程風(fēng)雨

【摘要】分稅制下地方政府間稅收競爭是推動我國經(jīng)濟(jì)快速增長的重要動力。 基于地方政府橫向稅收競爭策略的演化博弈模型， 利用八大城市群面板數(shù)據(jù)， 通過構(gòu)建靜態(tài)空間自回歸模型、單區(qū)制空間杜賓模型和兩區(qū)制空間杜賓模型， 對我國橫向稅收競爭機(jī)制與策略行為進(jìn)行定量識別。 我國城市群在總體稅收、增值稅和企業(yè)所得稅上均存在顯著的正向空間競爭關(guān)系; 城市群地方政府間稅收競爭策略存在顯著不同， 總體稅收呈現(xiàn)出差異化競爭特征， 而增值稅和企業(yè)所得稅則具有標(biāo)桿競爭特征; “競高”和“競低”效應(yīng)并存于增值稅和企業(yè)所得稅的標(biāo)桿競爭之中， 但增值稅稅收競爭是以“競低”效應(yīng)為主， 而企業(yè)所得稅稅收競爭則主要表現(xiàn)為“競高”效應(yīng)。

【關(guān)鍵詞】城市群;稅收競爭;經(jīng)濟(jì)增長;空間杜賓模型

【中圖分類號】F812? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）20-0144-10

一、引言與文獻(xiàn)綜述

地方政府間稅收競爭是我國經(jīng)濟(jì)快速增長的主要推動力[1，2] 。 現(xiàn)行分稅制的制度安排驅(qū)動地方政府加速投資行為， 地方政府通過稅收優(yōu)惠、減免收費(fèi)或者稅收先征后返等方式展開稅收競爭， 提高地方投資競爭成功的可能性， 進(jìn)而推動本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。 黨的十九屆五中全會明確指出， 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”， 中心城市和城市群正在成為承載我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展要素的主要空間載體; 而優(yōu)化行政區(qū)劃設(shè)置， 有效發(fā)揮中心城市和城市群帶動作用將是完善我國新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略的關(guān)鍵所在。 這一定位映射在我國地方稅收實踐上， 則意味著城市群要更加充分地發(fā)揮市場機(jī)制的作用， 引導(dǎo)要素更多地向中心城市和城市群集聚， 城市群地方政府在擁有更多經(jīng)濟(jì)自主權(quán)的同時， 也形成了巨大的稅收競爭空間， 因而城市群已成為探討我國地方政府橫向稅收競爭機(jī)制較為合適的層級。

從Tiebout[3] 開始， 國外學(xué)者逐漸構(gòu)建起系統(tǒng)的稅收競爭理論， 并將稅收競爭界定為地區(qū)間為了爭奪流動稅基而競相降低稅率的政府自立互動行為。 后來有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)， 競爭均衡下的稅率接近于零會導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)效率損失， 使得稅收競爭演變?yōu)橹鸬赘偁幍膼盒愿偁嶽4，5] 。 基于上述稅收競爭理論， 國內(nèi)學(xué)者構(gòu)建的官員晉升錦標(biāo)賽理論為我國橫向稅收競爭行為提供了一種可能的理論基礎(chǔ)[6] ; 隨后研究發(fā)現(xiàn)我國省級地方政府間存在橫向稅收競爭[7-9] ， 且地方政府稅收負(fù)擔(dān)具有顯著的正向空間相關(guān)性[10] 。

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[11，12] ， 但是稅收競爭依然是地方政府競爭的主要形式之一。 而且， 目前研究更多關(guān)注的是省級政府間稅收競爭的增長效應(yīng)， 只有較少學(xué)者探討省級以下層級政府間稅收競爭的存在性問題， 所得結(jié)論也莫衷一是[13-15] 。 特別是在2002年企業(yè)所得稅改革以及實行“營改增”之后， 中央通過國稅部門統(tǒng)一管理地方所得稅的繳納， 地稅部門職能進(jìn)一步弱化， 地方政府間橫向稅收競爭的存在性更是值得商榷[16] 。 然而， 現(xiàn)有關(guān)于我國地方政府間橫向稅收競爭的研究較少涉及城市群層面， 其稅收競爭的存在性也普遍缺乏實證經(jīng)驗支持。 因此， 以我國主要城市群政府間稅收競爭為研究對象， 全面探究其存在性、類型以及程度等問題具有重要的理論及現(xiàn)實意義。

與既有研究相比， 本文可能存在三個方面的邊際貢獻(xiàn)： ①聚焦我國八大城市群， 實證檢驗地方政府間橫向稅收競爭機(jī)制與識別問題; ②已有文獻(xiàn)的實證模型主要是依托稅收競爭反應(yīng)函數(shù)測度稅收競爭策略行為， 且均未足夠重視經(jīng)濟(jì)增長對橫向稅收競爭策略的影響， 本文從稅收競爭增長效應(yīng)維度出發(fā)， 通過考察稅收競爭的演化博弈過程復(fù)現(xiàn)地方政府間稅收競爭發(fā)生機(jī)制， 并采用空間面板杜賓模型（Spatial Durbin Model， SDM）加以經(jīng)驗識別; ③已有研究通常是通過空間自回歸模型（Spatial Auto-Regression Model， SAR）的空間滯后項系數(shù)來判斷稅收競爭是標(biāo)桿競爭還是差異化競爭， 認(rèn)為標(biāo)桿稅收競爭效應(yīng)會表征為“競低”或“競高”， 但均未能具體細(xì)分識別“競低”與“競高”這兩種效應(yīng)， 且沒有涉及對省級以下層級地方政府“競低”或“競高”兩種效應(yīng)的定量分析。 本文通過構(gòu)建稅收競爭增長效應(yīng)模型和兩區(qū)制空間面板模型， 對我國城市群地方政府間稅收競爭策略性特征及程度， 尤其是非對稱效應(yīng)逐一進(jìn)行對比分析和驗證。

