中国式分权、纵向税收竞争与税收增长——基于均衡分析与动态面板数据的实证研究，本文主要内容关键词为：税收论文,纵向论文,面板论文,竞争论文,实证研究论文，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：F812.4 文献标志码：A 文章编号：1002-5766(2013)10-0001-14
在地方政府拥有大量财力而中央财政无法集中收入的大背景下，我国中央政府于1994年开始推行分税制财政体制改革。这次重新调整中央与地方政府财权与事权的改革，扭转了财政包干制下“诸侯经济”严重、中央权威弱化的局面，不仅将大量地方财政收入向上集中，而且将税收权力与支出安排责任集中于中央。
目前，很多学者从经济增长、人口规模、税制改革、价格水平变动、税收征管能力的加强等方面解释我国税收高速增长现象。安体富(2002)将税收的超常增长归因于四个方面，即经济因素、政策性因素、管理因素、税款“虚收”因素；贾康(2002)提出了导致我国税收快速增长的三大因素：由经济增长引致的“自然性增长”因素，由税收征管力度增强引致的“管理性增长”因素，以及由优惠政策到期、恢复征税引致的“政策性增长”因素。对于人口规模，吕冰洋和郭庆旺(2011)从人口红利角度出发，将人口红利对税收高速增长的影响归纳为两个方面：一方面，充分供给的劳动力促使劳动力成本长期维持在较低水平，企业利润率维持在较高水平，进而推动企业所得税的增长；另一方面，人口红利可以带来高储蓄率，从而使得“高储蓄—高投资—高增长”的增长过程得以维持。
此外，一些学者以纵向税收竞争为视角分析对税收增长的影响情况。Keen(1998)对仁慈政府与利维坦政府分别展开税收外部性研究，认为中央政府与地方政府间的税收决策在此两种情况下均存在相互影响，但影响程度存在差异；Keen & Kotsogiannis(2002)指出，纵向外部性倾向于导致过高的州政府税收收入，因为各州政府将提高本州税率进而缓解联邦政府强大的支出压力；Brülhart & Jametti(2006)指出，纵向税收外部性源自上级联邦政府与具备独立管辖权的下级政府对同样税基征税的公共池塘问题。如果生产要素是可流动的，那么由下级政府征收的税收会影响到由上级与下级政府共同占有的税基。假定政策制定者旨在实现自身目标的利益最大化，那么纵向税收外部性意味着税率相比于社会最优水平会相当的高。汤玉刚和苑程浩(2010)指出，20世纪90年代中期以来，纵向竞争不断加剧而横向竞争受到一定的制度约束，因此，税收增长路径发生了由横向效应主导向纵向效应主导的转变，伴随着共享税税收征管效率和实际均衡税率的提高，最终导致近十年的税收持续超经济增长。那么，政府间纵向税收竞争是否会影响到税收增长状况？如果有影响，在我国又是如何体现的？本文将在理论模型构建与分析的基础上，利用我国1994-2010年30个省(自治区、直辖市)的面板数据对以上问题展开探讨。
二、理论模型的构建与数理分析
联邦制国家的一个典型特征是联邦政府与地方政府均拥有各自独立完整的税权。针对联邦政府的税收竞争行为，地方政府可以通过调整本级税率展开策略性应对。但是，我国政府间纵向税收竞争形式与联邦制国家有所不同。在当前分税制体制下，全国各项税率是由中央政府统一设定的，地方政府对此只能被动接受。为了实现某一更高水平的中央税收收入，中央政府通常采取提高中央税收分享比例的途径，此时政府间纵向税收竞争程度增强。另一方面，面对强大的竞争压力，地方政府将通过培育地方主体税种和加大获取预算外或制度外收入的方式展开策略性应对。值得注意的是，地方政府的第二种应对措施会导致中央政府对此类收入的重点规范与管理，这不仅会进一步加剧纵向税收竞争程度，而且会促使地方政府将重心转移至发展地方经济，拓宽税基、培植税源，策略选择更倾向于第一种。由此可见，中央政府通过变动税收分享比例和调整地方政府收入获取行为规范程度，将强化政府间纵向税收竞争程度，并推动税收增长。此外，由于地方政府策略行为的差异，中央政府的两种调整方式会相互作用，并对税收增长状况造成影响。
根据以上我国政府间纵向税收竞争对税收增长影响的理论陈述，本文在Edwards & Keen(1996)、Keen & Kotsogiannis(2002)、汤玉刚和苑程浩(2010)的研究基础上构建一个基于税收分享比例与地方政府收入获取行为规范程度调整的纵向税收竞争模型，通过数理分析方法研究我国政府间纵向税收竞争对税收增长的影响。
1、模型的基本假定
假定对于某经济体而言，其地方政府是同质的，并且与整个中央政府相比规模较小。为简化分析①，假定模型中仅有一个地方政府。在该地方政府中存在一个代表性消费者，其初始禀赋为资本
