劉卓軒，鐘 海

（中央財經(jīng)大學(xué) 中國公共財政與政策研究院，北京 100081）

0 引言

自1978 年中國經(jīng)濟體制改革以來，中央與地方之間的財政分配關(guān)系經(jīng)歷了從財政包干體制到財政分稅體制的重大轉(zhuǎn)變，逐漸形成財權(quán)上收與事權(quán)下解的非對稱性逆向運動趨勢[1]。此外，條塊聯(lián)治下財權(quán)與事責(zé)的垂直分配同時發(fā)生在層級政府與職能部門之間[2]，共同導(dǎo)致了我國財政結(jié)構(gòu)中縱向財政失衡特征的形成?；诖耍胤秸环矫媸艿捷爡^(qū)內(nèi)部支出責(zé)任的要求，另一方面受到官員考核體系下地方官員“晉升錦標(biāo)賽”局面的影響[3]，往往通過爭奪經(jīng)濟資源等方式確保有足夠的財政收入支持轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展及提供公共服務(wù)，其中對于稅收資源等的爭奪催生了地區(qū)間橫向稅收競爭局面的形成。

縱向財政失衡與橫向稅收競爭作為政治集權(quán)與經(jīng)濟分權(quán)制度下的產(chǎn)物，國內(nèi)外學(xué)者對于二者分別從多個維度加以探討，但多是將他們割裂開來進行研究。Tiebout（1956）[4]最早開始系統(tǒng)地構(gòu)建稅收競爭理論體系，并指出在稅基流動性等假設(shè)下，地方政府通過降低稅率等方式爭奪稅收資源以最大化轄區(qū)經(jīng)濟福利，形成稅收競爭這一互動局面。隨著公共經(jīng)濟學(xué)研究領(lǐng)域的發(fā)展，學(xué)界對于稅收競爭的關(guān)注不再僅限于單一的稅收手段，廣義的稅收競爭概念擴展到了政府之間為了滿足轄區(qū)經(jīng)濟資源需求和減少特定經(jīng)濟成本而進行的一切競爭行為。國內(nèi)既有文獻大多聚焦于以下三個方面：一是其存在性及競爭途徑[5]；二是將其作為影響因素探究其對于地區(qū)內(nèi)外的影響效應(yīng)[6,7]；三是驗證地方政府間稅收競爭策略的競優(yōu)、競次和協(xié)同效應(yīng)。而有關(guān)地方財政結(jié)構(gòu)對于稅收競爭影響效應(yīng)的研究則較為欠缺，且綜合考量我國財政分權(quán)體制、地方財政結(jié)構(gòu)失衡與稅收競爭策略顯然更貼合我國實際，因而這也是本文研究的出發(fā)點。一方面，地方政府的財政結(jié)構(gòu)與其稅收行為存在著緊密關(guān)聯(lián)，而在其“標(biāo)尺競爭”模式下，策略選擇又因地方政府間橫向互動博弈關(guān)系而表現(xiàn)出不同特征，因而本文選用空間計量模型探究地方政府間橫向稅收競爭的策略互動模式，同時考察其空間外溢效應(yīng)以及財政結(jié)構(gòu)的影響機制；另一方面，地方政府根據(jù)自身財政失衡狀況而制定的稅收競爭策略在不同的空間下可能會表現(xiàn)出不同的性質(zhì)，因此本文從財政收入、支出和自主能力三個方面分別構(gòu)建分權(quán)衡量指標(biāo)并作為門檻變量，研究地方政府財政結(jié)構(gòu)對于稅收競爭水平的非線性影響特征。

1 研究設(shè)計

1.1 變量選取與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為橫向稅收競爭水平（TC）。本文參考郭杰和李濤（2009）[5]、劉潔和李文（2013）[6]的做法，使用轄區(qū)稅收收入與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為橫向稅收競爭水平的測度指標(biāo)，以反映地方政府從地區(qū)生產(chǎn)活動中汲取稅收來源的相對能力。