二、理論分析與研究假說

（一）城市群地方政府間橫向稅收競爭存在性及動因

雖然較省級政府而言， 市級政府沒有更多的稅收征管權(quán)， 但在市場經(jīng)濟(jì)條件下， 我國城市政府間仍然具有開展稅收競爭的內(nèi)在必然性。 一方面， “上下分治”的治理體制給予城市政府很大的自主性。 20世紀(jì)80年代建立的財政包干制， 使得地方政府通過財政收支和轉(zhuǎn)移支付來實現(xiàn)其公共性和強(qiáng)制力[17] ， 建立了以地方競爭為內(nèi)在特征的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。 雖然1994年的分稅制改革將部分地方財政權(quán)收緊到中央， 但地方競爭的發(fā)展模式并未發(fā)生根本性改變[18] ， 城市及以下地方政府反而有更大的動力， 通過更加隱形的稅收競爭形式（如稅收返還、免稅期等）， 來吸引更多經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展資源。 另一方面， 自利性競爭行為是地方政府發(fā)展的原動力之一， 地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長仍是目前地方政府政績考核的重要指標(biāo)， 也與地方主政官員的晉升密切相關(guān)。 由于人力、資本、技術(shù)等存量生產(chǎn)要素是稀缺有限的， 加之企業(yè)也會“用腳投票”選擇有利于自身利益最大化的地區(qū)生產(chǎn)環(huán)境， 在GDP政績考核壓力下， 為了維持地方經(jīng)濟(jì)增長水平， 地方政府仍有巨大動力通過稅收競爭吸引要素資源與稅收來源。 因此， 在我國當(dāng)前以分稅制為主的財政分配體制、晉升錦標(biāo)賽與流動性資源爭奪雙重目標(biāo)導(dǎo)向的驅(qū)動下， 城市政府可能對利己利人的稅收策略的合作動力不足， 卻依然會主動采取促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和不利于競爭對手所在地區(qū)發(fā)展的稅收競爭手段。 考慮到城市群在我國未來區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中所具有的引領(lǐng)帶動作用， 本文提出如下研究假說：

H1： 我國城市群地方政府間存在橫向稅收競爭行為。

（二）城市群地方政府間稅收競爭的策略互動： 基于演化博弈的推演

從關(guān)于地方政府間稅收競爭策略的既往研究文獻(xiàn)中可以看到， 從理論上講， 較多是假定開展稅收競爭的政府其博弈方式符合完全理性人假設(shè)， 這與現(xiàn)實博弈存在一定脫節(jié)。 在政策實踐中， 博弈雙方往往很難做到完全理性， 而其做出的策略選擇更多的是針對現(xiàn)實狀況， 不斷調(diào)整修正后的動態(tài)博弈結(jié)果。 遵循這個邏輯思路， 采用有限理性的演化博弈來理論推演地方政府間的稅收競爭行為更加貼近現(xiàn)實， 更具針對性。 簡而言之， 地方政府作為政策博弈方， 在有限理性的情況下可以開展相互學(xué)習(xí)的迭代演進(jìn)型博弈政策行為。 據(jù)此， 本文對稅收競爭策略調(diào)整采用復(fù)制動態(tài)模型加以模擬驗證。

由于我國處于社會主義初級階段， 經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的非均衡性特點(diǎn)還較為明顯， 因此本文將相鄰的地方政府設(shè)定為博弈雙方， 其博弈策略相應(yīng)為強(qiáng)化或弱化稅收競爭手段。 當(dāng)?shù)胤秸e極開展稅收競爭如執(zhí)行稅收優(yōu)惠或者稅收補(bǔ)貼政策時， 就能夠在一定程度上吸引更多生產(chǎn)要素進(jìn)入本地， 從而促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會發(fā)展; 當(dāng)?shù)胤秸磸?qiáng)化稅收競爭手段或者執(zhí)行稅收競爭政策的力度和廣度與實際需求存在差距時， 稅收競爭并未成為一種吸引外資、技術(shù)等生產(chǎn)要素的政策手段， 有時甚至?xí)璧K當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)社會發(fā)展。

假定地方政府A和地方政府B相鄰并進(jìn)行稅收競爭策略的博弈， 兩個相鄰地方政府的策略選擇包括強(qiáng)化稅收競爭政策和弱化稅收競爭政策， 其策略集為{強(qiáng)化， 弱化}。 設(shè)地方政府A的稅收競爭社會成本為CA， 具體涵蓋了強(qiáng)化稅收競爭的政策成本和經(jīng)濟(jì)影響。 其中政策成本是指地方政府強(qiáng)化稅收競爭手段時投入的人力、物力和財力等要素成本， 而經(jīng)濟(jì)影響則是地方政府強(qiáng)化稅收競爭時給所轄區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的負(fù)面影響， 比如減少或者疏忽科教文衛(wèi)等非生產(chǎn)性公共物品的有效供給。 令EA為地方政府A強(qiáng)化稅收競爭政策時所轄區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)， PA為地方政府A弱化稅收競爭政策時所轄區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)， CB、EB和PB分別為地方政府B的相關(guān)指標(biāo)。 為反映地方政府間稅收競爭策略的外部性， 本文進(jìn)一步設(shè)α和β分別為地方政府A和B對彼此的外部溢出效應(yīng)系數(shù)。 據(jù)此， 本文依托上述基本假定， 構(gòu)建了地方政府間稅收競爭博弈的支付矩陣， 具體見表1。

