■程風(fēng)雨

一、引言與文獻(xiàn)綜述

中國地域廣闊，經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展呈現(xiàn)出較為明顯的空間非均衡特征，在新形勢下充分發(fā)揮不同地區(qū)的比較優(yōu)勢，形成高質(zhì)量發(fā)展的空間布局已成為我國現(xiàn)代化建設(shè)的戰(zhàn)略性內(nèi)容，其中城市群及中心城市的引領(lǐng)帶動作用愈發(fā)明顯。中共十九大報(bào)告要求，“以城市群為主體構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)格局”，中共十九屆五中全會更加明確提出，要“發(fā)揮城市群輻射帶動作用，優(yōu)化發(fā)展京津冀、長三角、珠三角三大城市群”。因此，需要在推進(jìn)城市化及城市現(xiàn)代化的進(jìn)程中準(zhǔn)確地把握城市群的新定位和新使命。

與此同時(shí)，推動區(qū)域協(xié)調(diào)高效發(fā)展的一個(gè)重要途徑是制定實(shí)施有助于縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的減稅政策。在現(xiàn)行“分稅制”的財(cái)政框架內(nèi)，稅收是地方財(cái)政收入的主要來源，也是政府保障科教文衛(wèi)和基礎(chǔ)設(shè)施的重要支撐。然而，由于不同地區(qū)的財(cái)稅能力與運(yùn)用水平存在較大差異，基于流動性生產(chǎn)要素資源的稀缺性屬性，為吸引盡可能多的生產(chǎn)要素流入本地，地方政府間不可避免地會采用包括稅收在內(nèi)的政策工具展開競爭。其中，稅收競爭作為主要手段，地方政府能否通過其空間外溢效應(yīng)來改變地區(qū)競爭格局值得關(guān)注。那么在城市群層面，地方稅收競爭的空間外溢效應(yīng)是否是支撐區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要因素？地方稅收競爭的空間外溢增長效應(yīng)是局域性的還是普適性的？如果是后者，是否存在特別顯著的距離衰減現(xiàn)象？基于上述問題，開展了相關(guān)研究。

近年來，地方稅收競爭日益成為國內(nèi)外探討經(jīng)濟(jì)增長問題的重要影響因素。雖然有研究表明地方政府間稅收競爭也會導(dǎo)致諸多不良經(jīng)濟(jì)社會后果，但是稅收競爭依然是地方政府競爭的主要形式之一?，F(xiàn)有國內(nèi)外關(guān)于地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的研究文獻(xiàn)可歸為以下兩個(gè)方面：

一是地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的作用性質(zhì)及方向的研究。主流學(xué)者研究認(rèn)為地方稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。國外學(xué)者Feld et al.（2004）研究認(rèn)為，稅收競爭不會阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長；Qian&Roland（1998）更加明確地指出，地方稅收競爭可以通過提高企業(yè)生產(chǎn)率帶動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。對此，國內(nèi)學(xué)者基于中國省際面板數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，地方稅收競爭有助于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（吳俊培和王寶順，2012），而且不論是宏觀稅負(fù)總體、地方費(fèi)類收入競爭還是增值稅及企業(yè)所得稅競爭，均對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有正向推動作用。還有學(xué)者認(rèn)為地方稅收競爭會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生阻礙作用。周業(yè)安（2003）指出，采取過度的稅收競爭策略，尤其是該策略具有地方保護(hù)性或掠奪屬性時(shí)，不同地區(qū)間交易成本會上升，因而未必一定可以推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，有時(shí)甚至?xí)蟠蠼档鸵刭Y源配置效率，賈康等（2007）也得到類似結(jié)論。李一花和瞿玉雪（2017）實(shí)證發(fā)現(xiàn)，營業(yè)稅和增值稅會抑制本期地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。此外，還有學(xué)者認(rèn)為稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)是模糊的。Rauscher（2005）研究認(rèn)為稅收競爭的增長效應(yīng)是不確定的。

