李愷 上官緒明

摘要：運(yùn)用構(gòu)造的空間Durbin模型和工具變量，采用2007—2017年間中國(guó)278個(gè)地級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)本地經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用及正向空間溢出效應(yīng)，環(huán)境治理對(duì)本地經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的直接促進(jìn)作用及負(fù)向空間溢出效應(yīng)，地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制了環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的提升效應(yīng)。進(jìn)一步異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)大中城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)顯著低于小城市，十八大以來(lái)環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的提升效應(yīng)及其與稅收競(jìng)爭(zhēng)的協(xié)同效應(yīng)越來(lái)越顯著。因此，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展下，還需進(jìn)一步完善包括環(huán)境權(quán)重在內(nèi)的多元化官員晉升評(píng)價(jià)體系，引導(dǎo)地方政府間展開(kāi)綠色稅收競(jìng)爭(zhēng)，同時(shí)，還需進(jìn)一步強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制的倒逼效應(yīng)及構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機(jī)制。

關(guān)鍵詞：高質(zhì)量發(fā)展;稅收競(jìng)爭(zhēng);環(huán)境治理;空間Durbin模型

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：100228482021（03）011811

開(kāi)放科學(xué)（資源服務(wù)）標(biāo)識(shí)碼（OSID）：

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持高速持續(xù)增長(zhǎng)。1978年我國(guó)GDP只有3679億元，到2019年GDP接近100萬(wàn)億元，人均GDP也突破1萬(wàn)美元。經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)有效地緩解了物質(zhì)文化需要同落后的社會(huì)生產(chǎn)之間的矛盾，但也帶來(lái)了資源過(guò)渡消耗、生態(tài)破壞、產(chǎn)能過(guò)剩及資源錯(cuò)配等弊端。推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展是新時(shí)代發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)。新發(fā)展理念下，需堅(jiān)持在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中保護(hù)生態(tài)環(huán)境、在保護(hù)生態(tài)環(huán)境中發(fā)展經(jīng)濟(jì)，不僅是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，更是正確處理好“兩山”關(guān)系的根本大計(jì)[1]。因此，當(dāng)前和今后一個(gè)時(shí)期，如何有效推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，滿足人民對(duì)“綠水青山”和“金山銀山”的訴求，是制定經(jīng)濟(jì)政策的重點(diǎn)。

十九大以來(lái)，中央政府通過(guò)加強(qiáng)環(huán)保法制、法規(guī)建設(shè)，強(qiáng)化了環(huán)保風(fēng)險(xiǎn)防控能力，環(huán)境質(zhì)量取得明顯提升，但環(huán)境污染依然阻礙了我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是當(dāng)?shù)毓賳T政治晉升的主要考核指標(biāo)，地方官員不僅有降低環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的傾向，而且區(qū)域協(xié)同治理環(huán)境的意愿也會(huì)降低[2]。特別是分稅制改革之后，地方官員晉升受到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響更加顯著，形成了以經(jīng)濟(jì)績(jī)效為指標(biāo)的中國(guó)特色“晉升錦標(biāo)賽”[3]?！皶x升錦標(biāo)賽”導(dǎo)致了地方政府官員為了招商引資，降低稅率和放松環(huán)境治理標(biāo)準(zhǔn)[4]。地方政府是否愿意發(fā)展高質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)和如何發(fā)展高質(zhì)量的經(jīng)濟(jì)，不僅受到其治理環(huán)境意愿的影響，也受到其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的稅收政策影響。因此，新發(fā)展理念下，地方政府有采取稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理策略促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的典型事實(shí)，系統(tǒng)地考察稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于破解發(fā)展經(jīng)濟(jì)與治理環(huán)境的困惑，為地方政府同時(shí)留住“綠水青山”和創(chuàng)造“金山銀山”提供新的解決思路。

一、文獻(xiàn)評(píng)述與研究假設(shè)

滿足人民日益增長(zhǎng)的美好生活需要是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的本質(zhì)性特征，實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵是創(chuàng)新成為第一動(dòng)力及完善經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境保護(hù)政策。我國(guó)經(jīng)濟(jì)處在轉(zhuǎn)換增長(zhǎng)動(dòng)力、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式及結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)鍵期，綠色治理是我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、發(fā)展動(dòng)力仍然有約束，今后我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的新推力更多的是來(lái)自結(jié)構(gòu)再平衡、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)[5]。任保平等[6]指出培育創(chuàng)新者、延伸產(chǎn)業(yè)鏈條、發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)及新業(yè)態(tài)等是我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的綠色路徑。師博等[7]基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)基本面和社會(huì)成果兩個(gè)維度對(duì)我國(guó)省級(jí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量進(jìn)行測(cè)度后指出，雖然東、中、西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量態(tài)勢(shì)分布非均衡，但未來(lái)將進(jìn)入上升通道。魏敏等[8]利用熵權(quán)TOPSIS法測(cè)度后發(fā)現(xiàn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量總體呈現(xiàn)東高、中平、西低的分布格局，并依照綜合水平高低將我國(guó)省份劃分為明星型、平庸型和落后型三種類型，為推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)全面、協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展提供了依據(jù)。