核心解釋變量為財政分權(quán)（FD）和縱向財政失衡（VFI）。對于財政分權(quán)的測度有諸多方式，本文主要從兩個角度進行衡量：一是從央地政府間的財政收支份額考察中央與地方分權(quán)結(jié)構(gòu)[8]，具體包括財政收入分權(quán)（FDR）和財政支出分權(quán)（FDE）指標(biāo)，從收入和支出兩個方面分別加以探究；二是描述地方財政的自給自足能力，即不需要過度依賴外部支持、依靠內(nèi)源發(fā)展?jié)M足自身財政目標(biāo)的綜合實力[9]，如財政自主度指標(biāo)（FDA）。具體的變量說明見表1。

表1 變量說明

對于財政結(jié)構(gòu)失衡，本文更多關(guān)注的是地方政府因其財權(quán)與事權(quán)不對等而導(dǎo)致的自有財政收入與轄區(qū)支出需求不匹配的現(xiàn)象，主要基于Eyrand 和Lusinvan（2013）[10]提出的測度方法，設(shè)定縱向財政失衡變量：

其中，F(xiàn)GR為財政缺口率，計算方法為(一般公共預(yù)算支出-一般公共預(yù)算收入)/一般公共預(yù)算支出。

本文還選取了地方經(jīng)濟、社會、財政等各方面的異質(zhì)性因素構(gòu)成控制變量集合，具體包括生產(chǎn)力水平（PGDP）、工業(yè)化水平（IND）、貿(mào)易開放水平（TRA）、財政赤字率（DEF）、非稅收入能力（NON）、城鎮(zhèn)化水平（URB）、人口密度（PD），見表1。本文選取我國30個省份（不含西藏和港澳臺）2007—2019 年的動態(tài)面板數(shù)據(jù)。其中，財政相關(guān)變量數(shù)據(jù)來源于《中國財政年鑒》《地方財政統(tǒng)計資料》，其余變量數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省份統(tǒng)計年鑒及官方統(tǒng)計報告。地方貿(mào)易進出口總額以當(dāng)年匯率折算為人民幣計價。

1.2 地方政府橫向稅收競爭的空間策略互動模型

考慮到地方政府在稅收競爭策略上存在的空間關(guān)聯(lián)，本文選用空間計量模型檢驗地方政府橫向稅收競爭的空間互動關(guān)系及財政結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。在經(jīng)濟社會的發(fā)展中，區(qū)域間的相互關(guān)聯(lián)不只體現(xiàn)在地理距離上的毗鄰，經(jīng)濟水平相近的區(qū)域之間往往也表現(xiàn)出一定的相似性。因此，本文分別選取地理和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣進行加權(quán)回歸，探究其在地理空間和經(jīng)濟空間下的不同表現(xiàn)。

在進行回歸分析之前，使用莫蘭指數(shù)（Moran’s I）進行空間相關(guān)性檢驗。莫蘭指數(shù)分為全局（Global）和局部（Local）兩種（計算公式見式（2）、式（3）），全局莫蘭指數(shù)檢驗整體空間相關(guān)性，并未揭示局部空間依賴關(guān)系，而局部莫蘭指數(shù)可以揭示這一點，通過構(gòu)建統(tǒng)計量z 值（計算公式見式（4））及顯著性檢驗來判斷。莫蘭指數(shù)的結(jié)果被歸一化到[-1,1]，正值表示存在空間正相關(guān)性，負值表示存在空間負相關(guān)性，取值為0表示呈空間隨機分布。在局部莫蘭散點圖中，位于一、三象限的點自身觀測值與周圍點觀測值都較高或較低，存在局部空間正相關(guān)性。

其中，Wij為空間權(quán)重矩陣元素，地理距離權(quán)重矩陣的構(gòu)建遵循周亞虹等（2013）[11]對于連續(xù)函數(shù)設(shè)定的方法，使用省份間地表經(jīng)緯度距離計算并加權(quán)得到，地理空間權(quán)重值；經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣是以樣本期內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的均值為基礎(chǔ)進行設(shè)定，Wij=1/|PGDPi-PGDPj|,i≠j。PGDP為樣本期內(nèi)地區(qū)人均生產(chǎn)總值均值，矩陣主對角線（i=j）上的元素賦值為0。