二是地方稅收競爭對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響問題。直觀而言，高稅負(fù)似乎會阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，但是我國改革開放以來，卻始終存在高宏觀稅負(fù)和高經(jīng)濟(jì)增長并存的“雙高”現(xiàn)象，學(xué)術(shù)界將此“悖論”稱之為“中國稅收增長之謎”（高培勇，2006），其中有學(xué)者試圖從地方橫向稅收競爭的視角對這一現(xiàn)象進(jìn)行探討。李濤等（2011）使用中國省際面板數(shù)據(jù)，采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究推測，可能是由于其他因素對沖并反超了高稅負(fù)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的阻礙作用；程風(fēng)雨（2016）則通過將貿(mào)易開放納入地方稅收競爭的實(shí)證框架，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，由于貿(mào)易開放與地方稅收競爭存在策略替代性，從而在整體上使得宏觀稅負(fù)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)同向增長；謝貞發(fā)（2016）研究認(rèn)為，中國實(shí)際高稅負(fù)的主要原因在于中央稅收征管集權(quán)改革壓縮了地方稅收競爭的策略空間，加之中國式分稅制依然保留了經(jīng)濟(jì)增長的基本動力機(jī)制，從而產(chǎn)生“雙高”增長現(xiàn)象。

綜觀上述文獻(xiàn)，不難發(fā)現(xiàn)，雖然地方稅收競爭對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響問題備受關(guān)注，但還存在以下不足：一是關(guān)于地方稅收競爭的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間外溢效應(yīng)的研究還很不充分，在為數(shù)不多的以地方稅收競爭為視角回答“中國稅收增長之謎”的研究中忽略了空間外溢效應(yīng)所發(fā)揮的作用。二是僅有的少量地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間外溢研究均是針對省級層面數(shù)據(jù)，比如周業(yè)安和李濤（2013）從空間計(jì)量的角度對地方稅收競爭與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系有所研究，但考慮到空間滯后項(xiàng)的存在，如果直接使用其回歸系數(shù)來度量空間溢出效應(yīng)將存在一定偏誤（LeSage，2014），加之中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡以及市場分割的制約，這種研究所得出的結(jié)論值得商榷。三是很少有學(xué)者關(guān)注地方稅收競爭空間外溢效應(yīng)的地區(qū)邊界問題，比如信息和通信技術(shù)的快速發(fā)展有可能使得地方稅收競爭的外溢增長效應(yīng)存在一定程度的“地理已死（Obrien，1992）”。

據(jù)此，本文的創(chuàng)新主要在于：在研究對象方面，選擇城市群作為分析的空間單元，能夠避免因采用省區(qū)、東中西部三大經(jīng)濟(jì)地帶等大尺度空間單元而不能發(fā)現(xiàn)在中等尺度區(qū)域?qū)用嫔洗嬖诘胤蕉愂崭偁幍脑鲩L效應(yīng)的缺陷，從而可以更加全面地把握地方橫向稅收競爭核心空間的應(yīng)對策略。在理論研究方面，引入金融地理學(xué)領(lǐng)域的“地理已死”概念，定量測度了1000公里以內(nèi)地方稅收競爭的空間外溢增長效應(yīng)系數(shù)變化及地理邊界，實(shí)證研究地方稅收競爭空間外溢效應(yīng)存在“地理已死”的顯著特征，從而使本研究更具現(xiàn)實(shí)針對性。

二、研究設(shè)計(jì)與變量說明

（一）研究設(shè)計(jì)

1.空間計(jì)量回歸模型的偏微分方法

一般而言，對變量空間交互關(guān)系的衡量，大多數(shù)文獻(xiàn)是采用空間計(jì)量模型，主要包括空間誤差模型（SEM）、空間自回歸模型（SAR）和空間杜賓模型（SDM）等形式。其中，SDM是較為基準(zhǔn)的空間計(jì)量回歸模型。據(jù)此，構(gòu)建空間杜賓模型，其基本函數(shù)形式如下：

其中，i和t分別代表城市群所轄城市與年份，被解釋變量GDP代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。X為解釋變量向量，包括核心解釋變量稅收競爭以及貿(mào)易開放度、物質(zhì)資本存量等其他影響經(jīng)濟(jì)增長的一系列控制變量。μ和σ分別代表個(gè)體和時(shí)間的固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。W為地理空間權(quán)重矩陣，而ρ代表空間自相關(guān)回歸系數(shù)；WX則為核心解釋變量及控制變量的空間滯后項(xiàng)，δ則為其相應(yīng)的估計(jì)系數(shù)。當(dāng)δ=0時(shí)，SDM需要簡化為SAR；當(dāng)δ+ρβ=0時(shí)，SDM則需要簡化為SEM。