我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，需要深化稅制改革以助推高質(zhì)量發(fā)展。既有從稅收競(jìng)爭(zhēng)視角探討經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的研究認(rèn)為，逐底的稅收競(jìng)爭(zhēng)是導(dǎo)致污染的一個(gè)重要因素，逐頂?shù)亩愂崭?jìng)爭(zhēng)有利于提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量[9]。稅收競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致的企業(yè)實(shí)際稅負(fù)差異對(duì)企業(yè)投資決策的影響非常顯著[10]，政府為了迎合企業(yè)遷入低稅率區(qū)域的動(dòng)機(jī)會(huì)為其提供減稅優(yōu)惠，形成逐底競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致環(huán)境污染發(fā)生[11]。Hadjiyiannis等[12]指出為了吸引國(guó)際資本流入本國(guó)而進(jìn)行的稅收優(yōu)惠競(jìng)爭(zhēng)，促進(jìn)資本輸入國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)也引發(fā)了環(huán)境污染。許敬軒等[13]發(fā)現(xiàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)投融資行為有顯著的影響，但在我國(guó)地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)投融資的影響只顯著存在于非國(guó)有企業(yè)，在國(guó)有企業(yè)中并不顯著。政治晉升錦標(biāo)賽機(jī)制激勵(lì)下，李香菊等[14]發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠是中國(guó)政府普遍采取的稅收招商政策，地方政府間的稅收競(jìng)爭(zhēng)加劇了生態(tài)惡化，這與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的理念不相符。地方政府為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，展開(kāi)不合理、不合規(guī)的稅收競(jìng)爭(zhēng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的刺激效應(yīng)正在減弱，且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定水平后轉(zhuǎn)變?yōu)橐种菩?yīng)[15]。稅收競(jìng)爭(zhēng)是我國(guó)地方政府爭(zhēng)奪流動(dòng)性要素的主要手段之一，稅收政策的策略互補(bǔ)和策略替代行為同時(shí)存在。我國(guó)地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有顯著的負(fù)向影響，且產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的稅收競(jìng)爭(zhēng)趨向多樣化[16]。為了有效降低資本稅，吸引流動(dòng)資本促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，地方政府的稅收優(yōu)惠政策雖然改善引資環(huán)境，也引發(fā)了資源錯(cuò)配、環(huán)境污染及產(chǎn)能過(guò)剩等問(wèn)題[17]。地方政府制造稅收“洼地”，形成了稅負(fù)“逐底”的惡性競(jìng)爭(zhēng)，阻礙了我國(guó)區(qū)域資源整合[18]。稅收努力在地區(qū)之間存在策略模仿式的競(jìng)爭(zhēng)，本地稅收征管效率與資本流動(dòng)存在正相關(guān)，鄰近地區(qū)稅收征管效率與資本流動(dòng)存在負(fù)相關(guān)[19]。在不存在稅收政策協(xié)調(diào)的非合作性競(jìng)爭(zhēng)情形，區(qū)際稅收政策的不對(duì)稱將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)分布和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間不對(duì)稱提前發(fā)生并隨時(shí)間放大[20]。我國(guó)地區(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)具有明顯的空間相關(guān)性，稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制了本地區(qū)的綠色發(fā)展，卻提升了相鄰地區(qū)的綠色發(fā)展[21]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)1：

研究假設(shè)1：稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制了本地經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，且由于稅收競(jìng)爭(zhēng)的外部性，存在正向的空間溢出效應(yīng)。

綠色化是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的指標(biāo)之一。既有研究關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境治理關(guān)系的研究，主要考察了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的環(huán)境污染效應(yīng)和環(huán)境治理的效果[22]，而忽略了環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響。但十八大以來(lái)，環(huán)境治理如何影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量開(kāi)始成為我國(guó)學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。王群勇等[23]借助門(mén)檻效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境治理影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量存在門(mén)檻效應(yīng)，當(dāng)?shù)陀陂T(mén)檻值對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響顯著為正，超過(guò)門(mén)檻值則影響不再顯著。何興邦[24]構(gòu)建了一個(gè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量評(píng)價(jià)體系，借助我國(guó)省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，總體上環(huán)境治理提升了我國(guó)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量，細(xì)分來(lái)看，環(huán)境治理顯著地促進(jìn)了綠色發(fā)展、經(jīng)濟(jì)效率及社會(huì)福利水平提升，未能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。孫英杰等[25]研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量與環(huán)境規(guī)制之間是倒U型關(guān)系，且我國(guó)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度仍然處在拐點(diǎn)左側(cè)，適當(dāng)?shù)貜?qiáng)化環(huán)境規(guī)制結(jié)構(gòu)和力度有助于促進(jìn)企業(yè)技術(shù)革新來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的有效提高，是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑。童紀(jì)新等[26]通過(guò)動(dòng)態(tài)面板模型和門(mén)檻模型實(shí)證檢驗(yàn)得出，霧霾污染對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有負(fù)面效應(yīng)，環(huán)境規(guī)制抑制霧霾污染的效果不顯著。王夏暉等[27]建議為了實(shí)現(xiàn)生態(tài)環(huán)保推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，需要強(qiáng)化生態(tài)環(huán)保的引領(lǐng)和倒逼作用及生態(tài)環(huán)保法規(guī)的剛性約束作用。基于以上分析，本文提出研究假設(shè)2：

