)際相對(duì)稅率的變化去衡量稅收競(jìng)爭(zhēng)的激烈程度，具體而言，某個(gè)地區(qū)實(shí)際相對(duì)稅率越低，則稅收競(jìng)爭(zhēng)的強(qiáng)度越高，相應(yīng)地該地區(qū)稅收負(fù)擔(dān)也越小。

3.控制變量：(1)城鎮(zhèn)化率(U)。本文采用該省(市)城鎮(zhèn)人口占年末總?cè)丝诒壤齺?lái)衡量；(2)創(chuàng)新因素(Pa)。在新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中，創(chuàng)新因素是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素之一，也是內(nèi)生性技術(shù)進(jìn)步的主要表征。本文采用省(市)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)量來(lái)衡量；(3)消費(fèi)水平(Con)。作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三架馬車之一，國(guó)內(nèi)消費(fèi)水平的高低對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度越來(lái)越大。本文采用省(市)消費(fèi)總額來(lái)衡量；(4)財(cái)政支出(Expe)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用還莫衷一是，但其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響卻是毋庸置疑。本文采用各省(市)財(cái)政支出(一般預(yù)算支出)占GDP的比重來(lái)衡量。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)

考慮到數(shù)據(jù)的齊整性，本文最終采用2000-2013年全國(guó)29個(gè)省(市)的面板數(shù)*西藏?cái)?shù)據(jù)后發(fā)制人較多，1996年以后重慶數(shù)據(jù)并入到四川，同時(shí)也未使用港澳臺(tái)3個(gè)地區(qū)數(shù)據(jù)。因此本文對(duì)其加以剔除，最終選用樣本包含29個(gè)(市、自治區(qū))。。為了與相關(guān)實(shí)證模型保持一致，同時(shí)也為了消除異方差影響，對(duì)所有變量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。以上變量中除稅收數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)稅務(wù)年鑒》外，其余變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)年鑒匯編》，鑒于每年價(jià)格變動(dòng)影響，相關(guān)數(shù)據(jù)均以2000年為基期進(jìn)行折算。本文實(shí)證模型所涉及變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)(觀測(cè)值=406)

資料來(lái)源：具體見(jiàn)文中所述。

四、估計(jì)結(jié)果分析

(一)稅收競(jìng)爭(zhēng)與貿(mào)易開(kāi)放的策略替代性

采用“對(duì)中(centering)”方法來(lái)降低交叉項(xiàng)帶來(lái)的多重共線程度，即在構(gòu)建含有多項(xiàng)式或交互效應(yīng)模型前，將貿(mào)易開(kāi)放變量減去其均值得到以零為中心分布的新變量，進(jìn)而進(jìn)行回歸以使得回歸系數(shù)具有更小標(biāo)準(zhǔn)誤。在此處理基礎(chǔ)上，利用模型式(4)，分別使用面板混合最小二乘法(POOLED)、隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)法(RE)以及固定效應(yīng)估計(jì)法(FE)這三種方法來(lái)估計(jì)稅收競(jìng)爭(zhēng)與貿(mào)易開(kāi)放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交叉影響，具體回歸結(jié)果見(jiàn)表2。結(jié)果顯示，F(xiàn)檢驗(yàn)的P值為0.0000，即FE明顯優(yōu)于POOLED，進(jìn)一步通過(guò)hausman檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在1%水平下F檢驗(yàn)的P值顯著拒絕原假設(shè)，即FE比RE更適用于該模型。因此，我們以固定效應(yīng)模型作為基準(zhǔn)模型進(jìn)行深一步分析。采用Davidson—MacKinnon(1993)[27]的方法，得到其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為6.963467，在1%水平下P值顯著拒絕不存在內(nèi)生性問(wèn)題的原假設(shè)，表明對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言，貿(mào)易開(kāi)放存在內(nèi)生性問(wèn)題。因此，在表2中(4)列以貿(mào)易開(kāi)放的一階與二階滯后變量作為其自身的工具變量，在采用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行估計(jì)前，先結(jié)合多種統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)對(duì)以上提到的工具變量加以評(píng)判。結(jié)果顯示：不可識(shí)別檢驗(yàn)下P值為0.0000，顯著拒絕識(shí)別不足原假設(shè)；對(duì)工具變量相關(guān)性檢驗(yàn)下，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于Stock-Yogo 檢驗(yàn)在10%水平下的臨界值，表明顯著拒絕工具變量是弱識(shí)別的零假設(shè)；過(guò)度識(shí)別Sargan檢驗(yàn)的伴隨概率為0.2226，表明在10%顯著性水平下不拒絕工具變量是過(guò)度識(shí)別的零假設(shè)，即選取工具變量具有嚴(yán)格外生性。綜之，將貿(mào)易開(kāi)放度(Open)的一階和二階滯后項(xiàng)設(shè)定為工具變量是合理有效的。