考慮到空間權(quán)重矩陣是進(jìn)行空間計(jì)量回歸分析的關(guān)鍵，擬采用三種空間權(quán)重矩陣。一是地理相鄰空間權(quán)重矩陣W1ij：

其中，i和j分別代表所轄城市i和j。若城市群任意兩個(gè)城市之間存在公共邊界即為1，代表存在空間相關(guān)關(guān)系；反之則為0，即不存在空間相關(guān)性。

二是一階反地理距離空間權(quán)重矩陣W2ij：

其中，dij代表城市i和j之間的地理距離，該距離是通過不同城市地理中心的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

三是經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣W3ij：

當(dāng)對空間計(jì)量回歸結(jié)果進(jìn)行解釋時(shí)，如果使用的計(jì)量模型中包含了空間滯后項(xiàng)，則意味著對回歸參數(shù)的解釋包含了復(fù)雜而豐富的交互信息，因此不能直接使用回歸系數(shù)來度量解釋變量對被解釋變量的空間溢出效應(yīng)（LeSage&Pace，2014），這也是關(guān)于地方稅收競爭研究中亟待關(guān)注的重要問題。LeSage&Pace（2014）提出“求偏微分法”，將解釋變量對被解釋變量的空間效應(yīng)分解為直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)。其中，直接效應(yīng)衡量的是某一解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的平均影響，間接效應(yīng)衡量的是區(qū)域空間溢出效應(yīng)，反映的是鄰近地區(qū)某一解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的平均影響，而總效應(yīng)為二者之和，反映某一解釋變量對本地區(qū)被解釋變量的平均影響。

2.不同距離閾值的SDM回歸

按照相關(guān)文獻(xiàn)的研究，擬采用如下兩個(gè)思路開展研究：一是具體界定空間溢出效應(yīng)的邊界范圍。已有學(xué)者普遍認(rèn)為的空間外溢效應(yīng)的密集區(qū)是200公里—1000公里，據(jù)此本文也將采用此地理距離作為地方稅收競爭的空間外溢的密集區(qū)。二是在空間截?cái)嗟臋?quán)重矩陣設(shè)置方面，采用一階反地理距離空間權(quán)重矩陣?；貧w模型設(shè)定類同前文，此處將不再一一贅述。

（二）變量與數(shù)據(jù)

鑒于城市群是中國城鎮(zhèn)化的主要空間載體，也是區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的重要依托，選取長三角、珠三角、京津冀、北部灣、成渝、哈長、中原和長江中游等八大代表性城市群所轄的145個(gè)地級市及以上城市作為研究對象，研究周期跨度為2005—2013年。以這段時(shí)間作為考察期的原因是限于研究數(shù)據(jù)的可獲得性。目前城市層面的稅收分類數(shù)據(jù)主流來源是《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，該年鑒已于2014年?？瑫r(shí)2005年以前相關(guān)稅收數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重。全文數(shù)據(jù)來源于歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，所涉及的數(shù)據(jù)均通過對數(shù)化處理，并采用線性插值法進(jìn)行補(bǔ)缺，此外將以美元計(jì)價(jià)的變量數(shù)據(jù)統(tǒng)一按照各年平均匯率換算成人民幣。

1.被解釋變量（GDP）。以地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)表示，并使用GDP平減指數(shù)換算成2005年不變價(jià)。

2.核心解釋變量地方稅收競爭（TAX）。借鑒曾亞敏和張俊生（2009）的做法，通過空間計(jì)量模型的空間反應(yīng)系數(shù)值來衡量稅收競爭，使用地方宏觀稅收收入占GDP的比重來表征該變量。

3.控制變量。借鑒相關(guān)研究，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，控制了以下變量：（1）貿(mào)易開放度（OPEN）采用進(jìn)出口貿(mào)易額占同期GDP的比重來表征。（2）物質(zhì)資本存量（K）采用永續(xù)盤存法計(jì)算而得，其計(jì)算公式為Kit=Ki，t-1（1-δ）+It。其中，初始資本存量使用2005年某一城市的物質(zhì)資本投資額除以10%來度量，資本折舊率統(tǒng)一選用近似值9.6%（張軍等，2004）。（3）勞動力要素（LABOR）以城鎮(zhèn)就業(yè)人口數(shù)據(jù)來表征。（4）財(cái)政自給率（FINANCE）以各年財(cái)政收入與財(cái)政支出之比表示。（5）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUC）以各年第二產(chǎn)業(yè)增加值占同期GDP的比重表示。（6）城鎮(zhèn)化（URBAN）以各年城市常住人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?，其中常住人口?shù)據(jù)使用GDP/人均GDP獲得（張坤領(lǐng)和劉清杰，2019）。（7）外商直接投資（FDI）以各城市當(dāng)年實(shí)際外商直接投資總額表征。（8）教育程度（EDUC）以各年城市高等教育在校生人數(shù)占總?cè)丝跀?shù)的比重來表征。