研究假設(shè)2：提升環(huán)境治理強(qiáng)度有利于本地經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展，且由于環(huán)境治理的外部性，對(duì)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在負(fù)向的空間溢出效應(yīng)。

綜上所述，既有關(guān)于環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的研究取得了豐富成果。然而我國(guó)地方政府在發(fā)展經(jīng)濟(jì)和治理環(huán)境方面呈現(xiàn)明顯的競(jìng)爭(zhēng)而非合作的典型事實(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未對(duì)其系統(tǒng)深入考察，更是忽略了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展需要區(qū)域政府間協(xié)同共進(jìn)的事實(shí)。唐飛鵬[28]指出我國(guó)地方稅收優(yōu)惠正處于“一管就死，一放就亂”的兩難困局，“稅收天堂”政策只在低治理強(qiáng)度地區(qū)才是占優(yōu)策略。田時(shí)中等[29]指出地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)與環(huán)境管制政策相互影響，新發(fā)展理念下獲得“綠水青山”不僅需要當(dāng)?shù)卣岣攮h(huán)境治理強(qiáng)度，更需要轉(zhuǎn)變區(qū)域稅收競(jìng)爭(zhēng)的理念和方式。稅收競(jìng)爭(zhēng)具有外部性，污染物具有流動(dòng)性，低稅率競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)生的污染物也會(huì)造成鄰近地區(qū)環(huán)境污染，不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同綠色發(fā)展[30]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)3：

研究假設(shè)3：環(huán)境治理可引導(dǎo)稅收綠色化競(jìng)爭(zhēng)，環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在協(xié)同效應(yīng)。

本文將在以上框架下分析環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，同時(shí)引入經(jīng)濟(jì)要素的空間互動(dòng)效應(yīng)，探明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同效應(yīng)。主要貢獻(xiàn)是：一是考慮了中國(guó)地方政府間稅收和環(huán)境治理呈現(xiàn)明顯的競(jìng)爭(zhēng)而非合作的典型事實(shí)，系統(tǒng)地考察了稅收和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，為地方政府制定滿足民眾對(duì)“兩山”訴求的政策提供新視角;二是為了克服從治污結(jié)果或過(guò)程選取環(huán)境治理代理變量引致內(nèi)生性問(wèn)題，本文創(chuàng)新性地構(gòu)造了地級(jí)市層面環(huán)境治理的工具變量;三是發(fā)現(xiàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理在不同城市規(guī)模和時(shí)期對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在異質(zhì)性效果。

二、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）計(jì)量模型設(shè)定

由文獻(xiàn)綜述可知，稅收和環(huán)境治理政策是地方政府間爭(zhēng)奪流動(dòng)資本的有效工具。地方政府會(huì)根據(jù)鄰近區(qū)域政府的稅收政策對(duì)本地政策進(jìn)行調(diào)整，這種調(diào)整行為具有空間互動(dòng)效應(yīng)。且環(huán)境污染物具有空間流動(dòng)性，本地政府環(huán)境治理政策調(diào)整不僅會(huì)引發(fā)本地環(huán)境污染變化，還會(huì)引致鄰近地區(qū)污染程度的變化，本地的環(huán)境保護(hù)水平也會(huì)受鄰近地區(qū)環(huán)境治理策略的影響。因此，在檢驗(yàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實(shí)證模型中需要引入體現(xiàn)空間互動(dòng)效應(yīng)的相關(guān)變量。

基于地理距離空間權(quán)重（W）

采用地理距離空間權(quán)重的邏輯是，本文討論的稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理更多的是鄰近地區(qū)間的政策互動(dòng)或模仿，其是根據(jù)城市經(jīng)緯度計(jì)算出城市間的地理距離，然后取其倒數(shù)，相互之間的距離越大，賦予的影響權(quán)重就越小，反之亦然。為了減少或消除區(qū)域間的外在影響，以及使得W不再具有量綱，權(quán)重矩陣被標(biāo)準(zhǔn)化成行元素之和為1。對(duì)被解釋變量和核心解釋變量數(shù)據(jù)的莫蘭指數(shù)I檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告于表1，可見(jiàn)在1%顯著水平上經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、稅收競(jìng)爭(zhēng)及環(huán)境治理均拒絕無(wú)空間自相關(guān)的原假設(shè)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量具有空間自相關(guān)性，且會(huì)受鄰近地區(qū)稅收和環(huán)境治理水平的影響，實(shí)證模型中需包括稅收、環(huán)境治理及經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間互動(dòng)效應(yīng)。

模型中的變量若存在空間互動(dòng)效應(yīng)，不能被傳統(tǒng)的計(jì)量模型解析，需借助空間計(jì)量模型?？臻gDurbin模型同時(shí)納入了解釋變量和被解釋變量的空間互動(dòng)效應(yīng)，可化解空間滯后模型或空間誤差模型對(duì)空間交互效應(yīng)考察不全面的問(wèn)題[31]。為了減緩異方差、偏態(tài)性等對(duì)模型估計(jì)結(jié)果的影響，模型采用Wooldridge[32]建議的對(duì)數(shù)函數(shù)形式，本文構(gòu)造的模型（1）如下。

lngtfpit=ρWlngtfpit+β1lntaxit+β2lnereit+β3lntaxit×lnereit+θ1Wlntaxit+θ2Wlnereit+λlnX+ai+γt+vit（1）

