中国地方政府间税收竞争研究——基于中国省级面板数据的经验证据，本文主要内容关键词为：中国论文,地方政府论文,省级论文,税收论文,证据论文，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。
一、导言
中国的经济增长主要得益于资本的贡献，这一点已经成为国内外学术界的共识。而以资本为主要支撑点的经济增长模式和我国改革开放以来特定的分权体制有关。1978年开始的经济体制改革不仅通过产品市场和要素市场的逐步市场化来重塑政府和社会的关系以及政府的边界，而且还开始在多级政府内部引入承包制，推动政府内部的市场化改革，这一改革的主要体现就是早期的财政包干制度。由于各个地方政府拥有了财政上的剩余要求权，这就激励了其追求剩余最大化的努力，产生了“为增长而竞争”的辖区竞争模式(周业安，2003；张军，2005)。即使在分税制实施以后，多级政府间的责权利明确得到界定，但以经济建设为中心的全局发展模式演变成事实上的以经济绩效为主体的地方政府考核体系，并促使地方政府在相对绩效的标尺下继续展开竞争(周黎安，2004，2007；周黎安等，2005)。受到任期以及任期目标的约束，地方政府必然选择能够短期提振当地经济绩效的路径，由此产生了以资本为核心的经济增长模式(周业安，2009)。
众多的研究已经发现，中国的地方政府竞争的确对经济增长产生了显著的影响(周业安等，2005；张晏，2005)。特别是，最近的一些研究开始提出了更深层的问题：我国地方政府竞争真的存在吗？假如存在，那么是一种什么性质的竞争？这种竞争对经济增长的作用路径如何？从理论上说，地方政府竞争就是通过各种合法的方式吸引资源流入本地，在资源有限的前提下，每个地方政府必须采取有效的制度和公共政策，才能够做到对资源的吸引(周业安等，2004)。地方政府既可以通过提供不同的公共品数量和类别来展开竞争，也可以通过降低资源的使用成本来竞争。前者就是所谓的支出竞争；后者就是所谓的税收竞争。李涛和周业安(2009)的研究发现，我国地方政府之间存在显著的支出竞争。支出竞争的确对经济增长产生了影响，并且这种影响因不同的支出类别而产生差异(李涛、周业安，2008)。但非常遗憾的是，迄今为止，只有很少的文献对税收竞争做了初步的研究，比如沈坤荣和付文林(2006)以及李永友和沈坤荣(2008)，而这些研究既受到了方法、思路以及视角的局限，也没有深入揭示地方政府之间税收竞争的性质和程度。本文打算弥补这方面的不足。
我们认为，要研究我国地方政府之间的税收竞争问题，首先要正确理解这种税收竞争的性质。由于中国的分税制改革所构造的税制以及相应的政体和国外的大相径庭，所以在理论逻辑上照搬国外的研究思想是完全错误的。我国的财政分权制度最大的特点在于没有赋予地方独立的税权，这就意味着我国的地方政府无法像国外的地方政府那样进行完整的税率和税种的竞争。当然，这不等于说我国地方政府无法采取税收竞争。有三大理由可以认定，我国地方政府不仅可以进行税收竞争，而且的确进行了税收竞争。这是因为分税制下，依然存在事实上的税率灵活性。尽管税种无法改变，但地方政府在税率上是可以调整的。改革开放的过程中，为了鼓励地方经济发展，中央制定了各种优惠措施，允许地方实施。而这些优惠措施中核心的一条就是向资本转移支付。比如两税合并之前，地方通过优惠税率吸引外资；给予高新技术企业税收优惠；鼓励出口所给予的税收优惠；鼓励创业和中小企业的发展给予的税收优惠；对符合产业政策规定的企业给予的税收优惠。如此等等。各个地方政府为了吸引更多的资本流入，就会想方设法把各路资本归纳到上述5个税收优惠目录下。所以，表面上看，中央限定了税率，但实际上地方政府有一定的灵活性来进行税收竞争。更何况地方政府还可以通过隐瞒信息来进行税收竞争，比如一些发达地区采取包税制来平滑当地的跨期税负，实际上降低了当地企业当前的实际税负。地方政府还可以通过土地收入和制度外收入的灵活调整来控制当地的实际税负。因而，实际上地方政府之间税收竞争是普遍存在的。