在地方政府A群體中， 設(shè)定強(qiáng)化稅收競爭政策的地方政府占比為x， 相應(yīng)的弱化稅收競爭政策的地方政府占比則為1-x。 同理， 在地方政府B群體中， 設(shè)定強(qiáng)化和弱化稅收競爭政策的地方政府占比分別為y和1-y。 進(jìn)一步地， 通過復(fù)制動態(tài)方程， 本文對有限理性條件下地方政府A和B之間的重復(fù)博弈過程進(jìn)行數(shù)理模擬。 在地方政府A群體中， 強(qiáng)化和弱化稅收競爭政策的地方政府期望收益分別為UA1和UA2， 則：

UA1=y（-CA+EA+βEB）+（1-y）（-CA+EA-βPB） （1）

UA2=y（-PA+βEB）+（1-y）（-PA-βPB）? （2）

地方政府A群體的平均期望收益為：

UA=xUA1+（1-x）UA2? （3）

地方政府A強(qiáng)化稅收競爭政策的復(fù)制動態(tài)方程為：

F（x）=[dxdt]=x（UA1-UA）=x（1-x）（PA+EA-CA）

（4）

同理， 在地方政府B群體中， 強(qiáng)化和弱化稅收競爭政策的地方政府期望收益分別為UB1和UB2， 則：

UB1=x（-CB+EB+αEA）+（1-x）（-CB+EB-αPA） （5）

UB2=x（-PB+αEA）+（1-x）（-PB-αPA）? （6）

地方政府B群體的平均期望收益為：

UB=yUB1+（1-y）UB2 （7）

地方政府B強(qiáng)化稅收競爭政策的復(fù)制動態(tài)方程為：

F（y）=[dydt]=y（UB1-UB）=y（1-y）（PB+EB-CB）

（8）

其中， PA+EA-CA和PB+EB-CB分別為地方政府A和B強(qiáng)化稅收競爭政策的凈收益。

令F（x）=0， 可以得到地方政府A復(fù)制動態(tài)方程的納什均衡點(diǎn)分別為x?=0和x?=1。 當(dāng)PA+EA-CA>0時， F（x）>0， F（0）>0， F（1）<0， x?=1為地方政府A的納什均衡策略; 當(dāng)PA+EA-CA<0時， F（x）<0， F（0）<0， F（1）>0， x?=0為地方政府A的納什均衡策略。 類似地， 令F（y）=0， 可以得到地方政府B復(fù)制動態(tài)方程的納什均衡點(diǎn)分別為y?=0和y?=1。 當(dāng)PB+EB-CB>0時， F（y）>0， F（0）>0， F（1）<0， y?=1為地方政府B的納什均衡策略; 當(dāng)PB+EB-CB<0時， F（y）<0， F（0）<0， F（1）>0， y?=0為地方政府B的納什均衡策略。

根據(jù)地方政府間稅收競爭策略的納什均衡點(diǎn)可知， 地方政府對稅收競爭策略的選擇主要通過權(quán)衡稅收競爭的收益和成本來確定。

當(dāng)稅收競爭的經(jīng)濟(jì)社會增長收益大于成本時， 即地方政府通過稅收競爭， 使用財政返還、稅收折扣等手段來吸引更多生產(chǎn)要素進(jìn)入本地， 開辦企業(yè)發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)， 以此帶來的經(jīng)濟(jì)收益填補(bǔ)對科教文衛(wèi)等民生性公共支出， 從而形成“標(biāo)高競爭”的格局。

當(dāng)稅收競爭的經(jīng)濟(jì)社會增長收益小于成本時， 即在分權(quán)治理結(jié)構(gòu)和以經(jīng)濟(jì)增長為目標(biāo)的考核制度下， 地方政府對地方經(jīng)濟(jì)利益的短期逐利加劇了稅收競爭的激烈程度， 破壞了稅收中性， 特別是扭曲了區(qū)域資源配置以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)， 阻礙了地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展， 從而形成“逐底競爭”的格局。

需要強(qiáng)調(diào)的是， 地方政府間稅收競爭政策存在較為明顯的空間外溢效應(yīng)， 即當(dāng)?shù)胤秸畯?qiáng)化稅收競爭政策時， 不僅會讓本地區(qū)受益， 也要承擔(dān)相鄰地區(qū)實施稅收競爭策略所帶來的正向或負(fù)向溢出效應(yīng)， 加之各地區(qū)對流動性資源的稅收競爭激勵千差萬別， 地方政府可能選擇不同的稅收競爭策略， 從而形成“差異化競爭”格局。

根據(jù)以上分析， 提出如下研究假設(shè)：

H2： 我國城市群地方政府間稅收策略性競爭涵蓋標(biāo)高競爭、逐底競爭和差異化競爭。

H3： 我國城市群地方政府間稅收標(biāo)桿競爭中多種效應(yīng)并存， 既有“競高”也有“競低”， 且存在主導(dǎo)作用的差別。

三、模型構(gòu)建與變量選取

（一）計量模型設(shè)定

根據(jù)前文的迭代演進(jìn)型博弈的推演邏輯， 本文借鑒傳統(tǒng)的稅收競爭空間反應(yīng)函數(shù)， 將地方政府間稅收競爭策略行為納入地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長研究框架， 考慮到稅收競爭會產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)， 因此定義函數(shù)形式如下： Y=F（TAX，Z，TAX?）。 其中， TAX?代表稅收競爭的空間外溢效應(yīng)， 此時使用非空間下的估計方法將導(dǎo)致一定的估計偏誤問題。 因此， 本文首先擬采用SAR初步檢驗我國城市群地方政府間稅收競爭的存在性， 并構(gòu)建如下待估實證模型：