模型（1）中，i表示城市，t表示年份，gtfp衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，tax反映地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)水平，ere代表環(huán)境治理強(qiáng)度。X表示城市特征和經(jīng)濟(jì)相關(guān)控制變量。此外，ai是城市固定效應(yīng)，γt是時(shí)間固定效應(yīng)，W是空間權(quán)重，ρ是空間自回歸系數(shù)，vit是誤差項(xiàng)。由于模型（1）中包含了Wlngftp、Wlntax及Wlnere等空間交互項(xiàng)，點(diǎn)估計(jì)得到的回歸系數(shù)不能反映相應(yīng)的空間溢出效應(yīng)。偏微分估計(jì)可有效化解點(diǎn)估計(jì)在測(cè)度空間效應(yīng)方面存在的缺陷，為檢驗(yàn)空間效應(yīng)提供了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。具體推導(dǎo)過(guò)程如下：

先將一般形式的空間Durbin模型轉(zhuǎn)化為式（2）：

Y=（I-ρW）-1（Xβ+WXθ）+ε（2）

對(duì)式（2）的k個(gè)解釋變量求偏導(dǎo)，得到期望值偏導(dǎo)矩陣式（3）：

E（Y）x1k·E（Y）xNk=

E（y1）x1k…E（y1）xNk

E（yN）x1k…E（yN）xNk=

（I-ρW）-1

βkw12θk…w1Nθk

w21θkβk…w2Nθk

wN1θkwn2βk…wn2βk（3）

以式（3）對(duì)角線元素的均值來(lái)度量直接效應(yīng)，非對(duì)角線元素的平均列效應(yīng)來(lái)度量空間溢出效應(yīng)（間接效應(yīng)），直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)之和為總效應(yīng)。

（二）變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.被解釋變量

經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（gtfp）。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)如何測(cè)度經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展未能達(dá)成共識(shí)，有的構(gòu)建了指標(biāo)體系，也有的采用人均GDP等衡量經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。但都沒(méi)有考慮綠色發(fā)展問(wèn)題，與新發(fā)展理念不相符，本文采用綠色全要素生產(chǎn)率代理區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平。綠色全要素生產(chǎn)率具體測(cè)度過(guò)程參考Fre等[33]的做法，借助Malmquist-Luenberger指數(shù)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.核心解釋變量

（1）稅收競(jìng)爭(zhēng)（tax）。稅收競(jìng)爭(zhēng)是吸引流動(dòng)性要素、優(yōu)化資源配置、影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段之一。雖然我國(guó)稅率由中央統(tǒng)一控制，但是地方政府為了吸引流動(dòng)資本，在實(shí)際操作過(guò)程中可采取降低征管效率、財(cái)政返還、補(bǔ)貼及降低土地出讓金等手段降低本地實(shí)際稅率[34]，既有研究也證實(shí)了我國(guó)地方政府間存在著顯著的稅收競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系[35]。但是現(xiàn)有文獻(xiàn)中關(guān)于稅收競(jìng)爭(zhēng)衡量指標(biāo)仍未達(dá)成共識(shí)，本文參考唐飛鵬[28]將區(qū)域企業(yè)所得稅、營(yíng)業(yè)稅及增值稅占第二、三產(chǎn)業(yè)增加值的比重作為衡量地區(qū)實(shí)際稅負(fù)高低的思路，同時(shí)，考慮到地方政府間爭(zhēng)奪流動(dòng)資本采取的稅收競(jìng)爭(zhēng)手段主要是針對(duì)工業(yè)部門(mén)，工業(yè)部門(mén)也是環(huán)境治理的主要對(duì)象?；诖耍疚膶?shí)證中采用單位工業(yè)產(chǎn)值的稅收額作為地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)的代理變量，即采用地區(qū)工業(yè)稅收總額占工業(yè)總產(chǎn)值比的倒數(shù)表示地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)程度。根據(jù)本文的稅收競(jìng)爭(zhēng)指標(biāo)，當(dāng)某地區(qū)單位工業(yè)產(chǎn)值的稅收額較低時(shí)，該地區(qū)相對(duì)其他地區(qū)具有較高的稅收競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度，反之，該地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度較低。以上數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（2）環(huán)境治理（ere）。Lanoie等[36]認(rèn)為地方政府環(huán)境治理策略的選擇主要依賴其治理環(huán)境的意愿，從污染治理結(jié)果對(duì)環(huán)境治理進(jìn)行考察相對(duì)更全面和客觀?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，本文參考沈坤榮等[22]選擇的工業(yè)煙（粉）塵去除率和二氧化硫去除率兩項(xiàng)指標(biāo)測(cè)度環(huán)境治理水平，此外還增加了固體廢物綜合利用率和廢水排放達(dá)標(biāo)率，形成本文實(shí)證研究需要的城市層面環(huán)境治理綜合指數(shù)（ere）。具體步驟如下：