在使用時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析以及空間相關(guān)性顯著的前提下，普通OLS回歸將無法處理因時間趨勢性及空間依賴性等帶來的干擾，因而本文使用空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）并控制固定效應(yīng)進行分析，而對于具體空間模型形式的選取，以及地區(qū)、時間或是雙向固定效應(yīng)的選擇，則需要通過相關(guān)檢驗進行判斷。三種模型的具體形式見式（5）至式（7）。

其中，ρ為空間滯后系數(shù)；λ為空間誤差系數(shù)；ρi則為財政結(jié)構(gòu)（財政分權(quán)、財政失衡及其交互項）的空間滯后項對于被解釋變量的影響系數(shù)，反映財政結(jié)構(gòu)的空間外溢效應(yīng)；X為地區(qū)異質(zhì)性特征的控制變量集合；以與空間權(quán)重Wij的加權(quán)項表示對應(yīng)變量的空間滯后；各變量均取自然對數(shù)形式；ui、θt和εi,t分別為空間效應(yīng)、時間效應(yīng)和隨機干擾項。

1.3 縱向財政失衡對于稅收競爭的非線性影響模型

地方政府財政結(jié)構(gòu)與稅收競爭水平之間的關(guān)聯(lián)會因自身分權(quán)程度的不同而表現(xiàn)出一定的層級特征，不同權(quán)力層級的地方政府其財政結(jié)構(gòu)對于自身競爭策略的影響作用也表現(xiàn)不同，而財政分權(quán)指標(biāo)又為連續(xù)型變量形式，故基于上述分析，本文引入門檻回歸模型來驗證這一非線性關(guān)系，同時這一特征可能表現(xiàn)為“多層級”，因而使用具有廣義形式的多門檻回歸模型。單一門檻回歸模型設(shè)定如式（8）所示。

其中，I(·)為示性函數(shù)，滿足括號內(nèi)條件取值為1，反之為0；γ為門檻值；FD為門檻變量財政分權(quán)度，本文從收入分權(quán)、支出分權(quán)和財政自主度三個方面進行門檻設(shè)定；X為控制變量；μi、θt、εit分別為地區(qū)效應(yīng)、時間效應(yīng)、隨機干擾項。

在單一門檻顯著的前提下進行雙重門檻檢驗，若結(jié)果不顯著，則仍然使用單一門檻模型進行回歸；若結(jié)果顯著，則使用雙重門檻面板模型進行回歸分析，其形式設(shè)定如式（9）所示。更高階門檻模型的使用前提及設(shè)定形式與之類似。

其中，γ1和γ2分別為第一門檻和第二門檻。

對于門檻效應(yīng)顯著性以及門檻值的檢驗，本文參考Hansen（2000）[12]的做法，通過構(gòu)造LR 統(tǒng)計量以檢驗門檻效應(yīng)的顯著性，使用Bootstrap方法獲得其漸近分布。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)造門檻估計值的置信區(qū)間并對原假設(shè)“H0:γ=”進行似然比檢驗，當(dāng)似然比值LRn(γ)≤c(α)=-2 ln(1-α)時（α代表顯著性水平），不能拒絕原假設(shè)，在5%的顯著性水平上c(α)=7.35。多門檻回歸模型則需要對每一門檻分別進行檢驗。