三、基準(zhǔn)實(shí)證檢驗(yàn)

（一）三種空間權(quán)重下的SDM回歸估計(jì)

為確定空間計(jì)量模型函數(shù)的合理形式，對應(yīng)前文設(shè)定的三種地理空間權(quán)重矩陣，主要通過式（1）對中國城市群城市地方稅收競爭采用如下檢驗(yàn)方法：首先，通過非空間效應(yīng)下的OLS回歸，分別得到拉格朗日乘數(shù)（LM）及其穩(wěn)健統(tǒng)計(jì)量（R-LM），檢驗(yàn)是選擇使用空間自回歸（SAR）還是空間誤差模型（SEM），進(jìn)一步判斷是否存在空間效應(yīng)，結(jié)果均顯著拒絕“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)，再次表明進(jìn)行空間實(shí)證分析是必要的。其次，使用更具一般意義的空間杜賓模型（SDM）進(jìn)行空間計(jì)量估計(jì)，并對空間杜賓模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，以判斷回歸模型是采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果的P值均為0.0000，顯著拒絕使用隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，表明回歸模型適用固定效應(yīng)。最后，對SDM進(jìn)行Wald或LR檢驗(yàn)，以判斷其是否會弱化為SAR或SEM模型。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 地方稅收競爭SDM的Wald或LR檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表1可知，三種空間權(quán)重矩陣下，Wald檢驗(yàn)值與LR檢驗(yàn)值均在1%水平下顯著，故在三類空間權(quán)重矩陣中采用固定效應(yīng)的SDM更適用于本文的空間計(jì)量估計(jì)。進(jìn)一步嘗試采用偏誤修正的準(zhǔn)最大似然估計(jì)法（BC-QML）來估計(jì)八大城市群城市地方稅收競爭的時(shí)空雙重固定效應(yīng)SDM，結(jié)果如表2所示。

由表2的估計(jì)結(jié)果可知，空間自相關(guān)系數(shù)值均通過1%統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，這表明不能直接使用該回歸系數(shù)來衡量地方稅收競爭的空間溢出效應(yīng)，需要采用偏微分方法對其溢出效應(yīng)進(jìn)行分解，其結(jié)果也一并呈現(xiàn)在表2中。根據(jù)表2的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)：

表2 三種空間權(quán)重矩陣下的SDM估計(jì)及空間效應(yīng)分解

第一，中國城市群城市地方稅收競爭總體上具有顯著的正向經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，其中各地方的稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長具有一定的阻礙作用，而鄰近區(qū)域的稅收競爭則對本地經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向推動作用，這與周業(yè)安和李濤（2013）基于省級層面地方政府稅收競爭的研究結(jié)論相一致。換言之，對于城市群城市地方稅收競爭而言，其經(jīng)濟(jì)增長作用具有一定的“搭便車”現(xiàn)象。其可能的原因在于，本地區(qū)實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)的提高，會造成本地區(qū)資本、勞動等生產(chǎn)要素的交易成本增加，并降低其從區(qū)域外流入的政策激勵，甚至導(dǎo)致高稅負(fù)地區(qū)的要素流出，因此地方稅收競爭在阻礙了本地經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)，反而讓鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受益。

