我国省际间税收竞争的实证研究，本文主要内容关键词为：税收论文,竞争论文,实证研究论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F812.42 文献标识码：A 文章编号：1005-0892(2012)04-0030-11
一、引言
现行的分税制财政体制是激励地方政府加速投资的体制，只有投资增长速度超过其他地区，该地的经济增长速度和财政收入增长速度才可能超过其他地区。各地的招商引资是增加地方投资的重要手段。招商引资是资本集中，由此产生规模经济，即投资不仅促进经济增长，而且使原有资本存量的产出率提高。因此，地区间招商引资的竞争取决于两个因素：投资的规模经济和投资者的收益。地方资本集中的规模效率越高，则对投资者的税收优惠就可以越多，投资者的收益也就会越高，投资竞争就越可能获得成功。对投资者的税收优惠是地方投资竞争的主要手段。虽然对投资者有大量的税收优惠，但表现出来的是地方税收收入增长之间的竞争。用实证分析的方法证明地方之间存在税收竞争是本文的重点，同时，本文还将证明地方之间存在绝对税收竞争和相对税收竞争两种类型。
绝对税收竞争是指采取降低税负、扩大税基的方式来增加地方税收收入。这主要发生于地方税之间的竞争，如资源税、个人所得税等。虽然地方税税负下降了，但税基的绝对量增加了，地方税收入总量也就增加了。相对税收竞争是指采取降低税负、增加规模效应的方式来增加地方税收收入。这主要发生于共享税之间的竞争。共享税是地方财政收入的主要来源，也是企业的主要税收负担。对共享税优惠是吸引投资的重要手段，因此，新增投资能否提高地方的规模经济，是税收竞争的主要约束力。这种依靠提高地方规模效率的税收竞争，称之为相对税收竞争。
根据现行分税制的制度安排，实现本辖区内的经济增长，追求更多的税收剩余成为地方政府官员的一个重要施政目标。①短期内，实现经济增长最主要的途径是增加投资以形成实物资本，资本的重要特性就是追求税后净利润最大化。地方政府若要尽可能吸引更多的资本，现实可行的经济手段就是利用税收优惠政策，从而一场地区间经济增长的竞争就可能伴随着地方政府间的税收竞争。
本文接下来的安排如下：第二部分是文献回顾，梳理国内外学者对地方政府间税收竞争的研究；第三部分分析税收竞争的内在机制，并设定空间计量实证模型；第四部分实证模型的经验估计以及结果解释；第五部分给出研究结论。
二、文献回顾
国外学者关于税收竞争的研究可归纳于下表1。
。
综观国外的研究，地方税收竞争的类型主要为相对竞争。由于政府不从事生产性投资，因此，竞争总的说来是有序的。
国内实证研究税收竞争的文献较少，代表性的研究有沈坤荣和付文林(2006)、李永友和沈坤荣(2008)、郭杰和李涛(2009)、李涛等(2011)。[12-15]沈坤荣和付文林(2006)的研究指出，财政分权改革激发了地方政府发展本地经济的积极性，但不恰当的分权路径也加剧了地区间的税收竞争。为验证该理论，他们采用空间滞后模型对1992年和2003年两个时间节点的截面数据进行了实证研究，结果表明，省际间税收竞争反应函数斜率为负，省际间在税收竞争中采取的是差异化竞争策略，相当于我们前面提到的税收绝对竞争。李永友和沈坤荣(2008)实证研究了辖区间竞争、策略性财政政策等问题，样本数据是1995年和2005年两个时间节点。研究结果是：地方政府间税收竞争策略正在转变为相当于我们前面提到的税收相对竞争。他们的研究给人启迪，但论证不充分。郭杰和李涛(2009)针对前面研究的缺陷，在样本区间、估计方法以及实证模型的设定上进行了改进，他们以1999-2005年的数据为样本，构建了空间动态面板实证模型，并利用系统广义矩估计(System GMM)方法进行实证研究。结果表明地方政府间存在税收竞争，且增值税、企业所得税、财产税之间具有税收相对竞争的特点；而营业税、个人所得税的税收竞争具有税收绝对竞争的特点。李涛等(2011)进一步将税收竞争放在解释区域经济增长的框架下进行研究，样本数据区间为省级1998-2005年的面板数据，与前面的研究思路一致，即设定了动态空间面板模型，并采用系统广义矩估计方法进行实证研究。结果表明，我国地方政府税收竞争主要是增值税和企业所得税的竞争，而且主要是税收相对竞争。