2 實證分析

2.1 地方政府橫向稅收競爭的空間策略互動

2.1.1 空間相關(guān)性檢驗結(jié)果

圖1 為2007—2019 年的全局莫蘭指數(shù)檢驗結(jié)果。莫蘭指數(shù)均為正，除在地理距離權(quán)重下的2012—2014 年未通過顯著性檢驗外，其余年份在兩種權(quán)重下均顯著。說明地方政府在稅收競爭策略上存在著明顯的空間互動，競爭水平在地理空間和經(jīng)濟空間下呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)，即地理位置鄰近的政府之間和經(jīng)濟發(fā)展水平相近的政府之間，競爭水平分別存在著集聚特征。此外，從莫蘭指數(shù)的大小來看，經(jīng)濟空間相關(guān)性整體大于地理空間相關(guān)性，盡管在樣本期內(nèi)該指數(shù)值存在著一定的波動，但并未影響地方政府通過“標(biāo)尺競爭”的作用機制推進區(qū)域稅收競爭水平形成空間集聚的宏觀趨勢。

圖1 地理、經(jīng)濟距離權(quán)重下的全局莫蘭指數(shù)隨時間變化的趨勢

圖2展示了兩種權(quán)重下2019年的莫蘭散點集聚結(jié)果，其中的每一個散點都代表一個省份。由圖2可知，兩種距離加權(quán)下的稅收競爭水平均表現(xiàn)出明顯的空間正相關(guān)性，多數(shù)散點落于High-High 板塊和Low-Low 板塊，即地理位置鄰近或經(jīng)濟發(fā)展水平接近的地區(qū)在稅收競爭水平上表現(xiàn)出正向集聚特征。表2總結(jié)了散點的分布情況及區(qū)域分布特征?？偟膩碚f，地理距離權(quán)重下，高水平集聚區(qū)（High-High板塊）的省份主要來源于東部地區(qū)，中西部地區(qū)的多數(shù)省份主要集中于低水平集聚區(qū)（Low-Low板塊）；經(jīng)濟距離權(quán)重下，這一特征同樣明顯，但部分經(jīng)濟發(fā)展相對落后的東部地區(qū)省份出現(xiàn)在低水平集聚區(qū)。這意味著無論是從地理位置還是經(jīng)濟水平來看，東部地區(qū)發(fā)達省份與中西部地區(qū)省份在稅收競爭水平上已出現(xiàn)明顯分化，且表現(xiàn)出區(qū)域集聚特征，這與我國經(jīng)濟發(fā)展東西不均衡的現(xiàn)狀一致。

圖2 地理、經(jīng)濟距離權(quán)重下2019年的局部莫蘭散點圖

表2 局部莫蘭散點圖的板塊分布和區(qū)域分布

2.1.2 空間模型回歸結(jié)果

下頁表3 為以財政自主度為分權(quán)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果，考慮到地方政府可能存在對于往期財政結(jié)構(gòu)的路徑依賴，使用核心變量的當(dāng)期與滯后1期數(shù)據(jù)分別回歸并加以比較。對于SAR、SEM、SDM三種空間模型以及個體、時間和雙向固定及隨機效應(yīng)的選擇，本文分別對回歸結(jié)果進行了Wald、LR 和Hausman 檢驗以確定模型是否適用，結(jié)果顯示，除列（4）回歸使用隨機效應(yīng)（RE）下的SDM 模型外，其余均使用雙向固定效應(yīng)（FE）SDM模型。

由表3 的回歸結(jié)果可知：（1）空間自回歸系數(shù)ρ在當(dāng)期核心解釋變量的回歸中顯著為正，證明地方政府的稅收競爭行為存在著空間外溢效應(yīng)，以周邊地區(qū)為標(biāo)尺進行空間互動，競爭模式為“向上競爭”。（2）以財政自主度衡量的財政分權(quán)變量在當(dāng)期與往期均促進了自身稅收競爭水平的提高，表明財政自主能力較強的地方政府其稅收競爭水平也較高，同時這一影響具有時期延伸性，對于未來競爭水平的提高起到促進作用，但從系數(shù)大小來看，對于當(dāng)期影響更為明顯。（3）縱向財政失衡的影響僅在當(dāng)期顯著為負，可見地方財政結(jié)構(gòu)的失衡削弱了自身稅收競爭水平，失衡嚴重的地方政府往往缺少長期穩(wěn)定的收入渠道以滿足轄區(qū)支出需求，財政結(jié)構(gòu)的相對不健全導(dǎo)致地方政府難以拓展稅收資源以提高自身競爭能力；這一影響只體現(xiàn)于當(dāng)期，表明現(xiàn)階段我國地方政府通過稅收競爭手段以彌補過往財政缺口的做法可能并不常見，更多的是用于緩解當(dāng)期財政壓力。（4）交互項系數(shù)顯著為負，這表明財政自主度的提高加劇了財政失衡對于稅收競爭水平的削弱作用，可能的原因是，財政自主度較高的地方政府對于自身財政資源的依賴程度也較高，較少通過外部渠道（如上級轉(zhuǎn)移支付等）來彌補財政缺口，財政失衡時的自有收入缺失對于其稅收競爭水平的抑制作用體現(xiàn)得更為明顯。