表2 OLS及兩階段最小二乘法(2SLS)回歸結(jié)果

注：(1)與(2)列的R2是調(diào)整后R2值，(3)列中的R2是總體R2值，(4)列R2是中心化R2值；“*** ”、“** ”和“* ”分別代表1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平。

從宏觀比較看，根據(jù)Wald以及F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，四種不同估計(jì)方法下的回歸模型整體上具有顯著性，且解釋變量的系數(shù)符號(hào)也基本保持一致，這在一定程度上證明回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。細(xì)分對(duì)比FE模型，我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在采用工具變量法控制內(nèi)生性問(wèn)題后，回歸結(jié)果中貿(mào)易開(kāi)放、稅收競(jìng)爭(zhēng)和兩者交叉項(xiàng)的統(tǒng)計(jì)顯著性明顯提高，其中前兩項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)也顯著提高，這充分表明：貿(mào)易開(kāi)放度的內(nèi)生性問(wèn)題使得非工具變量下的最小二乘估計(jì)產(chǎn)生明顯的向下偏倚，貿(mào)易開(kāi)放確實(shí)是影響稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)的重要因素，因此，我們采用面板固定效應(yīng)模型下工具變量法也是十分必要的。

從(4)列計(jì)量結(jié)果可以看出：貿(mào)易開(kāi)放(lnOpen)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，且在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著。這與國(guó)內(nèi)主流研究相一致，即對(duì)外開(kāi)放是我國(guó)近年來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要源泉之一。稅收競(jìng)爭(zhēng)(lnTcompe)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，這與李濤等(2011)[10]研究結(jié)論較為一致，即地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放與稅收競(jìng)爭(zhēng)的交叉項(xiàng)(lnOpen·lnTcompe)而言，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這與之前的理論假說(shuō)完全一致。也就是說(shuō)，貿(mào)易開(kāi)放通過(guò)影響稅收競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)為負(fù)向，即貿(mào)易開(kāi)放與地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)二者之間存在替代關(guān)系。我們認(rèn)為這其中的原因可能在于：根據(jù)古典區(qū)域貿(mào)易理論可知，貿(mào)易開(kāi)放的增強(qiáng)可以為本區(qū)域引進(jìn)所需的各類生產(chǎn)要素(如物質(zhì)資本、人力要素與技術(shù))和產(chǎn)品，進(jìn)而促進(jìn)生產(chǎn)效率的提高。相比較而言，稅收競(jìng)爭(zhēng)在發(fā)揮要素吸引與集聚作用的同時(shí)，要以當(dāng)?shù)刎?cái)稅收入總額的縮減甚至財(cái)政供給能力的降低為代價(jià)，因此在貿(mào)易開(kāi)放已經(jīng)起到知識(shí)技術(shù)等要素溢出效應(yīng)的條件下，相應(yīng)會(huì)弱化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)稅收手段的依賴程度，從而導(dǎo)致一定程度替代關(guān)系的存在。在我國(guó)特有的財(cái)稅體制與改革開(kāi)放階段性發(fā)展下，這種交叉替代作用將得到進(jìn)一步放大，境內(nèi)稅收活動(dòng)的影響也日益深刻(程風(fēng)雨，2015)[28]。當(dāng)然，此種替代關(guān)系所含有的具體特征及性質(zhì)還需要后續(xù)深層次的探討。