虽然各种媒体报道以及调查报告之类的文献的确发现了零星的税收竞争的证据，并且各地出现的招商引资方面“竞赛到底”的现象也的确很普遍，但从理论上还缺乏足够的有说服力的证据来说明这种税收竞争的性质和程度。本文将首次基于省级统计数据来系统研究中国地方政府税收竞争行为。为了更为准确地理解这种税收竞争，我们不仅打算探讨地方政府财政收入总量上的竞争行为，而且还分别探讨了构成地方本级财政收入来源的各主要税种以及费类收入的竞争行为，比如增值税、营业税、企业所得税、个人所得税、城市维护建设税、财产税、各种费类收入等。为了科学准确地测度地方政府是否存在税收竞争以及存在的税收竞争的具体表现形式，与李涛和周业安(2009)一致，我们采用了基于面板数据的空间计量经济学模型，藉此得出可靠的实证结论。本文的结构安排如下：第一节是导言，给出研究意图、背景和意义；第二节是简要的文献综述；第三节是计量模型的构建；第四节是数据来源说明；第五节是回归分析；最后是进一步的讨论和结论。
二、相关文献回顾
税收对企业和居民来说都是一种负担，高税负可能导致居民和企业迁出，反之，低税负可能导致其迁入。因此，各辖区为了争夺要素，就需要制定有吸引力的税收政策。由于发达经济体通常赋予地方政府独立的税权，那么地方政府就可以根据本地的实际情况来制定相应的税收政策。但仅仅如此是不够的。因为假定甲地的政府通过预算，认为20％的所得税是合理的，或者从模型上说是最优的，能否吸引要素流入呢？这还要看周边辖区的税负。假如同时乙地的政府制定了19％的所得税率，那就意味着在其他条件相同的条件下，资本流入乙地更划算。在这个假想的辖区竞争当中，乙地就可能胜出。为了保持自身的竞争力，甲地政府就需要观察周边辖区的税收政策，然后再决定自身的实际税负。这就导致了各辖区策略博弈的出现。辖区的竞争实际上就是辖区之间的策略博弈。一种可预测的结果就是，各辖区之间会相互模仿税收政策，从而可能导致税收政策趋同。当然，税收模仿仅仅是一个方面。另一方面，假如一个辖区通过降低税负的方式吸引资源，那么财政收入的减少会导致相应的公共品支出减少，从而可能降低对资源流入的吸引力。为了保持财政收入的平衡，地方政府就可能在某些税种上采取策略互补，而在另一些税种上采取策略替代。
辖区之间的税收竞争究竟是何种性质？这是国外相关文献研究的主题。由于在发达国家地方政府主要依赖财产税和个人所得税，所以大多数研究都是基于这两个税种的数据展开。也有许多研究着眼于公司所得税和其他一些税种。当然，研究者选择这些税种并不是随意的，首要原则是这些税种必须是被地方政府作为竞争工具实际运用的，也就是说，这些税种对资源的流动有着直接且显著的影响。很明显，假如存在税收模仿，那么各辖区之间为了吸引居民迁入，在个人所得税和财产税方面可能会出现趋同；为了吸引资本，在企业所得税、增值税和营业税方面也可能会出现趋同。这样一来，我们就可以通过相关的税收数据来发现辖区之间的策略互动行为。这方面的早期研究是基于美国数据。最早有3篇文献：Ladd(1992)运用1978-1985年间美国94个县的税收数据发现，在税收总量方面，如果邻近辖区税负增加1％，会导致本区显著增加0.59％，在财产税方面，如果邻近辖区税负增加1％，会导致本区显著增加0.45％；Case等(1993)分析美国各州的所得税(按有效税率计算)数据发现，如果邻近辖区税负增加1％，会导致本区显著增加0.6％；Besley和Case(1995)基于美国各州销售税、个人所得税和公司所得税数据发现，如果邻近辖区税负增加1％，会导致本区显著增加0.2％。这些早期的研究结果都支持了税收模仿假说。
后续的研究都是基于以上3篇文献展开，如Brueckner和Saavedra(2001)、Hernández-Murillo(2003)、Coughlin等(2006)、Jacobs等(2007)等，这些研究的结果均和早期类似，所不同的是以弹性系数度量的竞争程度的差别，以及后续的研究更侧重一些具体税种。当然，也有一些研究发现了相反的证据。比如Hettich和Winer(1999)发现了税收竞争中的策略替代证据；而Rork(2003)、Chirinko和Wilson(2007)、Frederiksson等(2004)则发现了混合结果。