第二，地方稅收競爭所帶來的空間溢出效應(yīng)對我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。這主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是地方稅收競爭的間接效應(yīng)均顯著為正，且大于其均為負(fù)值的直接效應(yīng)，從而導(dǎo)致地方稅收競爭總體上依然對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的推動作用。二是地方稅收競爭的反饋效應(yīng)有助于本地經(jīng)濟(jì)增長。通過對比可以發(fā)現(xiàn)，地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)并不等于他們所對應(yīng)的估計(jì)系數(shù)，而地方稅收競爭的直接效應(yīng)與其估計(jì)系數(shù)的差值為地區(qū)間空間反饋效應(yīng)，反饋效應(yīng)刻畫地方稅收競爭的變化引起鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平發(fā)生改變，進(jìn)而再反饋回來對本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。具體而言，在地理相鄰空間權(quán)重矩陣下，地方稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)為-0.0022，估計(jì)系數(shù)為-0.0025，總體稅收競爭的反饋效應(yīng)等于0.0003；在地理空間權(quán)重矩陣下，地方稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)為-0.0031，估計(jì)系數(shù)為-0.0032，總體稅收競爭的反饋效應(yīng)等于0.0001；在經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣下，地方稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)為-0.0025，估計(jì)系數(shù)為-0.0031，總體稅收競爭的反饋效應(yīng)等于0.0006。以上結(jié)果意味著，地方稅收競爭行為引致鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的改變，進(jìn)而返回影響本地經(jīng)濟(jì)增長的反饋效應(yīng)均為正。

進(jìn)一步，本文認(rèn)為在以宏觀稅負(fù)為表征的地方稅收競爭研究框架內(nèi)，雖然高稅負(fù)制約了本地經(jīng)濟(jì)增長，即地方稅收競爭存在負(fù)向的直接增長效應(yīng)，但是借助于SDM的偏微分分解技術(shù)，實(shí)證發(fā)現(xiàn)正是由于存在正向的間接增長效應(yīng)和反饋效應(yīng)，才使得這兩種效應(yīng)明顯大于地方高稅負(fù)對本地經(jīng)濟(jì)增長的弱化效應(yīng)，從而使高稅負(fù)下的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的總體效應(yīng)依然顯著為正，最終實(shí)證回應(yīng)了“中國稅收增長之謎”。

第三，在三種不同的空間權(quán)重矩陣下，中國城市群城市的地方稅收競爭直接、間接和總的增長效應(yīng)的影響性質(zhì)與變化方向均一致，表明前文實(shí)證結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。當(dāng)然，后文還將進(jìn)一步探討其相關(guān)結(jié)論的穩(wěn)健性問題。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

①限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

1.考慮不同的空間權(quán)重矩陣。前文的研究已經(jīng)采用了三種不同的空間權(quán)重矩陣，此處進(jìn)一步采用二階反地理距離空間權(quán)重矩陣以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果表明，SDM在二階反地理距離空間權(quán)重矩陣的BC-QML估計(jì)方法下，其地方稅收競爭的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)的結(jié)果系數(shù)僅在大小方面有所差異，系數(shù)方向和顯著性水平均沒有發(fā)生任何改變，這表明前文的研究結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

2.內(nèi)生性問題的處理。現(xiàn)有研究表明地方稅收競爭會影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，但地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長也會帶來地方生產(chǎn)總值的增加，從而支撐地方政府開展地方稅收競爭實(shí)踐，這有可能產(chǎn)生一定的內(nèi)生性問題。因此，擬采用動態(tài)空間杜賓模型的方法來克服可能存在的內(nèi)生性問題，所得估計(jì)結(jié)果中核心解釋變量回歸系數(shù)的方向和顯著性水平均沒有發(fā)生任何改變。這也再次表明，前文的研究結(jié)果依然穩(wěn)健可靠。

四、拓展性分析

（一）地方稅收競爭空間效應(yīng)的區(qū)域異質(zhì)性

將中國八大城市群劃分為三大區(qū)域，即長江流域（長三角城市群、長江中游城市群、成渝城市群）、珠江流域（珠三角城市群、北部灣城市群）、北方地區(qū)（京津冀城市群、中原城市群、哈長城市群），以期更加深入地探討中國城市群地方政府間稅收競爭是否存在收斂機(jī)制。鑒于表2結(jié)果中一階反地理距離空間權(quán)重矩陣下Log-Lik和R2的值都是最大的，這意味著以一階反地理距離空間權(quán)重矩陣下的空間溢出效應(yīng)模型的擬合程度是最優(yōu)的。因此，將以一階反地理距離空間權(quán)重矩陣作為主空間權(quán)重矩陣加以實(shí)證檢驗(yàn)，從而得到三大區(qū)域的SDM估計(jì)及空間效應(yīng)分解結(jié)果，具體見表3所示。