第一步：對(duì)污染物的原值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。為了數(shù)據(jù)的可比性，構(gòu)造式（4），對(duì)環(huán)境治理綜合指數(shù)的4個(gè)單項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

scpijt=cpijt-min（cpjt）max（cpjt）-min（cpjt）（4）

其中，scpijt是t時(shí)期城市i產(chǎn)生污染物j的標(biāo)準(zhǔn)化值，cpijt是t時(shí)期城市i產(chǎn)生j類污染物數(shù)量的原值，max（cpjt）表示t時(shí)期所有城市中j類污染物數(shù)量的最大值，min（cpjt）表示t時(shí)期在所有城市中j類污染物數(shù)量的最小值。

第二步：構(gòu)造城市污染物的合理權(quán)重。由于不同城市的廢水排放、固體廢物、二氧化硫及工業(yè)煙（粉）產(chǎn)生和排放的比重具有異質(zhì)性，且不同污染物的同城排放量也存在差異。為了確保環(huán)境治理綜合指數(shù)能正確地反映城市環(huán)境治理強(qiáng)度，本文構(gòu)造權(quán)重式（5）。

wijt=pijt∑pijtYit∑Yit（5）

其中，pijt代表在t時(shí)期i城市排放j污染物的量，Yit表示在t時(shí)期i城市的GDP。wijt表示j污染物在t時(shí)期i城市排放量占全國(guó)j污染物t時(shí)期排放量的比重與t時(shí)期i城市GDP占全國(guó)GDP的比重之比。采用wijt為權(quán)重的邏輯是若t時(shí)期城市i排放j污染物較高，則同樣的去除率意味環(huán)境治理力度更大，需要賦予更大的權(quán)重。

第三步：測(cè)算環(huán)境治理綜合指數(shù)。根據(jù)以上4種排放物的標(biāo)準(zhǔn)化值和權(quán)重，由式（6）測(cè)算t時(shí)期i城市的環(huán)境治理強(qiáng)度。

ereit=4∑4jwijtscpijt（6）

其中，ereit表示i城市t年環(huán)境治理強(qiáng)度，ereit越大說(shuō)明當(dāng)?shù)卣卫砦廴镜膹?qiáng)度越大，反之亦是。以上數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.控制變量

為了減少遺漏變量導(dǎo)致模型回歸結(jié)果偏誤，在本文構(gòu)造的空間Durbin模型（1）中進(jìn)一步控制經(jīng)濟(jì)相關(guān)和城市特征變量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的重要因素，若模型中遺漏了相關(guān)變量，將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不可靠。參考李曉英等[37]的研究，模型中控制的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry）、金融發(fā)展水平（finance）、利用外資（fdi）及消費(fèi)水平（consume）等。為了進(jìn)一步緩解遺漏變量造成的估計(jì)偏誤，參考上官緒明和葛斌華[1]的研究，模型中控制城市特征變量包括城市綠化率（green）、基礎(chǔ)交通（traffic）、信息化水平（info）及城市人口密度（popu）。相關(guān)控制變量及數(shù)據(jù)來(lái)源見(jiàn)表2，其中，不能直接獲取數(shù)據(jù)的變量，根據(jù)《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計(jì)算得到。借助省級(jí)居民消費(fèi)水平指數(shù)（2007=100）對(duì)貨幣數(shù)值變量進(jìn)行平減，以消除價(jià)格變動(dòng)的影響，采用當(dāng)年匯率將實(shí)際利用外資額由美元轉(zhuǎn)換為人民幣。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）基于空間Durbin模型的基準(zhǔn)回歸分析

本文采用最大似然法（ML）對(duì)空間Durbin模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果報(bào)告于表3

為了避免嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，本文在回歸之前進(jìn)行了方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)，其值是6.8，不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。。與第（1）列相比，第（2）列在模型中納入了稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理交互項(xiàng)，以考察稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的協(xié)同效應(yīng)。在控制了城市和經(jīng)濟(jì)特征相關(guān)變量后，估計(jì)結(jié)果顯示空間自相關(guān)系數(shù)（ρ）在1%顯著性水平下顯著為正，這與前文的莫蘭指數(shù)I檢驗(yàn)結(jié)果一致，支持了經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量存在較強(qiáng)空間自相關(guān)的理論分析。稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制了本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升，其主要原因是“晉升錦標(biāo)賽”誘發(fā)地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)趨向逐底競(jìng)爭(zhēng)，降低了資本流向污染行業(yè)的成本，形成了資源錯(cuò)配，抑制了企業(yè)采用先進(jìn)技術(shù)的意愿和動(dòng)力，不利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。環(huán)境治理對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響顯著為正，即提升環(huán)境治理強(qiáng)度可促進(jìn)城市綠色全要素生產(chǎn)率提升。環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著，但為正，說(shuō)明地方政府間逐底的稅收競(jìng)爭(zhēng)行為抑制了環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的倒逼效應(yīng)。稅收競(jìng)爭(zhēng)的空間效應(yīng)回歸系數(shù)顯著為正，說(shuō)明本地采取逐底稅收競(jìng)爭(zhēng)會(huì)導(dǎo)致污染企業(yè)向本地轉(zhuǎn)移，有利于鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。環(huán)境治理的空間溢出效應(yīng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明隨著環(huán)境治理強(qiáng)度的提升，污染產(chǎn)業(yè)會(huì)轉(zhuǎn)移到環(huán)境治理強(qiáng)度較弱的鄰近地區(qū)，不利于鄰近地方經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，這與沈坤榮等[22]的結(jié)論一致。