除了基于美国的数据进行研究外，还有大量的文献开始利用欧洲各国的数据展开研究。这些研究包括：(1)基于比利时的数据研究，比如Heyndels和Vuchelen(1998)、Richard等(2005)以及VanParys和Verbeke(2007)；(2)基于德国的数据研究，比如Büttner(1999，2003)；(3)基于瑞士的数据研究，比如Feld和Kirchgassner(2001)、Schaltegger和Küttel(2002)、Feld和Reulier(2005)；(4)基于西班牙的数据研究，比如Solé Ollé(2003)；(5)基于法国的数据研究，比如Feld等(2003)；(6)基于英国的数据研究，比如Revelli(2001，2002)；(7)基于加拿大的数据研究，比如Brett和Pinkse(2000)；(8)基于意大利的数据研究，比如Bordignon等(2003)；(9)基于荷兰的数据研究，比如Allers和Elhorst(2005)。还有一些研究是采取跨国数据的研究，比如Devereux等(2004)和Redoano(2007)。所有这些研究几乎都发现了地方政府之间的税收竞争存在着策略互补，而且竞争的程度都不小。
国内对税收竞争的研究文献较多，但迄今只有极少数文献定量研究了税收竞争问题。代表性的如沈坤荣和付文林(2006)，他们对1992年和2003年两个年份的中国各省份的税收竞争进行了研究，发现各省份的平均预算内宏观税负存在着显著的策略替代性，这一结果和国外的大多数研究结果不一致。他们认为，导致这种负斜率的税收反应函数的原因在于我国特定的工业化阶段、巨大的省际间不平等以及各省份经济规模的差异等，但他们没有给出相应的证据来支持这些推测。李永友和沈坤荣(2008)进一步的研究发现，与1995年相比，2005年中国各省份的税收竞争程度显著下降了。特别是，他们这次发现的税收竞争类型是策略互补的。同样，他们没有给出为什么下降的充分理由和证据。
从沈坤荣等人的研究可以看出，他们通过采取不同时点的截面数据，同样采用空间计量方法，得出的结果却相互矛盾。沈坤荣和付文林(2006)发现，各省级政府之间的税收竞争表现为策略替代型的空间互动；而李永友和沈坤荣(2008)却发现，各省级政府之间的税收竞争表现为策略互补型的空间互动。以上前后矛盾的结果没有得到有效解释，说明按照特定时点的截面数据研究带有一定的偶然性，或者说，至少从结果上看是不可靠的。究其原因，一方面和所选的特定时点具有一定的随意性有关；另一方面，还和估计方法、计量模型的设置等有关。本文将试图弥补以上缺陷：1999-2005年间的省级面板数据的使用可以消除特定时点所带来的扰动；模型设计控制变量的选取充分吸收了国外文献的有关研究成果，并考虑到了国内的实际情况；系统广义矩(System General Method of Moments，简称为System GMM)法的采用保证了回归结果的科学性和可靠性。特别地，沈坤荣和付文林(2006)以及李永友和沈坤荣(2008)并没有对具体的税收种类进行分类，也就无法区分税收竞争是来自共享税还是来自地方税；而我们在以下的研究中将对不同税种进行区分，并针对主要税种分别分析，以期得到更加翔实细致的结论。
我们将采用标准的空间计量经济学模型，在该模型中，通过空间滞后变量以及空间影响权重可以正确反映参与者之间的策略互动，其系数的符号和显著程度可以反映互动的性质，系数的大小可以反映互动的程度。Brueckner(2003)、Ghosh(2006)、Revelli(2005，2006)综述了政府空间互动的空间计量研究成果。Madies等(2004)综述了近期水平和垂直竞争的理论和经验证据。根据Brueckner(2003)的综述，税收竞争的空间计量经济学模型可以归纳为图1所示。