本文的研究方法与以往研究有三点不同：一是在更广阔的背景下定义税收竞争的类型，不局限于就税收论税收竞争；二是重视税收竞争对资本集中的影响；三是在实证研究中同时考虑空间滞后模型和空间误差模型(Anselin，2010)的影响。[16]而以往的研究忽视了拒绝空间误差模型的统计检验。
三、地方政府税收竞争模型及参数估计方法
地方政府税收竞争本质上是投资竞争和规模经济竞争。税收竞争是资本集中的手段，是影响地方政府的重要因素。因此，地方政府受到其他地方政府税收政策的影响(Brueckner，2003)。[17]资本集中是地方税收竞争的主要内容。
把式(2)代入式(1)，我们可以得到目标函数的简化式：
(一)税收竞争的实证模型
由上述可知，地方政府税收政策的反应函数是验证地方政府税收竞争类型的依据。依据方程(4)，通常设定空间计量实证模型，或空间滞后模型，或空间误差模型。而Elhorst(2010b)建议，如果基于非空间模型的LM检验接受空间滞后模型、空间误差模型或同时接受这两种模型的话，那么应该估计空间Durbin模型，该模型是在空间滞后模型中添加了空间滞后自变量。[18]基于此，本文构建空间Durbin模型作为待估实证模型：
在式(5)中，θ和γ均为K×1参数向量，该模型可用来检验两个假设：
：γ=0和：γ+βθ=0。第一个假设检验该空间Durbin模型是否可简化为空间滞后模型，第二个假设检验是否可简化为空间误差模型(Burridge，1981)。[20]两个检验服从
(K)分布。如果：γ=0和：γ+βθ=0两个假设同时被拒绝，则空间Durbin模型能够最恰当地描述数据集。相反，如果第一个假设无法被拒绝，且如果(稳健)拉格朗日乘子(LM)检验也支持空间滞后模型，则空间滞后模型能够最恰当地描述数据集；如果第二个假设无法被拒绝，且如果(稳健)拉格朗日乘子(LM)检验也支持空间误差模型，则空间误差模型能够最恰当地描述数据集。如果这些条件中任一条件没能得到满足，则需要采用空间 Durbin模型来描述数据集，因为该模型综合了空间滞后模型和空间误差模型。
(二)解释变量的直接效应和间接效应
在以往的实证研究中，学者们利用空间回归模型的点估计结果来检验空间外溢效应是否存在的假设。但是，LeSage和Pace(2009)指出这种做法会造成错误的结论，并指出采用不同模型偏微分来解释对检验假设更有效。下面，我们在空间Durbin面板模型中提出解释变量的“边际效应”概念。[21]
空间Durbin模型可改写为：
其中，
是权值矩阵W的(i，j)元素，LeSage和Pace将式(7)右边矩阵中对角线上元素值的平均值定义为直接效应，将矩阵非对角线的行和或列和的平均值定义为间接效应。②在空间误差模型中，γ=-βθ，式(7)右边矩阵简化为一个对角矩阵，对角线上的元素等于
，这表明空间误差变量中的第k个解释变量的直接效应为且间接效应为0，这与非空间计量模型的解释是一致的。在空间滞后模型中，γ=0，虽然非对角线上的元素都为0，但是，空间滞后模型中解释变量的直接效应和间接效应并不是简化为像空间误差模型中的一个系数或0。可以看出，直接效应是不同于解释变量的系数估计值的，这是因为解释变量的影响穿过相邻辖区然后回到本辖区的反馈效应造成的。这种反馈效应部分是由于空间滞后因变量W*Y的系数估计值，部分是由于空间滞后解释变量W*X的系数估计值。间接效应从另一个角度说明了解释变量的空间外溢效应，即不仅对本地区的因变量产生影响，而且也从空间上影响其他地区的因变量。因此，利用上述矩阵来计算直接效应和间接效应是必要的，③并且也只能用解释变量的这两个效应来解释它们对因变量的影响。
(三)数据来源
根据现行财政体制，地方政府的税收收入来源包括国内增值税、营业税、企业所得税、个人所得税、资源税、城市维护建设税、房产税、印花税、城镇土地使用税、土地增值税、车船税、耕地占用税、契税、烟叶税及其他税收收入等15项。其中，地方增值税、营业税、地方企业所得税、个人所得税、城市维护建设税和房产税的收入总和占地方总税收收入的近80％，同时这6项地方税收收入影响着地方吸引生产要素流入。例如，流转税和财产税直接决定着资本的流动；个人所得税直接影响人力资本流动，却间接影响着资本的流动及社会公平；企业所得税对吸引外来投资并拉动本地区经济增长有着直接效应。[22-23]因此，本文着重实证研究地方政府预算收入水平以及这6项地方税种各自税负水平在地方间的竞争类型。④