TAXit=ρWTAXit+βX+μi+σt+εit （9）

式（9）中， ρ為H1主要關(guān)注的系數(shù)。 根據(jù)H1， 預(yù)期其存在顯著性， 這意味著我國城市群地方政府間存在橫向稅收競爭行為。

然后， 本文根據(jù)H2， 藉由稅收負(fù)擔(dān)和稅收負(fù)擔(dān)空間滯后項的系數(shù)來判斷地方政府間稅收競爭策略的類型， 引入能有效解決內(nèi)生性問題的SDM， 進(jìn)而構(gòu)建單區(qū)制SDM的基本函數(shù)形式如下：

GDPit=ρ1WGDPit+β1TAXit+λ1WTAXit+

β2Xit+λ2WXit+μi+σt+εit? ?（10）

式（9）和式（10）中包含兩類有待解釋的變量參數(shù)。 一是變量的含義。 其中， GDPit為城市i在年份t的GDP總額， TAXit為城市i在年份t的稅收競爭， Xit為城市i在年份t的一系列控制變量， W為經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化處理的空間權(quán)重矩陣。 考慮到空間權(quán)重矩陣在空間計量模型中的關(guān)鍵地位和重要作用， 后文將會專門對W的設(shè)置加以闡述。 二是估計參數(shù)的含義。 其中， ρ和ρ1分別為稅收競爭與經(jīng)濟(jì)增長兩個變量的空間自回歸系數(shù)， β1反映了稅收競爭對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響， λ1用來捕捉稅收競爭的空間溢出， β和β2分別表示其他控制變量對地區(qū)稅收競爭和經(jīng)濟(jì)增長的影響， λ2表示其他控制變量的空間溢出， μi和σt分別代表個體效應(yīng)和時間效應(yīng)， εit為SDM的隨機(jī)誤差項。

進(jìn)一步地， 結(jié)合前文演化博弈的相關(guān)邏輯， 通過考察對比β1和λ1的正負(fù)及大小， 可以綜合有效地識別出城市稅收競爭策略的類型， 具體見表2。

對于表2， 可以從以下兩個角度來理解其要義： 首先， 如果β1>0且通過顯著性檢驗， 則意味著稅收競爭將促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長， 反之， 如果β1<0且通過顯著性檢驗， 則意味著稅收競爭將阻礙本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。 其次， 在上述判定結(jié)果的基礎(chǔ)上再結(jié)合λ1取值對地方政府間稅收競爭策略進(jìn)行最終識別和判定。 需注意的是， 如果β1和λ1兩個回歸系數(shù)至少有一個取值為零， 則表示地方政府間的稅收競爭并不存在策略互動。 相關(guān)研究表明， 地方政府間稅收的策略性競爭主要涵蓋標(biāo)高競爭、逐底競爭和差異化競爭三種不同類型， 對此本文選擇β1>0的情況加以闡述： β1>0意味著稅收競爭將促進(jìn)本地經(jīng)濟(jì)增長， 地區(qū)的地方政府若采取實施或強(qiáng)化稅收競爭將形成標(biāo)高競爭， 也將推動該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長， 這表明稅收競爭產(chǎn)生了正向空間溢出效應(yīng)（λ1>0）。 臨近地區(qū)的地方政府若采取不實施或弱化稅收競爭的政策則將形成差異化競爭， 并抑制臨近地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長， 即稅收競爭產(chǎn)生了負(fù)向空間溢出效應(yīng)（λ1<0）。

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)， 地方政府稅收的標(biāo)桿競爭可能是“競高”之爭， 也可能是“競低”之爭， 它們共同存在于我國地方政府稅收實踐中， 但是還沒有針對稅收標(biāo)桿競爭進(jìn)行具體效應(yīng)識別的研究。 對此， 為實證檢驗地方政府間稅收標(biāo)桿競爭策略的類型， 本文根據(jù)H3， 借鑒相關(guān)研究[19，20] ， 利用兩區(qū)制SDM來對我國城市群地方政府間稅收標(biāo)桿競爭的兩種細(xì)分效應(yīng)加以分離和識別。 相應(yīng)模型的函數(shù)形式設(shè)置如下：

TAXit=α+δ1dit? ? wijTAXjt+

δ2（1-dit）? ? wijTAXjt +Xβ+μi+ηt+εit （11）

其中： TAXit代表第t年第i個城市的稅收負(fù)擔(dān); X代表控制變量矩陣， 包括一系列社會和經(jīng)濟(jì)環(huán)境的關(guān)聯(lián)變量; wij代表所涉及空間權(quán)重矩陣的構(gòu)成元素， 而? ? ?wijTAXjt為除第i個城市之外其他城市的平均稅收負(fù)擔(dān)， 且這種稅收負(fù)擔(dān)是經(jīng)過相關(guān)空間權(quán)重矩陣加權(quán)處理過的; μi和ηt分別代表地區(qū)和時間固定效應(yīng)， 且滿足? ? μi=? ? ηt=0; εit為服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)誤差項， 其均值和方差分別為0和σ2; dit為顯示變量， dit? ? ?wijTAXjt和 （1-dit）? ? ?wijTAXjt分別代表不對稱的兩區(qū)制中城市稅收負(fù)擔(dān)間的空間相互作用。 在本文研究中， dit的選取形式具體如下：

[dit= 1j≠iNwijTAXjt>j≠iNwijTAX 0 其他 ]? ?（12）

其中， 當(dāng)? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 時， dit為1， 此時的系數(shù)衡量的是稅收標(biāo)桿競爭的標(biāo)高競爭傾向， 本文將其稱為“競高”效應(yīng)系數(shù); 而當(dāng)