從相關(guān)控制變量系數(shù)來(lái)看，5%的顯著性水平下基礎(chǔ)交通和城市綠化對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響顯著為正，10%顯著性水平下信息化對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響為正，1%的顯著性水平下人口密度的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展效應(yīng)為負(fù)，因而改善城市環(huán)境有利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。5%的顯著性水平下利用外資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有負(fù)效應(yīng)，金融發(fā)展和消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向影響，但不顯著，可見(jiàn)還需進(jìn)一步推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，提高外資進(jìn)入質(zhì)量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)由粗放發(fā)展邁向高質(zhì)量發(fā)展。

為了避免環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)滯后效應(yīng)導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果不可靠，采用其滯后1期對(duì)模型（1）再回歸。估計(jì)結(jié)果報(bào)告于表3的第（3）（4）列，與第（1）（2）列結(jié)果相比，稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的負(fù)向影響及環(huán)境治理的正向影響及顯著性基本與當(dāng)期一致，其滯后效應(yīng)對(duì)估計(jì)結(jié)果影響不顯著，下文仍將基于當(dāng)期變量進(jìn)行討論。

直接采用回歸系數(shù)分析空間計(jì)量模型中變量間的相互影響是不準(zhǔn)確的，應(yīng)借助直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)（間接效應(yīng)）進(jìn)行解釋。表4報(bào)告了地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)以及總效應(yīng)。稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)

量的直接效應(yīng)顯著為負(fù)，環(huán)境治理的直接效應(yīng)顯著為正，即稅收競(jìng)爭(zhēng)每提高1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平平均下降0.069%，而環(huán)境治理強(qiáng)度每提高1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平平均提高0.081%。稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)為正，即在10%顯著水平下，本地稅收競(jìng)爭(zhēng)平均每提高1%，鄰近經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平平均上升0.042%。在1%顯著水平下，本地環(huán)境治理強(qiáng)度每提高1%，鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平平均下降0.052%。與點(diǎn)估計(jì)結(jié)果相比，稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響，在顯著性和方向上基本一致，系數(shù)大小均有所下降，支持了直接采用點(diǎn)估計(jì)系數(shù)分析空間計(jì)量模型解釋變量對(duì)被解釋變量的影響是不準(zhǔn)確的。

（二）內(nèi)生性討論及工具變量法再估計(jì)

環(huán)境治理強(qiáng)度影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量也影響環(huán)境治理強(qiáng)度，采用排污量代理環(huán)境治理強(qiáng)度將產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果有偏。我國(guó)主要通過(guò)頒布環(huán)境保護(hù)法規(guī)、制定保護(hù)條例、出臺(tái)節(jié)能減排行政命令等手段實(shí)現(xiàn)環(huán)境治理。政府工作報(bào)告是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境治理工作的規(guī)劃和指導(dǎo)性政策文件，地方政府環(huán)境治理和改善的意愿和力度在政府工作報(bào)告中得到全面體現(xiàn)?；诖耍梃bChen等[38]的思路，搜集中國(guó)31個(gè)省份2007—2017年間的政府工作報(bào)告，對(duì)文本分詞處理后，以相關(guān)環(huán)境詞匯占政府工作報(bào)告總詞匯之比作為環(huán)境治理的工具變量。本文選擇了13個(gè)環(huán)境相關(guān)詞匯，與Chen等只采用了5個(gè)與環(huán)境相關(guān)的詞匯相比，本文構(gòu)造的工具變量更能夠全面地反映環(huán)境治理強(qiáng)度。

以上構(gòu)造的環(huán)境治理工具變量很好地緩解了內(nèi)生性問(wèn)題，但也隱含假設(shè)了省內(nèi)地級(jí)市政府在治理環(huán)境方面的意愿和實(shí)施強(qiáng)度是同質(zhì)的，即不能有效反映省內(nèi)地級(jí)市政府環(huán)境治理的異質(zhì)性，這一點(diǎn)與現(xiàn)實(shí)不相符。由于工業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中主要的污染源，地級(jí)市工業(yè)比例不同，省級(jí)政府的環(huán)境治理規(guī)劃和指導(dǎo)性政策文件對(duì)其治理環(huán)境力度和治理意愿的影響會(huì)存在差異。本文創(chuàng)新性地采用地級(jí)市工業(yè)總產(chǎn)值占全省工業(yè)總產(chǎn)值的比例反映省內(nèi)地級(jí)市政府環(huán)境治理意愿和強(qiáng)度的異質(zhì)性，進(jìn)一步與上文構(gòu)造的環(huán)境治理工具變量相乘，最終構(gòu)造出異質(zhì)的地級(jí)市環(huán)境治理的工具變量。本文構(gòu)造的工具變量不直接影響被解釋變量（綠色全要素生產(chǎn)率）