图1显示了2006-2010年这6项地方税收收入占地方财政收入的比例变动。可以看到，营业税、地方增值税和地方企业所得税构成了地方税收收入的主要部分，营业税和地方企业所得税的比例有波动，总体保持了其平稳收入占比的稳定性，但地方增值税的占比出现了逐年下降的趋势，这可以用税收相对竞争来解释。
本文采用税收收入负担水平，即将地方财政收入以及各税种收入与该地国内生产总值之比作为考察地区间税收竞争的因变量。模型中涉及的各个回归变量数据均来自于《中国统计年鉴》(2007-2011)。各变量的描述性统计见表2。
四、结果估计及解释
如前所述，在空间面板计量模型的估计过程中，用以标明观测变量空间互动关系的权重矩阵的设定是非常重要的。本文研究采用的权重矩阵是基于具有共同边界而设定的，它是一个NT×NT的方阵，本文中N=29，T=5，W的形式如下：
前面我们提到，空间Durbin模型是空间滞后模型和空间误差模型的综合，因此，可以首先利用空间Durbin来描述数据集，根据两个Wald检验空间Durbin模型是否更恰当。另外，利用两个似然比(LR)检验来确定面板数据模型中的时期固定效应和个体固定效应。估计过程借助了MATLAB统计工具，结果见表3。
首先，似然比(LR)检验结果表明，模型(1)和(4)的个体固定效应和时期固定效应同时显著。所以，应该采用双向固定效应模型。模型(2)、(3)、(5)、(6)和(7)的时期固定效应没有通过共同显著性检验，而个体固定效应在1％的水平下通过显著性检验，所以，应该采用个体固定效应面板模型来描述本数据集。
其次，借助Wald检验结果来最终确定空间Durbin是否更合适。空间面板Durbin模型的估计结果见表3。表3中的所有模型的Wald检验结果同时拒绝了：γ=0和：γ+βθ=0两个原假设。这说明空间面板Durbin模型是最恰当描述本数据集的模型。
表3给出回归结果中各个模型的W[*]dep.var系数估计值是我们最为关注的，因为该值表明了省际地方间税收竞争的类型和强度。可以看到，W[*]dep.var的系数估计值在所有模型中都通过了1％水平下的显著性检验。这表明地方政府间存在税收绝对竞争和相对竞争的情况。实证结果表明，模型(1)的W[*]dep.var的系数估计值为-0.37。这表明，就预算收入总税负水平而言，地方政府间存在税收绝对竞争关系。如果相邻辖区的税负总水平上升1％，在本辖区将选择税负总水平下降0.37％。这种情况在国外是不存在的。
在模型(2)的回归结果中，W[*]dep.var的系数估计值为0.71，且通过了显著性检验，这表明省际地方增值税税负存在显著的相对竞争。如果相邻辖区通过降低增值税税负吸引外来企业投资，则本辖区政府也将选择降低增值税税负的政策吸引资本，变动弹性系数为0.71。我们知道，增值税在我国税制中属主体税种，对企业的生产经营成本紧密相关。图1所示地方增值税占地方财政收入的比重呈下降趋势，这与地方之间的税收相对竞争有关。
在模型(3)的回归结果中，W[*]dep.var的系数估计值为-0.39。这表明，就营业税税负水平而言，省际存在税收绝对竞争关系，即通过降低税负、扩大税基的方式来增加地方税收收入。这是因为营业税税基有流动性的特点，降低税负可以吸引其他地区的商业活动移至本地区。地区间税收绝对竞争的能力取决于市场化的发达程度。
在模型(4)的回归结果中，W[*]dep.var的系数估计值为0.39。这表明地方政府间存在地方企业所得税的相对竞争。如果相邻辖区通过降低企业所得税吸引投资，那么本辖区也将选择降低企业所得税税负的政策去吸引投资。地区间税收相对竞争的能力取决于规模经济的效率。
在模型(5)的回归结果中，W[*]dep.var的系数估计值为-0.39，且通过了显著性检验。这表明，个人所得税之间存在税收绝对竞争关系。显然，个人所得税税基也是流动性的。
模型(6)和模型(7)的回归结果中，W[*]dep.var的系数估计值显著且均为-0.33。这表明，城市维护建设税和房产税同样存在地区之间的绝对竞争关系。
接下来，我们再看解释变量对辖区税负水平的影响。前面我们已经说过，空间Durbin模型估计的解释变量系数估计值不代表解释变量的边际效应，因此，必须利用计算出来的直接效应和间接效应来解释各个解释变量系数估计值，计算结果见表4。