時， dit為0， 此時的系數(shù)衡量的是稅收標(biāo)桿競爭的逐底競爭傾向， 本文將其稱為“競低”效應(yīng)系數(shù)。 當(dāng)“競高”和“競低”效應(yīng)同時顯著存在時， 要通過比較系數(shù)大小來判斷哪種效應(yīng)占主導(dǎo)地位： δ1>δ2即稅收標(biāo)桿競爭的“競高”傾向大于“競低”傾向， 主要具有標(biāo)高競爭的空間溢出效應(yīng); 反之， δ1<δ2即稅收標(biāo)桿競爭的“競低”效應(yīng)大于“競高”效應(yīng)， 主要具有逐底競爭的空間溢出效應(yīng)。

（二）變量設(shè)定

1. 主要被解釋變量。 選取國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（GDP）。

2. 核心解釋變量。 在研究橫向稅收競爭的空間計量框架內(nèi)， 本文分別選取總體稅收收入、增值稅稅收收入和企業(yè)所得稅稅收收入占地方生產(chǎn)總值的比重來定義總體稅收（ATAX）、增值稅（ZTAX）和企業(yè)所得稅（QTAX）。

3. 控制變量（X）。 ①貿(mào)易開放度（OPEN）， 用當(dāng)年平均匯率折算后的進(jìn)出口總額占同期GDP的比重衡量。 ②物質(zhì)資本存量（K）， 采用永續(xù)盤存法即Kit=Ki，t-1（1-δ）+It計算得到， 其中資產(chǎn)折舊率δ被設(shè)定為近似值9.6%。 ③勞動力要素（LABOR）， 采用城鎮(zhèn)就業(yè)人口數(shù)據(jù)來衡量。 ④財政自給率（FINANCE）， 用財政收入占地方財政總支出比重衡量。 ⑤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUC）， 用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重衡量。 ⑥城鎮(zhèn)化（URBAN）， 用常住人口與總?cè)丝诘谋戎岛饬俊?⑦外商直接投資（FDI）， 用當(dāng)年平均匯率折算的實際外商直接投資額衡量。 ⑧教育程度（EDUC）， 用所在地區(qū)高等教育在校生人數(shù)占城市總?cè)丝诒戎睾饬俊?/p>

4. 空間權(quán)重矩陣（W）。 ①地理相鄰空間權(quán)重矩陣? ? ?， 其中， 空間單元相鄰則取值為1， 反之取0。 ②地理距離空間權(quán)重矩陣? ? ?， 選用不同城市地理中心之間地理距離的倒數(shù)衡量。 ③經(jīng)濟(jì)距離空間權(quán)重矩陣? ? ?， 借鑒張學(xué)良[21] 的研究， 選用不同城市GDP均值之差絕對值的倒數(shù)衡量。

（三）數(shù)據(jù)說明

為了更加全面深入地考察我國地方政府間橫向稅收競爭的內(nèi)涵特征與發(fā)展規(guī)律， 本文基于城市群對我國新發(fā)展階段下的核心引領(lǐng)作用， 聚焦長三角城市群、珠三角城市群、京津冀城市群、北部灣城市群、成渝城市群、哈長城市群、中原城市群和長江中游城市群等八大主要城市群發(fā)展， 嘗試選擇這八大主要城市群中的145個城市為研究對象， 針對前文研究假設(shè)展開實證研究。 受研究數(shù)據(jù)可獲得性的限制， 本文的考察期設(shè)置為2005 ～ 2013年， 實證分析主要涉及兩套數(shù)據(jù)： 第一套數(shù)據(jù)為地級及以上層級城市層面的稅收總體及分類數(shù)據(jù)， 目前這方面研究的主流數(shù)據(jù)來自歷年《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》; 第二套數(shù)據(jù)為城市層面的經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展數(shù)據(jù)， 來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》以及相關(guān)的各省市統(tǒng)計年鑒。

以下三點(diǎn)需特別注意： ①現(xiàn)有文獻(xiàn)還未涉及城市群層面橫向稅收競爭機(jī)制的識別研究， 對增值稅、企業(yè)所得稅的探討更是鮮見， 考慮到城市群的集聚優(yōu)勢等顯性特征， 選用長三角城市群等我國八大主要城市群為研究對象。 ②之所以將樣本考察期設(shè)定為2005 ～ 2013年， 是因為本文稅收總體及分類數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》， 雖然該統(tǒng)計年鑒最早可以追溯到2000年， 但是2000 ～ 2004年的數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重， 如果單純采用數(shù)據(jù)處理手段加以彌補(bǔ)， 將會產(chǎn)生較為嚴(yán)重的數(shù)據(jù)質(zhì)量問題， 進(jìn)而影響實證估計結(jié)果， 因此將研究樣本初始期設(shè)為2005年， 同時該年鑒已于2014年?？?此外， 通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)， 近五年圍繞我國城市層面稅收問題且刊發(fā)于《經(jīng)濟(jì)研究》《經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）》《金融研究》等國內(nèi)權(quán)威經(jīng)濟(jì)學(xué)刊物的文獻(xiàn)也均采用2005 ～ 2013年前后數(shù)據(jù)， 這也從一定程度上表明本文所用的樣本數(shù)據(jù)雖然客觀上存在一定滯后， 但已然可以滿足研究需要。 ③按照慣例， 本文采用常住人口與總?cè)丝诘谋戎祦砗饬课覈擎?zhèn)化發(fā)展水平， 這其中涉及常住人口的測算問題， 但是城市層面的常住人口數(shù)據(jù)無法直接獲取。 鑒于2004年以后，我國公布的城市層面的人均GDP數(shù)據(jù)是以常住人口數(shù)為基準(zhǔn)， 本文對樣本城市群城市常住人口數(shù)據(jù)藉由GDP除以人均GDP計算而得。