實(shí)際操作過(guò)程中，本文采用了Anderson canon LM檢驗(yàn)、Cragg-Donald F檢驗(yàn)及Sargan-Hansen檢驗(yàn)對(duì)構(gòu)造的工具變量進(jìn)行檢驗(yàn)表明工具變量不存在識(shí)別不足、弱工具變量及過(guò)度識(shí)別等問(wèn)題，為了行文的連貫性，不再報(bào)告檢驗(yàn)過(guò)程。，但與內(nèi)生變量（環(huán)境治理）高度相關(guān)，滿足工具變量的外生性假定。

表5第（1）列是基于工具變量法估計(jì)的結(jié)果，在方向和顯著性上，稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量水平的影響均與表3第（2）列的結(jié)果基本一致。從直接效應(yīng)來(lái)看，環(huán)境治理的直接效應(yīng)增大了13.6%，稅收競(jìng)爭(zhēng)的直接效應(yīng)下降了40.6%;從空間溢出效應(yīng)來(lái)看，環(huán)境治理的空間溢出效應(yīng)增大了21.2%，稅收競(jìng)爭(zhēng)的空間溢出效應(yīng)降低了30.9%。說(shuō)明內(nèi)生性問(wèn)題導(dǎo)致低估環(huán)境治理政策對(duì)地方政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的正面效應(yīng)，高估了稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的負(fù)效應(yīng)。

（三）基于城市規(guī)模和時(shí)期異質(zhì)性的拓展分析

不同的城市規(guī)模或時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境治理政策具有異質(zhì)性，進(jìn)一步拓展分析是否由于城市大小或時(shí)期的異質(zhì)性導(dǎo)致地方政府稅收和環(huán)境治理政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響的不同?；诃h(huán)境治理工具變量的城市規(guī)模異質(zhì)性回歸結(jié)果報(bào)告于表5第（2）（3）列，發(fā)現(xiàn)大中城市稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)顯著低于小城市，即環(huán)境治理提高同樣1單位，在小城市提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量具有更顯著效果。主要是在同等環(huán)境治理意愿假定下，小城市控制污染比大中城市更直接更有效，因而，同樣的環(huán)境治理政策在提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量方面，小城市會(huì)顯得更有效。大中城市環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)絕對(duì)值均比小城市小，說(shuō)明小城市的稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理政策比大城市更具有外部性和空間示范性。

表5第（4）（5）列報(bào)告了考察核心解釋變量時(shí)期異質(zhì)下模型估計(jì)結(jié)果。發(fā)現(xiàn)十八大以來(lái)，稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響的直接效應(yīng)變化不顯著，而環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量影響的直接效應(yīng)顯著提升，平均提高了36.5%，稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應(yīng)均顯著變小。主要是十八大以來(lái)對(duì)環(huán)境治理強(qiáng)度不斷提升和力度加大，出臺(tái)了環(huán)境治理不力約談當(dāng)?shù)刂饕?fù)責(zé)人的行政手段，甚至環(huán)境治理出了問(wèn)題對(duì)當(dāng)?shù)卣?fù)責(zé)人問(wèn)責(zé)等政策，迫使地方政府提升環(huán)境政策執(zhí)行效率和意愿。環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同效應(yīng)由不顯著變成在5%的顯著水平下顯著為正，說(shuō)明隨著環(huán)境治理力度提升，引導(dǎo)了地方政府避免了以環(huán)境換經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的陷阱，轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展模式，顯現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展的新趨勢(shì)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保模型估計(jì)結(jié)果可比性及結(jié)論的可靠性，在樣本數(shù)據(jù)中剔除地級(jí)市以上城市，基于工具變量回歸結(jié)果報(bào)告于表6第（1）列。結(jié)果顯示，稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)大小和方向與前文估計(jì)結(jié)果基本一致，提升了稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)，但變化不顯著。為避免樣本數(shù)據(jù)的異常值對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，進(jìn)一步剔除環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)樣本最低和最高0.5%的樣本數(shù)據(jù)，表6第（2）列報(bào)告了剔除異常值后的估計(jì)結(jié)果。盡管環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)有所下降，但方向和顯著性水平?jīng)]有變化，可見(jiàn)異常值對(duì)模型回歸結(jié)果影響不顯著?；贐ootstrap法（自抽樣法）再對(duì)模型進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)結(jié)論對(duì)數(shù)據(jù)的敏感性。表6第（3）列是自抽樣1000次估計(jì)結(jié)果，可見(jiàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)變化不顯著，因此，前文基于工具變量估計(jì)的空間Durbin模型的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)是基于地理距離空間權(quán)重得到的結(jié)果，為了避免空間權(quán)重選擇不當(dāng)引致估計(jì)結(jié)果偏誤，表6第（4）—（6）列是基于后相鄰空間權(quán)重對(duì)以上穩(wěn)健檢驗(yàn)方法進(jìn)行再估計(jì)