表4的估计结果显示，根据一组1000个模拟参数值计算的t统计值发现，无论是直接效应还是间接效应，实际人均GDP变量在所有模型中都没有通过显著性检验。这说明经济发展水平对地方的税负水平没有显著性影响，也就是说，税收竞争不是取决于GDP增长的绝对量，而是与地方的规模经济有关。15岁以下人口比例(pop15)的直接效应值在所有模型中都显著小于零，而间接效应值仅在模型(4)中显著。以模型(4)为例，pop15的直接效应值为-1.403，而其系数估计值为-1.65，所以该解释变量的反馈效应值为0.147，即为直接效应值的10.48％，换言之，这种反馈效应是比较小的。在非空间面板模型回归中，间接效应值直接被设定为0，而在空间Durbin模型中，该变量的间接效应是直接效应的1.62倍，且通过了显著性检验。如果相邻地区的pop15增加，则不但当地的企
以上给出的pop15变量的结果解释有助于我们理解其他控制变量的效应。pop15-65变量在所有模型中的直接效应值显著大于零，而间接效应均不显著。同时，直接效应值明显低于该变量的系数估计值，因此存在反馈效应，而反馈效应的原因在于W[*]dep.var是显著的，但该变量没有收益外溢效应，即pop15-65在相邻辖区的变动不会引起本辖区税负水平的变动。
pop65的直接效应在所有模型中不显著，但在模型(2)中，该变量的间接效应显著，这表明有较强的收益外溢正效应，其值为9.918。由于模型中没有规模效率的估计，因此，我们无法确定增值税相对竞争的地区间比率。
就业率变量的直接效应除了在模型(2)中不显著外，在其他模型中该效应值均在1.047～1.819，低于其系数估计值，存在着反馈效应，即该变量通过W[*]dep.var和W[*]indep.var影响着对应的税负水平。该变量的间接效应仅在模型(1)、(4)、(5)中显著大于零，表明有收益外溢正效应，存在税收竞争。
产业结构变量只有间接效应显著，直接效应不显著，这表明产业结构对本辖区税负水平没有直接影响，而是通过其他相邻地区的产业结构情况来影响本地税负水平的。
人口增长率变量的直接效应在模型(1)、(3)、(6)、(7)中显著为正，其间接效应在模型(1)、(3)、(4)、(5)、(6)、(7)中显著，表明除模型(2)外，该变量有收益外溢效应。人口密度变量在所有模型中的直接效应均不显著，其间接效应在模型(3)、(6)、(7)中显著，但效应值符号不同。
城镇化比例变量在所有模型中的直接效应均显著，且低于其系数估计值，这表明有反馈效应，但间接效应均不显著，这也进一步表明该变量没有收益外溢效应。固定资产投资率的直接效应仅在模型(3)中体现出来，且没有间接效应。
对外开放程度变量的直接效应在模型(1)、(2)、(4)、(7)中显著，其间接效应仅在模型(2)和(4)中显著。
五、简短结论及建议
实证研究表明，我国地方政府之间存在激烈的税收竞争，这种竞争是无序的。因为目前的税收竞争加剧了地区之间的不平衡，从而又加重了中央政府调节地区间经济发展不平衡的责任，是一种不良循环。
从体制的角度来看，我国的财政体制本质上仍然存在“包干体制”的特征。要改变这种情况，需要根据税收中性和预算中性的原则，进一步完善我国的分税制财政体制和建立合理的地方税体系。
从更广阔的视野来看，地方税收竞争能力实际上是地方债务的能力，而地方债务的能力主要是土地资本化的能力。我国法律上不允许地方政府举债，但实际上地方政府存在大量的隐性债务和或有债务。因此，规范地方政府债务的问题应该提上议事日程了。
注释：
①有兴趣的读者可以翻看每年各级政府的《政府工作报告》，国内生产总值(GDP)和财政收入是报告中必不可少的重要内容，且往往出现在报告的最前面。
②因为这两种计算方法的值相同，所以，无所谓行和或列和。
③具体计算过程很繁琐，有兴趣的读者可参阅LeSage和Pace(2009)文献。
④税负水平的空间依赖与地方政府间的策略行为的关系详见Brueckner(2003)，这里不再赘述。
⑤实际人均国内生产总值变量gdpch是根据各年度各地区GDP指数进行平减得到。
⑥openness指标是根据《中国统计年鉴》的进出口总值的美元计价数，按当年人民币与美元的平均汇率计算而得。
⑦因为西藏的数据有部分残缺和海南特殊的地理位置，所以，本文未将这两个地区纳入到研究当中。
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