四、實證結(jié)果及分析

（一）橫向稅收競爭存在性研究

為了初步驗證我國城市群地方政府間稅收競爭的存在性， 借鑒Anselin[22] 的研究， 擬采用全局莫蘭指數(shù)（Moran'sI指數(shù)）對城市群稅收競爭在空間層面上的相關(guān)性進(jìn)行考察。 其測算公式如下：

Global Moran's I=

（13）

其中， [S2=1ni=1n（xi-x） 2]， [x=1ni=1nxi]， n為城市個數(shù)， wij為空間權(quán)重矩陣元素，? ? ? ? ? ? ? 為所有空間權(quán)重元素之和， xi表示城市i稅收競爭的指標(biāo)值即稅收負(fù)擔(dān)。 經(jīng)檢驗， 在前文設(shè)定的三種空間權(quán)重矩陣下， 2005 ～ 2013年我國城市群的總體稅收、增值稅和企業(yè)所得稅的全局莫蘭指數(shù)均為正值， 且在1%的統(tǒng)計水平上均強(qiáng)烈拒絕“無空間自相關(guān)”的原假設(shè)， 這說明我國城市群地方政府間的稅收競爭在空間分布上具有顯著的空間依賴特征， 即從全局視角看， 總體稅收、增值稅和企業(yè)所得稅均存在較為穩(wěn)健的稅收競爭策略行為， 且呈現(xiàn)出顯著的正向自相關(guān)效應(yīng)。 同時也說明， 有必要采用空間計量模型進(jìn)行相關(guān)問題的研究。

按照式（9）的空間計量模型設(shè)定， 本文進(jìn)一步檢驗了城市群地方政府間稅收競爭的存在性問題， 回歸結(jié)果如表3所示。 根據(jù)表3， 在控制了一系列影響因素、年份和城市的固定效應(yīng)后， 總體稅收、增值稅和企業(yè)所得稅在三種不同空間權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果均具有一致性， 三種稅收的競爭反應(yīng)系數(shù)均為正值， 且在1%的統(tǒng)計水平上顯著， 也與絕大多數(shù)文獻(xiàn)的研究結(jié)果相一致。

總之， 全局莫蘭指數(shù)檢驗和SAR回歸結(jié)果驗證了H1， 即我國城市群地方政府間存在稅收競爭行為， 且其總體稅收、增值稅和企業(yè)所得稅與臨近城市的相應(yīng)稅收呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。

（二）橫向稅收競爭類型的研判

本文進(jìn)一步充分考慮地理位置的影響， 使用空間計量模型分析和識別我國城市群地方政府間稅收競爭的策略類型。 為了確定空間計量模型函數(shù)的合理形式， 對應(yīng)于上述設(shè)定的三種空間權(quán)重矩陣， 本文主要對式（2）采用如下檢驗方法： 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)計量（R-LM）， 檢驗是選擇使用SAR還是空間誤差模型（Spatial Error Model， 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)行空間實證分析是必要的。 進(jìn)一步地， 根據(jù)Elhorst[23] 的研究， 使用更具一般意義的SDM進(jìn)行空間計量估計， 并對靜態(tài)SDM進(jìn)行Hausman檢驗， 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， 對靜態(tài)SDM進(jìn)行Wald或LR檢驗， 以判斷其是否會簡化為SAR 或SEM， 檢驗結(jié)果均表明SDM不會簡化成SAR或SEM。 綜合可知， 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量估計。 據(jù)此， 本文采用偏誤修正的準(zhǔn)最大似然估計法（BC-QML）[24] ， 對單區(qū)制SDM進(jìn)行時空雙重固定效應(yīng)估計。 具體結(jié)果見表4。

根據(jù)表4可知， 在控制時間和個體效應(yīng)以及一系列控制變量的前提下， 三種不同空間權(quán)重矩陣的回歸結(jié)果基本一致， 表明本文的相關(guān)研究具有較好的穩(wěn)健性。 據(jù)此， 本文結(jié)合表2對地方政府間稅收競爭策略的識別界定進(jìn)行具體闡述： 首先， 從總體稅收來看， 稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長的估計系數(shù)為負(fù)， 且在1%的統(tǒng)計水平上顯著; 其他地區(qū)稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長的估計系數(shù)為正， 也均通過了1%的統(tǒng)計水平檢驗。 這意味著我國八大城市群地方政府的總體稅收競爭表現(xiàn)為差異化競爭， 即本地區(qū)采取實施或強(qiáng)化稅收競爭， 則臨近地區(qū)采取不實施或弱化稅收競爭; 若本地區(qū)采取不實施或弱化稅收競爭， 則臨近地區(qū)采取實施或強(qiáng)化稅收競爭。 其次， 從增值稅來看， 稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長的估計系數(shù)為正， 且在1%的統(tǒng)計水平上顯著; 其他地區(qū)稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長的估計系數(shù)為正， 也均通過了1%的統(tǒng)計水平檢驗。 這代表我國八大城市群地方政府的增值稅稅收競爭表現(xiàn)為標(biāo)桿競爭， 即本地區(qū)采取實施或強(qiáng)化稅收競爭， 則臨近地區(qū)采取實施或更強(qiáng)的稅收競爭; 若本地區(qū)采取不實施或弱化稅收競爭， 則臨近地區(qū)也采取不實施或弱化稅收競爭。 最后， 從企業(yè)所得稅來看， 稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長的估計系數(shù)為正， 并通過1%的統(tǒng)計水平檢驗; 其他地區(qū)稅收競爭對本地經(jīng)濟(jì)增長的估計系數(shù)為正， 也均通過1%的統(tǒng)計水平檢驗。 這表明與增值稅一樣， 我國八大城市群地方政府的企業(yè)所得稅稅收競爭亦表現(xiàn)為標(biāo)桿競爭。 綜合來看， 上述所得的實證結(jié)果驗證了H2的成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 內(nèi)生性的控制。 本文認(rèn)為前文關(guān)于稅收競爭類型判定估計即表4的有關(guān)結(jié)果可能存在一定的逆向因果關(guān)系， 即稅收競爭不僅會影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長， 地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的差異也可能改變稅收競爭策略的性質(zhì)與內(nèi)容。 在處理空間計量模型的內(nèi)生性問題時， Wn·（In-δnWn）-1·Xnβ不失為理論上最為理想的工具變量， 但由于δ值無法提前獲知而導(dǎo)致在經(jīng)驗實證上實現(xiàn)操作存在較大困難[25] 。 為了降低上述內(nèi)生性對回歸結(jié)果造成的偏誤程度， 本文分別在三種不同空間權(quán)重矩陣下構(gòu)建內(nèi)生變量即稅收競爭的空間滯后項組合作為工具變量， 并基于式（10）采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行內(nèi)生性控制下的回歸估計。 相關(guān)工具變量的檢驗及回歸結(jié)果見表5。