資本要素投入(lnK)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸系數(shù)為0.282，并且在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，表明資本投入依然有助于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)；值得注意的是，勞動(dòng)要素(lnL)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在1%統(tǒng)計(jì)水平下具有顯著的阻礙作用，這似乎與類似的研究結(jié)論不一致。究其原因，可能是本文未對(duì)普通勞動(dòng)力與人力資本進(jìn)行區(qū)分，而現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)體制機(jī)制下我國(guó)人力資本通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新溢出去實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用已經(jīng)接近臨界值，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的負(fù)向作用[29][30]。

此外，(4)列結(jié)果還顯示了控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度與方向。其中，創(chuàng)新因素(lnPa)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)且存在統(tǒng)計(jì)上的顯著性，表明技術(shù)創(chuàng)新有利于中國(guó)當(dāng)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的改善。城鎮(zhèn)化水平(lnU)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著的正效應(yīng)，表明一國(guó)城市化對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有積極的影響。國(guó)內(nèi)居民消費(fèi)水平(lnCon)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。盡管財(cái)政支出(lnExpe)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正相關(guān)關(guān)系，但未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用存在一定的限制。這可能是由于在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，財(cái)政政策工具所誘發(fā)的需求偏好、知識(shí)外溢等效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)未能形成有效的傳導(dǎo)機(jī)制所致。

(二)稅收競(jìng)爭(zhēng)增長(zhǎng)效應(yīng)是否具有非線性

與前一部分不同的是，此時(shí)貿(mào)易開(kāi)放度(open)作為模型門(mén)限變量，借以考察稅收競(jìng)爭(zhēng)在不同貿(mào)易開(kāi)放度下對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的區(qū)間性特征。在模型(5)與(6)的基礎(chǔ)上，依次假定不存在門(mén)限值、一個(gè)門(mén)限值、兩個(gè)門(mén)限值這三種情形并分別采用自抽樣法(Bootstrap)反復(fù)檢驗(yàn)300次。同時(shí)，為了保證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還做了三重門(mén)限值的估計(jì)判斷。估計(jì)結(jié)果列于表3。表3結(jié)果顯示，以上情形下門(mén)限值至少在5%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，所得門(mén)限值分別為4.362、4.717和4.612。但由于第三個(gè)門(mén)限值4.612是介于前兩個(gè)門(mén)限值之間，加之為了降低自由度的損失，我們選擇雙重面板門(mén)限模型就可有效衡量依賴變量(γ)變化對(duì)被解釋變量的影響程度。通過(guò)繪制似然比(LR)函數(shù)圖更能清楚展示門(mén)限估計(jì)值與置信區(qū)間的分布情況。門(mén)限參數(shù)的估計(jì)值是使得LR值為零時(shí)的取值，在本模型中其值分別為4.362(見(jiàn)圖1)和4.717(見(jiàn)圖2)，相應(yīng)地其置信區(qū)間即為兩圖中虛線以下部分構(gòu)成。綜之判斷，以上兩個(gè)門(mén)限值的估計(jì)結(jié)果都是統(tǒng)計(jì)顯著的，且其置信區(qū)間分布也比較合理，因此可以確定在面板門(mén)限模型中存在兩個(gè)顯著的門(mén)限值。

圖1 第一個(gè)門(mén)限值與置信區(qū)間

圖2 第二個(gè)門(mén)限值與置信區(qū)間

門(mén)限類型F值P值門(mén)限值臨界值1%5%10%單一門(mén)限20.49**0.0334.36231.1417.6112.57雙重門(mén)限16.06***0.0074.7174.36215.8612.028.28三重門(mén)限10.97***0.0004.6127.555.504.14