Anselin指出，構(gòu)造空間相鄰權(quán)重一般有車（Rook）鄰近和后（Queen）鄰近2種，其中車鄰近是指僅有共同邊界，后鄰近除了共有邊界外還包括共同頂點(diǎn)[39]。本文采用的是后相鄰空間權(quán)重，另外相鄰空間權(quán)重除了一階鄰近矩陣外，還有更高階的鄰近矩陣，本文的空間相鄰權(quán)重只考慮一階后相鄰情況。的結(jié)果。與第（1）—（3）列基于地理距離空間權(quán)重估計(jì)結(jié)果相比，發(fā)現(xiàn)稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理相關(guān)效應(yīng)顯著性水平、方向及大小均變化不顯著，說(shuō)明空間權(quán)重沒(méi)有導(dǎo)致模型估計(jì)產(chǎn)生偏誤，前文基于地理距離空間權(quán)重估計(jì)的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、研究結(jié)論及政策建議

經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展背景下，地方政府有采取環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)雙重政策發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的典型事實(shí)。本文采用2007—2017年間中國(guó)278個(gè)地級(jí)及以上城市數(shù)據(jù)，基于構(gòu)造的空間計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)了環(huán)境治理和稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，一是稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)本地經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用及正向空間溢出效應(yīng);二是環(huán)境治理對(duì)本地經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的直接促進(jìn)作用及負(fù)向空間溢出效應(yīng);三是地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制了環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的提升效應(yīng);四是不同的城市規(guī)模和時(shí)期實(shí)施稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響存在異質(zhì)性，稅收競(jìng)爭(zhēng)和環(huán)境治理對(duì)大中城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)顯著低于小城市，十八大以來(lái)，環(huán)境治理對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升效應(yīng)及其與稅收競(jìng)爭(zhēng)的協(xié)同效應(yīng)越來(lái)越顯著。

為了實(shí)現(xiàn)新時(shí)代既要“金山銀山”又要“綠水青山”的發(fā)展愿景，黨中央和地方政府還需進(jìn)一步調(diào)整戰(zhàn)略和優(yōu)化相關(guān)政策。

一是弱化地方官員晉升的經(jīng)濟(jì)考核指標(biāo)。新時(shí)代貫徹新官員晉升考核理念，引導(dǎo)地方政府間發(fā)展經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)方式轉(zhuǎn)變，提升地方官員發(fā)展高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)的動(dòng)力，滿足人民對(duì)“兩山”日益增長(zhǎng)的需要。因此，官員政績(jī)考核中，不能再采用唯GDP論“英雄”的政績(jī)考核方式，應(yīng)完善包括環(huán)境權(quán)重的多元化評(píng)價(jià)體系，形成新時(shí)代政績(jī)考核體系。

二是引導(dǎo)地方政府間稅收綠色化競(jìng)爭(zhēng)。稅收競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致行政力量干預(yù)了市場(chǎng)的資源配置功能，引發(fā)地方政府在促進(jìn)GDP增長(zhǎng)的同時(shí)，造成資源錯(cuò)配、環(huán)境惡化等問(wèn)題。中央應(yīng)進(jìn)一步規(guī)范地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)行為，規(guī)范其管轄權(quán)，減少不利于環(huán)境改善的地方稅收優(yōu)惠行為，引導(dǎo)地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)由逐底競(jìng)爭(zhēng)轉(zhuǎn)向逐頂競(jìng)爭(zhēng)。

三是強(qiáng)化環(huán)境規(guī)制的倒逼效應(yīng)。通過(guò)環(huán)境規(guī)制糾正生產(chǎn)要素錯(cuò)配，形成以環(huán)境規(guī)制引導(dǎo)市場(chǎng)要素配置的機(jī)制，為新動(dòng)能發(fā)展創(chuàng)造條件，倒逼產(chǎn)業(yè)綠色升級(jí)。

四是完善區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機(jī)制。本地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的政策，可能會(huì)因?yàn)檎弑旧砭哂械目臻g互動(dòng)性，造成實(shí)施后效果不顯著。為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，還需引導(dǎo)地方政府協(xié)同規(guī)劃和實(shí)施經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的聯(lián)合監(jiān)督、監(jiān)測(cè)及預(yù)警體系，進(jìn)一步完善區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機(jī)制。

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責(zé)任編輯、校對(duì)： 李再揚(yáng)

Tax Competition， Environmental Governance and High-quality Economic Development

—An Empirical Study Based on Spatial Durbin Model

LI Kai1， SHANGGUAN Xuming2

（1. School of management， Xian University of Architecture and Technology， Xian 710055， China;

2. School of Economics， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081， China）

Abstract： Based on the constructed spatial Durbin model， this paper uses 278 urban data at prefecture level and above from 2007 to 2017 and finds that tax competition has negative effect and positive spatial spillover effect on the quality of local economic development. Environmental governance has significant promotion effect and negative spatial spillover effect on the local quality of economic development. Tax competition restrains the promotion effect of environmental governance on high-quality economic development. Further research finds that the direct effect of tax competition and environmental governance on the quality of economic development of large and medium-sized cities is significantly lower than that of small cities， and the spatial spillover effect is higher than that of small cities. Since the 18th National Congress， the direct promotion effect of environmental governance on the quality of economic development and its synergistic effect with tax competition have become more and more significant. Therefore， high-quality economic development needs to further strengthen the adverse effect of environmental governance， guide local government tax from bottom-to-top competition and build a synergistic mechanism for high-quality regional economic development.

Keywords： high-quality economic development; tax competition; environmental governance; spatial Durbin model