為了確認(rèn)工具變量組合的有效性， 本文對其進(jìn)行了相關(guān)檢驗。 其中： AR（1）和AR（2）的結(jié)果表明， 至少在5%的統(tǒng)計水平上， 擾動項的差分無論在一階還是二階序列上均無法顯著拒絕“無自相關(guān)”的原假設(shè); Hansen J 檢驗也表明無法拒絕“工具變量均為外生”的原假設(shè)。 因此， 本文構(gòu)建的工具變量組合作為空間GMM估計是合宜的。 從表5可以看出， 在盡力控制遺漏變量和內(nèi)生性問題之后， 與表4的結(jié)果相比， 空間GMM 估計結(jié)果回歸系數(shù)在方向和顯著性水平上均未發(fā)生根本性改變。 因此， 前文的研究結(jié)果依然穩(wěn)健。

2. 經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣。 前文的研究已經(jīng)在三種不同空間權(quán)重矩陣下得到了基本一致的研究結(jié)論， 鑒于以上空間權(quán)重矩陣均沒有同時將經(jīng)濟(jì)活動和地理距離因素納入空間權(quán)重矩陣的構(gòu)建框架中， 只是相對獨(dú)立地考察了空間地理距離或經(jīng)濟(jì)活動的空間相關(guān)性。 因此， 為了更加準(zhǔn)確地體現(xiàn)不同城市間的關(guān)聯(lián)性及異質(zhì)性， 本文借鑒嚴(yán)雅雪和齊紹洲[25] 的研究， 構(gòu)建經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣

， 同樣采用BC-QML方法來估計時空雙重固定效應(yīng)的單區(qū)制SDM， 以期進(jìn)一步檢驗前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性， 具體結(jié)果見表6。

表6的結(jié)果表明， 與前文估計結(jié)果相比， 不論是總體稅收還是增值稅、企業(yè)所得稅， 以經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣進(jìn)行回歸后得到的估計系數(shù)僅存在數(shù)值大小的差異， 在方向及顯著性水平上均未發(fā)生根本性改變， 這也再次表明前文所得到的研究結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。

（四）稅收標(biāo)桿競爭的細(xì)分識別： “競高”還是“競低”

前文研究表明， 增值稅和企業(yè)所得稅的稅收競爭為標(biāo)桿競爭， 而標(biāo)桿競爭可能是“競高”之爭， 也可能是“競低”之爭， 它們可能同時存在于我國地方政府稅收實踐中。 一方面， 雖然省級以下地方政府的稅收裁量權(quán)有限， 稅收競爭的可操作空間不斷縮小， 并由制度內(nèi)的顯性稅收競爭行為逐漸轉(zhuǎn)向制度外的邊緣性稅收競爭模式， 但是在當(dāng)前地方政績考核標(biāo)準(zhǔn)下， 地方政府仍然具有較大內(nèi)生驅(qū)動力通過稅收競爭來爭取相對稀缺的流動性要素資源; 加之共享稅之中， 地方所獲的實際收益比中央少很多， 但是承擔(dān)的稅收征管權(quán)責(zé)更多， 這進(jìn)一步降低了地方政府的稅收努力程度[26] 。 這些原因使得地方政府在制定稅收競爭策略時， 競相減小稅收負(fù)擔(dān)， 從而形成地方間稅收的“競低”行為。 另一方面， 地方財政收入指標(biāo)的完成也是當(dāng)?shù)卣賳T政績考核的重要內(nèi)容， 同時地方政府也需要發(fā)展經(jīng)濟(jì)來補(bǔ)充和增加地方公共預(yù)算支出， 因此地方政府也會有動力競相增加地方稅收負(fù)擔(dān)， 從而造成地方政府間稅收競爭的“競高”行為。

為了有效識別我國城市群地方政府增值稅和企業(yè)所得稅標(biāo)桿競爭的具體性質(zhì)， 即實證檢驗H3， 本文采用式（11）來實現(xiàn)對稅收競爭的兩種效應(yīng)進(jìn)行分離和判定， 相關(guān)結(jié)果見表7。