表3 三大區(qū)域SDM估計(jì)及空間效應(yīng)分解

續(xù)表3

表3的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：對于珠江流域與北方地區(qū)而言，其地方稅收競爭總的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)顯著為正，稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長具有一定的阻礙作用，同時(shí)對鄰近區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著地正向推動作用，這與中國八大城市整體的估計(jì)結(jié)果在系數(shù)方向與顯著性上基本一致。但是，長江流域的地方稅收競爭的總效應(yīng)、直接效益與間接效應(yīng)均沒有通過至少10%的統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)。出現(xiàn)這一情況可能的原因在于長江流域的一體化水平相對較高，不同區(qū)域的稅收協(xié)調(diào)日趨務(wù)實(shí)，對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到更深次的作用。具體而言，一方面，作為中國綜合實(shí)力最強(qiáng)的城市群，長三角城市群已經(jīng)發(fā)展成為中國城市群高質(zhì)量發(fā)展的領(lǐng)頭羊，其雄厚的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)對地方稅收競爭的不良后果產(chǎn)生了較好的對沖效應(yīng)。另一方面，面對區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展不斷走向縱深的要求，長三角城市群主動作為，探索建立區(qū)域經(jīng)濟(jì)稅收分析和信息共享機(jī)制，完善區(qū)域綜合治稅協(xié)作機(jī)制，地方政府間稅收合作的作用可能會更加突出，并成為促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和一體化的重要手段，從而在區(qū)域整體上極大地降低了稅收凌駕于市場之上而成為配置資源的決定性因素的可能性。

（二）伴隨地理距離發(fā)生的地方稅收競爭空間外溢

前文研究結(jié)果顯示，地方稅收競爭具有正向空間溢出效應(yīng)，但這種溢出增長效應(yīng)的輻射范圍是局域性的還是普適性的呢？本節(jié)試圖選用SDM為基準(zhǔn)模型，在不同距離閾值內(nèi)設(shè)定相應(yīng)的一階反地理距離空間權(quán)重矩陣，對這個(gè)問題進(jìn)行分析解答。按照前文研究設(shè)計(jì)，以200公里為起點(diǎn)，1000公里為終點(diǎn)，每200公里回歸一次，得到結(jié)果如表4所示。

表4 地方稅收競爭空間溢出邊界的回歸估計(jì)

從表4結(jié)果中不難發(fā)現(xiàn)：在不同的截?cái)嗑嚯x閥值下，地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間外溢效應(yīng)并不存在特別明顯的距離衰減現(xiàn)象，反而均對其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生較為顯著的促進(jìn)作用，即存在一定程度的“地理已死”的特征。這一現(xiàn)象與城市群的發(fā)展密不可分，并存在著較為明顯的現(xiàn)實(shí)原因及制度背景。首先，地方財(cái)稅政策信息的不對稱程度不會因地理距離的增加而遞減。信息分為標(biāo)準(zhǔn)化信息和非標(biāo)準(zhǔn)化信息。其中，前者被界定為可以被無失真?zhèn)鞑サ摹坝病辟Y料，如企業(yè)所在地的經(jīng)濟(jì)信息等；而后者則認(rèn)為是很容易被偏誤性傳播的“軟”資料，如企業(yè)內(nèi)部的人際關(guān)系及經(jīng)營狀態(tài)等信息。從以上界定可以看出，包括稅收競爭在內(nèi)的地方財(cái)稅政策屬于“硬”資料范疇，它們經(jīng)過媒體等介質(zhì)傳播后不會因距離耗損產(chǎn)生詮釋上的誤讀，也不會因地域差異而產(chǎn)生歧義，因此不會因信息不對稱而遲滯地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的空間外溢效應(yīng)。其次，城市群一體化發(fā)展極大地降低了地方保護(hù)主義的程度，地方稅收競爭的空間外溢邊界更加模糊。從本質(zhì)上而言，城市群經(jīng)濟(jì)要求生產(chǎn)要素能夠在區(qū)域內(nèi)自由流動（唐為，2021），并形成包括地方稅收在內(nèi)的利益分享機(jī)制。加之，互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)的普及，各級地方政府加快打破“信息孤島”，努力打造“陽光政府”和推進(jìn)政務(wù)公開，打破地方保護(hù)主義尤其是在城市群內(nèi)部已成為一種較為主動的政府行為，使得區(qū)域管理界限對區(qū)域一體化的影響不斷被弱化。