表4 是以收支分權(quán)分別作為財政分權(quán)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果，同樣經(jīng)過了表3的檢驗過程。其中，列（7）、列（8）使用隨機效應(yīng)SDM 模型，其余均為雙向固定效應(yīng)SDM模型。從結(jié)果來看：收入、支出兩個方面的分權(quán)變量系數(shù)在兩個時期的回歸中均保持正向顯著，表明財政收支分權(quán)程度的提高促進了自身稅收競爭水平的提升，這一影響同樣也具有時期延伸性。縱向財政失衡變量的系數(shù)在收入分權(quán)下的當(dāng)期和支出分權(quán)下的滯后期顯著為負，表明財政結(jié)構(gòu)失衡對于稅收競爭水平的抑制作用在財政收入分權(quán)層面更傾向于當(dāng)期，而在財政支出分權(quán)層面則更傾向于下一期。從當(dāng)期交互項來看，收支分權(quán)程度的提高顯著抑制了財政失衡對稅收競爭水平的削弱效應(yīng)，可能的原因是，收支分權(quán)程度較高的地方政府對于自身財政收支的裁量能力較強，能夠根據(jù)自身財政情況制定合適的收支策略，因此其稅收決策受到財政結(jié)構(gòu)失衡的影響在一定程度上得到緩沖。

表4 策略互動空間模型回歸結(jié)果（2）

2.2 多門檻模型回歸結(jié)果

2.2.1 門檻效應(yīng)自抽樣檢驗

在回歸之前，需要先對不同門檻變量下的門檻效應(yīng)進行顯著性檢驗。在上文的分析中，財政分權(quán)變量的回歸系數(shù)表現(xiàn)出明顯的時期延伸性，因此本文同時也選取滯后一期財政分權(quán)變量作為門檻變量進行回歸分析，結(jié)果如表5所示。在當(dāng)期和滯后一期的財政分權(quán)指標(biāo)下，門檻效應(yīng)檢驗得到了相似的結(jié)果：收入分權(quán)與支出分權(quán)只通過了單一門檻的顯著性檢驗，財政自主度通過了單一和雙重門檻檢驗?；谏鲜鰴z驗結(jié)果，使用對應(yīng)的門檻模型進行回歸分析。

表5 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

2.2.2 門檻估計值檢驗

在門檻效應(yīng)顯著的前提下，使用LR 統(tǒng)計量進行門檻估計值檢驗，結(jié)果如表6所示。似然比檢驗圖能直觀地展示門檻檢驗結(jié)果，以財政自主度雙重門檻的似然比檢驗為例，圖3給出了其當(dāng)期和滯后一期的LR檢驗結(jié)果，兩個門檻值均通過了5%水平上的檢驗。