由表7的估計結(jié)果可知： ①增值稅稅收競爭的“競高”和“競低”效應(yīng)系數(shù)的估計值在1%的統(tǒng)計水平上均顯著為正， 表明城市群地方政府間增值稅不僅存在標(biāo)桿競爭， 而且這種策略性選擇行為會具體體現(xiàn)為“競高”和“競低”效應(yīng)并存。 通過對增值稅的“競高”效應(yīng)系數(shù)是否顯著大于“競低”效應(yīng)系數(shù)進(jìn)行檢驗證明， 對于增值稅而言， 在1%的統(tǒng)計水平上， “競低”效應(yīng)系數(shù)均顯著大于“競高”效應(yīng)系數(shù)。 換言之， 增值稅稅收競爭策略是以“競低”效應(yīng)為主， 這在一定程度上表明我國城市群地方政府為了招商引資、吸引更多優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素， 往往會通過實施稅收互補(bǔ)或返還策略降低實際增值稅稅負(fù)。 ②企業(yè)所得稅稅收競爭的“競高”和“競低”效應(yīng)系數(shù)的估計值在1%的統(tǒng)計水平上均顯著為正， 同樣表明城市群地方政府間企業(yè)所得稅的標(biāo)桿競爭會具體體現(xiàn)為“競高”和“競低”效應(yīng)并存。 通過對企業(yè)所得稅的“競高”效應(yīng)系數(shù)是否顯著大于“競低”效應(yīng)系數(shù)進(jìn)行檢驗結(jié)果證明， 對于企業(yè)所得稅而言， 在1%的統(tǒng)計水平上， “競高”效應(yīng)系數(shù)均顯著大于“競低”效應(yīng)系數(shù)。 換言之， 企業(yè)所得稅稅收競爭策略是以“競高”效應(yīng)為主。

此外， 在三種不同空間權(quán)重矩陣下， 增值稅和企業(yè)所得稅的估計系數(shù)在方向和顯著性水平上保持一致， 也表明相關(guān)研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。 總之， 回歸分析結(jié)果驗證了H3， 即我國城市群地方政府間稅收標(biāo)桿競爭中既有“競高”也有“競低”， 且存在主導(dǎo)作用的差別。

五、研究結(jié)論和政策啟示

（一）結(jié)論

本文圍繞稅收競爭增長效應(yīng)構(gòu)建演化博弈模型， 依托新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架， 基于我國八大城市群的面板數(shù)據(jù)， 對城市群地方政府間稅收競爭的機(jī)制、類型、程度等問題進(jìn)行了實證檢驗。 研究發(fā)現(xiàn)：

城市群中城市總體稅收、增值稅和企業(yè)所得稅與臨近城市的相應(yīng)稅收呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系， 支持城市群地方政府間存在稅收競爭的說法。 這一結(jié)論在三種不同空間權(quán)重矩陣下均穩(wěn)健存在。

城市群地方政府間稅收競爭類型存在差異， 即總體稅收呈現(xiàn)出差異化競爭特征， 而增值稅和企業(yè)所得稅則呈現(xiàn)標(biāo)桿競爭特征。 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明， 無論是采用糾正內(nèi)生性的空間系統(tǒng)GMM估計還是改變空間權(quán)重形式， 城市群地方政府間稅收競爭類型都存在一定差異。

不同空間權(quán)重矩陣下地方政府間稅收競爭的雙區(qū)制非對稱反應(yīng)模型的估計結(jié)果表明， “競高”和“競低”效應(yīng)并存于城市群地方政府的增值稅和企業(yè)所得稅標(biāo)桿競爭之中， 但增值稅稅收競爭策略是以“競低”效應(yīng)為主， 而企業(yè)所得稅稅收競爭策略則主要表現(xiàn)為“競高”效應(yīng)。

（二）啟示

本文的研究結(jié)論對于如何在目前分稅制框架下進(jìn)一步優(yōu)化我國地方政府稅收實踐具有一定的政策啟示。

首先， 地方政府要科學(xué)運(yùn)用稅收裁量權(quán)， 最大化拓展稅收競爭的空間。 本文研究顯示， 稅收競爭對于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的推動作用， 但是考慮到部分政府出于實現(xiàn)政績考核的目的， 可能為規(guī)避甚至違背稅收法定原則而引發(fā)惡性稅收競爭， 產(chǎn)生稅負(fù)扭曲、稅基受損以及擴(kuò)大地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距等不良后果。 伴隨著國家稅收征管體制改革的不斷深入， 在地方政府稅收競爭實踐中， 仍需進(jìn)一步規(guī)范稅收競爭體制和征管機(jī)制， 提高地方政府預(yù)算自求平衡的能力。

其次， 繼續(xù)深化財稅體制改革， 合理布局不同稅種的稅收競爭。 在“六穩(wěn)”“六?！钡日邔?dǎo)向下， 應(yīng)優(yōu)化臨時性減稅政策和長期減稅政策組合， 進(jìn)一步降低增值稅的法定稅率; 在對符合條件的制造業(yè)企業(yè)全面實施優(yōu)惠稅率的基礎(chǔ)上， 適時降低企業(yè)所得稅稅負(fù)， 努力使地方政府稅收競爭的收益和成本達(dá)到“競高”抑或“競低”的健康良性發(fā)展均衡點(diǎn)， 切實落實“營改增”改革的減稅政策目標(biāo)。 此外， 鑒于企業(yè)所得稅競爭主要是以“競高”效應(yīng)為主， 地方政府還應(yīng)著力壓低企業(yè)實際綜合負(fù)擔(dān)特別是稅外負(fù)擔(dān)。

最后， 創(chuàng)新培育地方新的制度競爭機(jī)制。 當(dāng)前， 我國面臨經(jīng)濟(jì)下行壓力和轉(zhuǎn)型升級等新情況， 優(yōu)惠政策優(yōu)勢大幅減弱， 國內(nèi)外招商引資競爭激烈。 對此， 地方政府一方面要持續(xù)優(yōu)化稅收營商環(huán)境， 增強(qiáng)地方對資本、人才、技術(shù)的吸收能力; 另一方面也要注重城市群或經(jīng)濟(jì)圈之間的聯(lián)動發(fā)展， 弘揚(yáng)企業(yè)家主體精神， 推進(jìn)政府與企業(yè)等市場主體協(xié)同共治， 進(jìn)一步推動國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化。

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