注：“*** ”、“** ”和“* ”分別代表1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著性水平。

表4 面板門(mén)限回歸模型結(jié)果

注：“*** ”、“** ”和“* ”分別代表1%、5%和10%的統(tǒng)計(jì)顯著 性水平，括號(hào)內(nèi)是z值。

根據(jù)以上門(mén)限值的估計(jì)結(jié)果，按照貿(mào)易開(kāi)放度水平的差異我們可以將29個(gè)省(市)劃分為低貿(mào)易開(kāi)放度(lnOpen≤4.362)、中等貿(mào)易開(kāi)放度(4.3624.717)三種類型。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型，因此對(duì)模型(6)進(jìn)行參數(shù)回歸，具體結(jié)果見(jiàn)表4。

通過(guò)對(duì)表4中差異化貿(mào)易開(kāi)放度省份的估計(jì)參數(shù)進(jìn)行比較，我們可以發(fā)現(xiàn)，隨著貿(mào)易開(kāi)放度的提高，地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)呈現(xiàn)類“N”形的非線性關(guān)系。具體而言，當(dāng)貿(mào)易開(kāi)放度低于4.362時(shí)，稅收競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)為正，在10%統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；當(dāng)貿(mào)易開(kāi)放度大于4.362并小于等于4.717時(shí)，稅收競(jìng)爭(zhēng)系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；當(dāng)貿(mào)易開(kāi)放度大于4.717時(shí)，地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響顯著提高，即稅收競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度每提高1%，會(huì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)提高0.201%。分析其中的影響機(jī)理是，在貿(mào)易開(kāi)放水平較低的地區(qū)，貿(mào)易開(kāi)放引致的要素溢出效應(yīng)有限，稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較大，即由提高稅收競(jìng)爭(zhēng)帶來(lái)的稅收優(yōu)惠會(huì)更為有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；隨著貿(mào)易開(kāi)放度的提高，在最終降低國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的分割程度之前，還存在一個(gè)加劇國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的分割程度的過(guò)渡階段[31][32]，此時(shí)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割的加劇，限制了稅收工具對(duì)要素跨區(qū)集聚的能力，提高地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度會(huì)造成財(cái)政公共服務(wù)能力的降低，同時(shí)卻未能得到地區(qū)全要素生產(chǎn)率提高的有效補(bǔ)充，從而產(chǎn)生稅收競(jìng)爭(zhēng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)相關(guān)關(guān)系；而當(dāng)貿(mào)易開(kāi)放度處于較高階段時(shí)，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的統(tǒng)一程度的提高帶動(dòng)要素流動(dòng)性增強(qiáng)，最終使得稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用將遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于消極作用。此外，從表4回歸結(jié)果中我們還可以看出，資本要素(lnK)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的彈性為0.104，但并不顯著，其余變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)與變化趨勢(shì)都與前文表2所列回歸結(jié)果相一致，此處不再贅言。

五、結(jié)論與政策啟示

本文的研究結(jié)論可以歸納為以下三個(gè)方面：(1)在影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，貿(mào)易開(kāi)放與地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)存在一定程度的策略替代性。在未區(qū)分貿(mào)易開(kāi)放區(qū)間的情形下，貿(mào)易開(kāi)放通過(guò)影響稅收競(jìng)爭(zhēng)進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)為負(fù)向，而在將貿(mào)易開(kāi)放區(qū)間明確劃分后，在中等貿(mào)易開(kāi)放水平下，地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也存在阻礙作用。(2)地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)的確存在非線性增長(zhǎng)效應(yīng)，即稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)由于貿(mào)易開(kāi)放度的差異而表現(xiàn)出顯著的門(mén)限效應(yīng)。(3)在考慮到貿(mào)易開(kāi)放度區(qū)域異質(zhì)的情形下，地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)的存在依舊是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要政策工具之一，這也再次印證了李濤等(2011)[10]所得出的研究結(jié)論。本文的研究結(jié)論有助于從一個(gè)新的視角即貿(mào)易開(kāi)放維度來(lái)理解地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，從這個(gè)研究切入點(diǎn)分析，本文的探討則是從進(jìn)一步擴(kuò)大對(duì)外開(kāi)放的特定發(fā)展政策中去挖掘解釋我國(guó)財(cái)稅政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)原因?；诖耍覀兊玫揭韵氯c(diǎn)啟示：