从图1可以看出，对税收竞争的检验就是试图从相关数据中发现模仿的证据。由此可见，我们仅仅需要建立一个恰当的面板数据集，然后通过合理的空间计量经济学模型的设定，就可以推测地方政府竞争的存在性和竞争的程度，同时，也可以通过系数大于0还是小于0来判定竞争的性质。
三、计量模型的构建与分析方法
我们将使用中国各省级行政区的面板数据来构造解释构成中国地方财政收入的各主要税种和费的实证计量模型。在各种解释变量中，我们最为关心的是以上各税种和费的空间滞后变量，通过观察这些空间滞后变量在回归结果中系数是否显著以及符号如何来研究各省份之间在主要税种和费类收入上是否存在税收竞争？如果存在的话，是表现为策略互补还是策略替代？
与单一时点上的横截面数据模型相比，包括了更多时点横截面数据的面板数据模型能够同时考虑同一时点上各地区间和不同时点间同一地区内的税收决策差异，具有横截面数据模型所无法比拟的优点，如对回归系数的推断更加精确、对地区财政收入决策的复杂性考虑更加周全等(Hsiao，2007)。因此，最近的财政收入决策文献更多地使用了面板数据格式(Feld et al.,2003)，我们也遵从这种做法，构造了以下的计量模型：
就模型(1)关心的地方政府间各主要税种和费的空间策略性互动可能而言：如果d不显著，则说明本年度各地方政府之间并不存在税收竞争；如果d是显著的，则说明地方政府间的确存在着税收竞争。进一步地，如果d显著为正，则说明地方政府间的税收竞争表现为策略互补型的空间互动；如果d显著为负，则说明地方政府间的税收竞争表现为策略替代型的空间互动。h的解释与d相似，不同之处仅在于h反映的各种可能的空间策略互动存在于上一年度其他地方政府的税收决策与本年度本省份的税收决策之间，即跨期空间策略互动，而不是d所反映的当年的税收竞争。
系统广义矩估计法是Blundell和Bond(1998)在差分广义矩估计法(Difference GMM，Arellano and Bond，1991)基础上进行的一个改进。在差分广义矩估计法中，如果被解释变量接近于一个随机游走过程，该变量历史的变化向现在传递的信息就会比较少，因此那么运用差分广义矩估计法就会产生较差的结果，这时候需要用系统广义矩估计法。在估计过程中，系统广义矩法同时使用了一阶差分形式方程对应的矩条件和水平形式方程对应的矩条件来计算最优的权重矩阵，进而提供了无偏且有效的所有解释变量的回归系数估计值。与线性广义矩法相似，系统广义矩法存在着一阶段或两阶段估计的不同选择。尽管标准差的两阶段估计值更加渐进有效，但可能会被严重低估(Arellano and Bond，1991；Blundell and Bond，1998)。根据Windmeijer(2005)的建议，本文使用的系统广义矩估计法对两阶段方差矩阵进行了有限样本调整②，这使得与一阶段方法相比，两阶段稳健的系统广义矩估计法得到的系数估计值更加有效。进一步地，除了控制各种变量的内生性可能外，针对面板数据模型(1)所采用的系统广义矩估计法还可以解决空间自回归模型分析中面对的残差项中可能的空间依赖性以及解释变量和残差项可能的相关性等导致相应回归系数估计值有偏的问题(Brueckner，2003)。
四、数据来源和统计分析
与李涛、周业安(2009)相同，考虑到1994年分税制的实施所带来的税收收入体制的巨大变化以及这一变革从实施到生效的时间滞后可能，同时考虑到可得数据的完整性，我们采用的数据时间段为1998-2005年。遵从文献中常用的中国省级行政区划分方法：对于1997年后才成为直辖市的重庆市，我们把它1998-2005年的各种数据合并到四川省中；由于西藏数据缺失非常严重，我们将它剔除在样本之外。此外，考虑到滞后一年的各省级行政区的各主要税种和费的税负水平不能存在缺失值，最终的面板数据样本包括中国29个省级行政区在1999-2005年共计203个观测值。本文的数据主要来源于《中国统计年鉴》、《新中国五十年统计资料汇编》、《中国财政年鉴》、《中国人口年鉴》。