五、研究結(jié)論與對策建議

本文以中國八大城市群作為空間研究單元，綜合運(yùn)用不同形式的空間權(quán)重矩陣，通過構(gòu)建橫向稅收競爭的空間面板杜賓模型，測度地方稅收競爭增長的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，實(shí)證考察了中國地方稅收競爭影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的程度及其空間外溢的地區(qū)邊界問題。主要結(jié)論如下：

第一，從中國八大城市群總體層面看，地方稅收競爭具有正向增長效應(yīng)，說明將地方稅收競爭的時(shí)空相關(guān)性及其他外生影響因素納入同一計(jì)量框架下，地方稅收競爭仍然是推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要因素；考慮到地方稅收競爭的直接增長效應(yīng)和空間溢出增長效應(yīng)分別是顯著為負(fù)和為正，即雖然地方稅收競爭能夠抑制本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長，但其所伴隨的正向空間溢出增長效應(yīng)以及反饋效應(yīng)有助于推動整體的經(jīng)濟(jì)增長。

第二，地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)和空間外溢效應(yīng)存在明顯的區(qū)域性差異：一方面，地方稅收競爭能夠顯著促進(jìn)珠江流域、北方地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，但對長江流域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。另一方面，地方稅收競爭對珠江流域、北方地區(qū)具有顯著的正向空間外溢增長效應(yīng)，但長江流域的正向空間外溢增長效應(yīng)卻沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這說明，地方稅收競爭對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)還受限于所在區(qū)域一體化及經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段等約束條件，即隨著區(qū)域一體化進(jìn)程的加快，地方稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)趨于減弱甚至消失。

第三，就外溢效應(yīng)的空間距離而言，在200公里—1000公里范圍內(nèi)，地方稅收競爭均存在顯著的正向空間外溢效應(yīng)，雖然這種效應(yīng)隨著空間距離的增大而有所變化，但不服從空間距離衰減規(guī)律。這表明中國地方政府間橫向稅收競爭支持“地理已死”論斷，換言之，地方稅收競爭所產(chǎn)生的正向空間外溢效應(yīng)并非局部性，而是具有一定的普適性。

基于此，提出以下對策建議：第一，積極引導(dǎo)地方規(guī)范稅收優(yōu)惠行為，充分發(fā)揮地方財(cái)稅工具對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)的職能作用。針對地方稅收競爭的雙重效應(yīng)，一方面，要繼續(xù)堅(jiān)決杜絕地方稅收“逐底式”競爭，持續(xù)優(yōu)化地方稅收實(shí)踐。另一方面，應(yīng)強(qiáng)化區(qū)域投資項(xiàng)目管理，有效抑制地方公共投資競爭沖動，不斷完善和發(fā)展各級政府職能公共化。第二，以城市群發(fā)展為目標(biāo)導(dǎo)向，加快推進(jìn)與特定區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段及城市規(guī)模相適配的地方稅收體系建設(shè)。要以區(qū)域重大發(fā)展戰(zhàn)略為指引，充分發(fā)揮地方政府作用，特別是在地方稅收實(shí)踐機(jī)制設(shè)計(jì)方面，應(yīng)具體融入?yún)^(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異、要素稟賦、市場需求異質(zhì)性等因素，為統(tǒng)籌規(guī)劃各城市的功能定位和產(chǎn)業(yè)定位，增強(qiáng)城市群供給同國內(nèi)需求的適配性，推動形成高質(zhì)量發(fā)展的區(qū)域經(jīng)濟(jì)布局提供必要的政策條件。第三，推動地區(qū)間稅收協(xié)調(diào)與財(cái)政可持續(xù)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)各地區(qū)稅收競爭行為策略的空間治理優(yōu)化。在增強(qiáng)地方稅收競爭正向外溢增長效應(yīng)的同時(shí)，進(jìn)一步弱化地區(qū)行政壁壘，組建并完善跨區(qū)域稅收協(xié)同合作體系；貫徹有條件的稅收中性原則，加快打造公平競爭營商環(huán)境，處理好稅負(fù)公平與資源有效配置之間的平衡關(guān)系，逐步改變對非合作的地方稅收博弈模式的過度依賴。[1]程風(fēng)雨.貿(mào)易開放視角下的地區(qū)稅收競爭與經(jīng)濟(jì)增長——來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)經(jīng)論叢，2016，（5）：11～19.