。该消费者的整个生命周期分为两段，第一段时期进行私人消费和储蓄，第二段时期将上期储蓄和资本收益所得全部用于消费，税后净收益率记为θ。代表性消费者的效用函数U是严格拟凹的，由私人消费水平与中央地方公共品供给水平决定。在公共品供给方面，假定中央政府和地方政府将收入所得全部用于提供公共品，二者间不存在纵向转移支付。并且，中央政府和地方政府公共品供给的增加会提升代表性消费者的效用水平，即公共品供给带给消费者的边际效用为正。
在(20)式中，假定每期产出变动率a固定不变，那么在新的一期实际税率越大，则税收增长越迅速。根据前述分析，实际税率变动受到地方政府税收分享比例α与地方政府租金提取比例β的影响，故此两项比例的变动也将作用于税收增长。对此，得到如下命题：
命题4：给定每期产出变动率均相同，地方政府税收分享比例α与地方政府租金提取比例β的变动将影响税收增长情况，并且这种影响是由实际税率T传导的。
4、模型结论
通过理论模型的构建与分析，本文从中央地方税收分享比例与地方政府租金提取比例两个方面论证了政府间纵向税收竞争对税收增长影响，并得出了四个相关命题。可以肯定的是，我国中央政府通过变动税收分享比例与地方政府收入获取行为规范程度，调整政府间纵向税收竞争，将影响税收增长状况。
三、计量模型、变量说明与数据来源
1、计量模型
基于上述理论模型的基本结论和已有文献的研究成果，为了准确考察我国政府间纵向税收竞争对税收增长的影响，本文建立一个动态面板数据模型进行估计，估计方程如下：
2、变量说明
(1)税收收入增长速度的度量。税收收入增长速度Tax_Grate指的是由样本地区收取的名义税收总收入的增长速度。这里的“名义税收总收入”包括该地区名义中央税收收入与名义地方税收收入两个部分。
(2)政府间纵向税收竞争程度的度量。本文使用税收分权指标和地方政府收入获取行为规范性指标衡量我国政府间纵向税收竞争程度。其中：
税收分权指标(TD)=地方本级名义税收收入/名义全国税收总收入
地方政府收入获取行为规范性指标(Constraint)=地方预算外资金收入/地方一般预算收入
这里需要说明的是，税收分权指标反映的是中央与地方政府的税收分成比例情况，该指标取值越小，则表明政府间纵向税收竞争程度越高，反之则表明竞争程度越低；地方政府收入获取行为规范性指标反映的是中央对地方政府收入获取行为的规范程度，该指标取值越小，则中央政府对地方政府获取预算外资金收入的规范性越强，表明政府间纵向税收竞争程度越高，反之则表明规范性越弱、竞争程度越低。
(3)控制变量。鉴于其他因素对税收增长的影响，为了获得更为稳健的估计结果，本文引入名义国内生产总值增长速度(NGdp_Grate)和人口增长速度(Pop_Grate)两个变量作为控制变量。经济决定税收，一国的经济状况必然影响着税收增长率，因此，引入名义国内生产总值增长速度这一变量至关重要。此外，一个地区公共品供给水平往往受到辖区人口规模的影响，故将人口增长速度作为控制变量也有其内在必要性。
3、数据来源
本文使用1994-2010年中国30个省(自治区、直辖市)的面板数据(不含港澳台地区)，所有数据均来源于相应年份的《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》，以及《新中国六十年统计资料汇编》和《全国税务统计(2010)》。由于重庆市于1997年从四川省分离成为直辖市，为确保分析一致性，本文将1997-2010年重庆市和四川省的相关数据合并。模型变量的描述性统计情况如表1所示。
四、实证分析结果与解释
1、面板数据单位根检验为检验模型变量的平稳性，本文选取LLC检验、Breitung检验和IPS检验三种方法对各变量进行单位根检验，检验结果由Stata12.1软件给出，结果如表2所示。
LLC检验、Breitung检验和IPS检验的原假设均为变量存在单位根过程，根据表2中单位根检验结果可知，所有变量均在1%的显著性水平下拒绝原假设，故本文选取的模型变量均为水平平稳变量。
2、动态面板数据模型的估计与分析结果