第一，應(yīng)考慮不同地區(qū)貿(mào)易開(kāi)放水平與發(fā)展現(xiàn)狀，統(tǒng)籌兼顧包括稅收競(jìng)爭(zhēng)在內(nèi)的財(cái)稅工具對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的綜合作用。在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，當(dāng)前我國(guó)絕大部分省(市)貿(mào)易開(kāi)放仍處于較低水平階段*結(jié)合本文結(jié)論，采用中位數(shù)方法測(cè)得，具體內(nèi)容備索。，合理區(qū)間內(nèi)稅收競(jìng)爭(zhēng)手段仍是促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。

第二，現(xiàn)階段我國(guó)需要繼續(xù)重視貿(mào)易開(kāi)放對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會(huì)的驅(qū)動(dòng)作用，把握好國(guó)內(nèi)財(cái)稅與貿(mào)易政策的互動(dòng)關(guān)系。借助貿(mào)易開(kāi)放對(duì)現(xiàn)有體制機(jī)制的倒逼效應(yīng)，緊緊抓住“一帶一路”和自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)等重大發(fā)展戰(zhàn)略契機(jī)，提高沿海地區(qū)的貿(mào)易開(kāi)放質(zhì)量與水平，加速內(nèi)陸地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放步伐。

第三，在區(qū)域財(cái)稅供給能力收緊的現(xiàn)實(shí)背景下，“精準(zhǔn)”把握財(cái)稅工具的現(xiàn)實(shí)發(fā)力點(diǎn)。過(guò)去粗放性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式使得稅收競(jìng)爭(zhēng)更多強(qiáng)調(diào)各類生產(chǎn)要素的引入與占用的規(guī)模，而忽略或者不重視其所帶來(lái)隱形犧牲與付出，如環(huán)境污染以及公共財(cái)政支出的削減。在向集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的過(guò)程中，地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)則更應(yīng)偏向政策工具的“精準(zhǔn)”投放，強(qiáng)調(diào)在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下加強(qiáng)對(duì)稅收工具運(yùn)用實(shí)效的追求，合力推動(dòng)“供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革”目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

Inter-regional Tax Competition and Economic Growth from the Perspective of Trade Openness:Evidence from China

CHENG Feng-yu

(Guangzhou Academy of Social Sciences,Guangzhou 510410,China)

The deepening of economic globalization has made the growth effects of inter-regional tax competition more and more subject to the influence of trade openness .Based on the panal data of China’s 29 provinces from 2000 to 2013,the paper aims to empirically examine the influencing factors and mechanism of inter-regional tax competition from the perspective of trade openness.Results of 2SLS estimation show that there is a strategetic substitution relationship between trade openness and inter-regional tax competition with regard to the effects on regional economic growth; With the help of PTR,the paper finds that there is a disparity of trade openness in different regions ,thus creating an N-shape effect of tax competition on economic growth.It also shows that even when regional disparity of trade openness is taken into consideration,the inter-regional tax competition is still one of the important policy instruments to promote regional economic growth,and we should attach importance to the “precision” in its application.

inter-regional tax competition; trade openness; economic growth; strategetic substitution; threshold effect

2015-01-15

教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目(13JZD010)；廣州國(guó)家中心城市研究基地項(xiàng)目(GZ150909);廣州市社會(huì)科學(xué)院青年研究課題項(xiàng)目(QN201605)

程風(fēng)雨(1981-)，男，安徽合肥人，廣州市社會(huì)科學(xué)院助理研究員，博士。

F74; F810.424

A

1004-4892(2016)05-0011-09