圖3 門檻值LR檢驗

表6 門檻值估計結(jié)果

2.2.3 門檻回歸結(jié)果

下頁表7中，當(dāng)期和滯后一期財政自主度作為門檻變量時使用雙重門檻模型進行估計，收支分權(quán)指標(biāo)作為門檻變量時使用單一門檻模型進行估計。從當(dāng)期財政分權(quán)指標(biāo)的回歸結(jié)果來看：（1）在當(dāng)期財政收入分權(quán)門檻值兩側(cè)，縱向財政失衡均顯著削弱了地方政府稅收競爭水平，從其影響大小來看，當(dāng)財政收入分權(quán)≤-0.0958 時，系數(shù)為-0.592，當(dāng)財政收入分權(quán)>-0.0958 時，系數(shù)為-0.329，系數(shù)絕對值下降約44%，可見財政收入分權(quán)程度較低的地方政府其財政結(jié)構(gòu)失衡對于稅收競爭水平的削弱作用更為明顯，這也與上文空間模型中財政收入分權(quán)與財政失衡交互項系數(shù)的回歸結(jié)果相一致。當(dāng)期財政支出分權(quán)門檻下的回歸結(jié)果與此相似。（2）當(dāng)期財政自主度作為門檻變量時體現(xiàn)為雙重門檻特征。當(dāng)財政自主度≤-1.0032 時，財政失衡對于稅收競爭水平的影響作用顯著為正；當(dāng)財政自主度處于第一、第二門檻估計值之間時，系數(shù)不顯著；當(dāng)財政自主度>-0.8160 時，這一影響效應(yīng)變?yōu)樨撓蝻@著，表明隨著財政自主度的逐漸提高，財政失衡對于稅收競爭水平的影響作用經(jīng)歷了從促進到抑制的轉(zhuǎn)變過程。由上文分析可知，財政自主能力較強的政府對于自身財政資源的依賴性較強，面對財政結(jié)構(gòu)失衡時，一方面自有收入渠道難以在短期內(nèi)恢復(fù)，另一方面難以通過外來收入渠道彌補自身稅收，因而對于稅收競爭水平的抑制作用更為明顯；而對于財政自主能力較差的政府，上級轉(zhuǎn)移支付及財政補貼等往往是其財政收入的一大重要來源，且對于轄區(qū)自有稅源進行拓展的邊際效果也更為明顯，因而當(dāng)自有財政收入不足以彌補財政缺口從而形成財政失衡時，外來渠道財政收入以及對于自有稅源的開拓反而可能明顯促進自身競爭水平的提高?？傮w來看，滯后期財政分權(quán)指標(biāo)的結(jié)果與當(dāng)期回歸結(jié)果相似，但在財政自主度指標(biāo)下影響效應(yīng)始終為負，且這一抑制作用沿門檻區(qū)間而逐級減小。

表7 多門檻面板回歸結(jié)果

3 結(jié)論

本文基于我國30 個省份的動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)，使用空間計量模型研究地方政府間橫向稅收競爭的策略互動模式以及財政結(jié)構(gòu)對于稅收競爭水平的影響機制，并以不同的財政分權(quán)指標(biāo)構(gòu)建門檻變量，使用多門檻回歸模型檢驗政府財政結(jié)構(gòu)對于稅收競爭水平的非線性影響特征，得到以下結(jié)論：（1）地方政府間的橫向稅收競爭存在空間外溢性，形成了正向空間集聚的宏觀趨勢，在地理空間和經(jīng)濟空間下均表現(xiàn)出明顯的“向上競爭”特征。（2）收支分權(quán)程度和財政自主能力的提高賦予了地方政府更多的自主權(quán)來強化稅收競爭，且這一影響具有時期延伸性；縱向財政失衡起到了抑制作用且僅在當(dāng)期顯著；財政自主度的提高加劇了縱向財政失衡對自身稅收競爭水平的抑制作用，而收支分權(quán)則削弱了這一抑制作用。（3）縱向財政失衡對于稅收競爭水平的影響存在著門檻效應(yīng)，在收支分權(quán)和財政自主度門檻下分別表現(xiàn)為單一和雙重門檻特征：在收支分權(quán)門檻下始終起到抑制作用，但這一影響效應(yīng)逐級下降；在財政自主度的雙重門檻下經(jīng)歷了“明顯促進—影響不明顯—明顯抑制”的過程。