从本文构建的估计模型(21)式可以看出，被解释变量Tax_Grate的滞后项出现在等式的右边，这样的模型设计可以将经济系统内的动态行为纳入研究范围。但是，这种构建方法会导致解释变量与随机误差项相关，即解释变量具有内生性，此时，若使用标准的固定效应或随机效应对动态面板数据模型进行估计，将导致参数估计的非一致性。为解决这一问题，Anderson & Hsiao(1981)提出了“Anderson-Hsiao估计量”，但此估计量没有使用更高阶的滞后变量作为工具变量，因此估计结果并不是最有效率的。Arellano & Bond(1991)则选用尽可能多的滞后变量作为工具变量，对差分后的估计方程进行广义矩(GMM)估计，这种方法被称为差分广义矩(Difference GMM)估计方法。但是，这种方法也有缺陷，即差分广义矩估计量的有限样本特性较差，且容易出现弱工具变量问题。对此，Arellano & Bover(1995)和Blundell & Bond(1998)提出了系统广义矩(System GMM)估计方法，将差分方程和水平方程同时加以利用进行广义矩估计，进而得到偏误更小、有效性更高的估计结果。
本文利用动态面板数据模型的相关估计方法对(21)式进行分析，得到的具体结果如表3所示。
根据表3的检验结果可以发现，一步差分GMM与一步系统GMM汇报的Sargan检验的p值均为0.0000，说明这两种方法下工具变量的选择并非有效，工具变量与随机误差项相关或随机误差项存在异方差。二步差分GMM与二步系统GMM汇报的Sargan检验的p值均为1.0000，说明无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设，两种方法下工具变量的选择是有效的。并且，这两种方法的Arellano-Bond AR(1)和AR(2)检验p值表明一次差分后的随机误差项存在一阶自相关，但二阶自相关不显著。但是，通过比较这两种估计方法下变量系数的标准差，本文发现二步系统GMM下大部分系数标准差小于二步差分GMM，前者估计更为准确。因此，本文选择二步系统GMM的估计结果(即表3第4列所示结果)进行分析。
从表3第4列可以看出，地区税收增长的滞后项
对税收增长的影响在5%的显著性水平下显著为正。在政府间纵向税收竞争程度衡量指标方面，税收分权指标(TD)对税收增长呈现不显著的负向影响，地方政府收入获取行为规范性指标(Constraint)的影响则在5%的显著性水平下显著为负；此两项指标的交互项(TD×Constraint)系数为正，其影响同样在5%的显著性水平下显著。在控制变量方面，当期与滞后一期的名义国内生产总值增长对税收增长均呈现显著的影响，但前者影响较大且为正向，后者影响较小且为负向；人口增长对税收增长的正向影响在10%的显著性水平下显著。
并且这些样本集中分布在2007-2010年。虽然大部分观测值显示TD对税收增长Tax_Grate的影响为正，但是，从表4中可以发现，这种正向影响在不断减弱，最终在绝大多数省市转变为负向影响。通过分析可知，导致这种变化的原因在于Constraint取值的不断下降。分税制改革后我国中央政府始终在加强对地方预算外、制度外收入的规范力度，1996年7月国务院发文将养路费、车辆购置附加费等13项数额较大的政府性基金(收费)纳入财政预算管理⑥；2006年12月国务院办公厅发文规定从2007年1月1日起土地出让收支全额纳入地方基金预算管理，实行彻底的“收支两条线”⑦；2010年6月财政部发文规定从2011年1月1日起将按预算外资金管理的收入(不含教育收费)全部纳入预算管理⑧。通过一系列的政策措施，我国地方预算外资金收入与地方一般预算收入的比例逐年下降，如图1所示。
图1 1994-2010年我国地方预算外资金收入与地方一般预算收入的比例关系
注：本图数据根据相应年份我国地方预算外资金收入与地方一般预算收入数据(数据来源：《中国财政年鉴(2011)》)计算得出。
其次，本文讨论地方政府收入获取行为规范性指标Constraint对税收增长Tax_Grate的影响。将(21)式两边同时对
求偏导数，并将表3第4列的系数结果带入，得到：
从整体来看，这些取值为负的样本点较为均匀地分布在15年间，且在2003-2010年期间样本分布居多，如表6所示。导致这种样本分布特点的原因主要在于TD取值的变动趋势。2001年12月，国务院决定从2002年1月1日起实施所得税收入分享改革，对企业所得税与个人所得税收入实行中央和地方按比例分享⑨。对于全国而言，我国地方税收总收入与中央税收总收入的比例变动情况如图2所示。1994-1996年期间这一比例呈上升态势，但从1997年开始逐渐下降。2002年该比例骤降至0.72，随后在波动中逐年上升，至2010年该比例略微超过0.8。总体来看，2002年之前我国全国地方税收总收入与全国中央税收总收入的比例维持在0.8～1.0之间，2002年之后维持在0.7～0.8之间，阶段性特征明显且各阶段波动幅度不大。
图2 1994-2010年我国全国地方税收总收入与全国中央税收总收入的比例关系
注：本图数据根据相应年份我国全国地方税收总收入与全国中央税收总收入数据(数据来源：《中国统计年鉴(2012)》)计算得出
五、结论与政策建议
本文构建了一个基于我国当前情形下政府间纵向税收竞争对税收增长的影响模型，并基于理论结论以我国1994-2010年省际面板数据作为分析样本、以税收分权指标(用以描述中央与地方政府的税收分享比例)与地方政府收入获取行为规范性指标⑩(用以描述中央对地方政府收入获取行为的规范程度)作为纵向税收竞争程度衡量指标展开动态面板数据模型实证分析，探究分税制后我国政府间纵向税收竞争对税收增长的影响状况。
本文的理论研究表明，基于中央地方税收分享比例与地方收入获取行为规范程度的政府间纵向税收竞争对税收增长存在影响。这种影响包含两个方面，一是分享比例与规范程度各自对税收增长的影响，二是分享比例与规范程度对对方作用程度的影响。此两方面的影响大小取决于地方政府税收分享比例与地方政府租金提取比例的高低，影响方向取决于三种边际效用的大小，即中央政府公共品供给带给居民的边际效用、地方政府公共品供给带给居民的边际效用，以及居民消费带来的边际效用。
在理论研究基础上得到的实证分析检验结果表明，分税制后我国纵向税收竞争确实影响着税收增长情况。一方面，税收分权指标自身对税收增长存在不显著的负向作用，但由于规范性指标的影响，从各省份来看，税收分权指标对税收增长的初期影响为正，但这种正向影响在不断减弱，并且从2004年开始，部分东部地区省份出现负向影响，直至2010年这种负向作用在全国范围内不断加深；另一方面，规范性指标自身对税收增长存在显著的负向作用，加之税收分权指标的影响，总体而言，规范性指标对税收增长呈现负向影响。分区域来看，中、西部地区规范性指标对税收增长主要呈现负向影响，东部地区规范性指标对税收增长主要呈现正向影响。由于税收分权指标、规范性指标越小，表明政府间纵向税收竞争程度越高，指标越大，表明纵向税收竞争程度越低。因此，综合上述分析可知，我国政府间纵向税收竞争程度变动对税收增长呈现正向影响，即纵向税收竞争程度的提高将加速税收增长，纵向税收竞争程度的降低将放缓税收增长。
以上结论对我国当前财政税收实践具有一定的意义。当中央政府为实现一个税收增长目标而制定财税政策时，需要将政策选择所导致的政府间纵向税收竞争程度变动考虑在内。更重要的是，将政府间纵向税收竞争水平控制在一个科学合理的区间内，有助于营造良好的税收增长环境，有效避免恶性竞争带来的效率损失与资源浪费。因此，我国政府在推动税收收入稳定健康增长的同时，应重点解决中央与地方政府间财力与事权的匹配问题，加强培育地方税主体税种，赋予地方政府一定的税收立法权，并不断完善政府间转移支付制度。
①这种简化将有助于排除政府间横向税收竞争对模型分析与结论形成的影响。
②由拉弗曲线可知，当税率超过某一临界值并进入“禁区”后，税率越高，则税收收入越少。
⑤这里需要注意的是，由于地区名义税收总收入增长速度(Tax_Grate)是由各省(自治区、直辖市)1994-2010年的相关数据计算得到，故1994年的税收增长率缺失。本文动态面板数据分析中各变量数据均从1995年开始，但由于模型分析需进行差分运算，故观测值个数有所减少。
⑥中华人民共和国财政部：《国务院关于加强预算外资金管理的决定》，http://www.mof.gov.cn/preview/caizhengpiaojujian-guanzhongxin/zhengwuxinxi/zhengceguiding/200806/t20080616_45631.html,1996-07-06。
⑦中华人民共和国中央人民政府：《国务院办公厅关于规范国有土地使用权出让收支管理的通知》，http://www.gov.cn/zwgk/2006-12/25/content_478251.htm,2006-12-25。
⑧中华人民共和国财政部：《关于将按预算外资金管理的收入纳入预算管理的通知》，http://yss.mof.gov.cn/zhengwuxinxi/zhengceguizhang/201006/t20100607_321573.html,2010-06-01。
⑨中华人民共和国中央人民政府：《国务院关于印发所得税收入分享改革方案的通知》，http://www.gov.cn/gongbao/content/2002/content_61880.htm,2001-12-31。
⑩需要再次强调的是，地方政府收入获取行为规范性指标越小，表明中央对地方政府获取预算外资金收入的规范性越强，反之则表明规范性越弱。