对应构成各地区地方本级财政收入的增值税、营业税、企业所得税、个人所得税、城市维护建设税、财产税(包括房产税、印花税、土地使用税、土地增值税、车船使用税、契税等)等主要税种收入和费类收入等税负水平Y，我们都构造了相应的基于决算数据的指标，这包括：地区本级财政收入的税负水平，记作fisinci_GDP，等于各地区的年度本级财政收入总额除以其GDP；地区本级增值税的税负水平，记作vat_GDP，等于各地区的年度本级增值税收入除以其GDP；地区本级营业税的税负水平，记作opt_GDP，等于各地区的年度本级营业税收入除以其GDP；地区本级企业所得税的税负水平，记作eipt_GDP，等于各地区的年度本级企业所得税收入除以其GDP；地区本级个人所得税的税负水平，记作iit_GDP，等于各地区的年度本级个人所得税收入除以其GDP；地区本级城市维护建设税的税负水平，记作cmt_GDP，等于各地区的年度本级城市维护建设税收入除以其GDP；地区本级城市财产税的税负水平，记作property_GDP，等于各地区的年度本级包括房产税、印花税、土地使用税、土地增值税、车船使用税、契税等税种收入在内的财产税收入除以其GDP；地区本级各种费的税负水平，记作allfi_GDP，等于各地区的年度各种费收入除以其GDP。
针对控制变量组合X，我们也分别构造了相应指标：各省份以1998年不变价格计算的人均实际国内生产总值，记作pgdp 1998，单位是元；各省份的人口密度population_den，等于各省份的总人口除以其总面积，单位是人/平方公里；各省份的人口结构用老年、幼年、壮年人口比例来衡量，分别记作pop65、pop14、pop1564，分别等于各省份总人口中65岁以上(含65岁)的人口比例、14岁以下(不含14岁)的人口比例、14～65岁(含14岁但不含65岁)的人口比例③；各省份的就业率employed ratio，等于各省份城乡就业人员在其总人口中的比例④；各省份的产业结构firstgdpratio，等于各省份的国内生产总值中第一产业的比例⑤；各省区的开放度openness，等于各省份的进出口总额除以其国内生产总值；各省份的城市化水平urbanization，等于各省份的非农业人口除以其总人口；各省份的固定资产投资比例investment_gdp，等于各省份的固定资产投资总额除以其国内生产总值；各省份的人力资本水平SS_student，等于各省份的中学在校学生数除在其总人口中的比重；各省份的城市居民家庭人均可支配收入urbandi和农村居民家庭人均净收入ruralni，单位是元；各省份的人口年增长速度p_growthrate。
考虑到以上变量的面板数据格式可能存在的非线性关系、非平稳序列等计量问题，与Madariaga和Poncet(2007)一致，对于以上所有解释变量和被解释变量都采用了自然对数形式。因此，以上变量命名形式都是在变量的原名称前再加表示自然对数形式的前缀“ln_”⑥。
表1汇报了本文使用的主要回归变量的统计分析结果。
五、回归分析
本文主要的研究问题是中国各省级行政区构成其本级财政收入的各主要税种和费类收入的税负水平是否存在着空间策略性互动以及可能的空间策略性互动关系，因此我们分别针对地区本级增值税、营业税、企业所得税、个人所得税、城市维护建设税、财产税、费的税负水平进行了回归分析。为了和文献中已有的研究进行比较，我们还研究了地区本级财政收入的税负水平的空间策略互动情况。
表2汇报了采用系统广义矩估计法对空间计量模型(1)进行分析的8组实证结果(1)～(8)，分别对应以上7种不同的税费的税负水平指标以及财政收入的税负水平指标。回归模型中的控制变量包括各省份的人均实际国内生产总值、人口密度、人口结构、就业率、产业结构、开放度、城市化水平、固定资产投资比例、人力资本水平、城乡居民收入水平和人口增长率等变量。系统广义矩估计法对差分广义矩估计法的改进的一个前提条件是：被解释变量是一个非平稳的时间序列。因此根据Roodman(2006)的建议，在进行回归分析之前，我们对各种被解释变量进行了单位根检验。检验结果显示：不论是采用滞后几年的检验方法，所有的被解释变量都呈现出了非平稳的时间序列特征，因此单位根检验结果支持了我们使用系统广义矩估计法⑧。
观察表2中显著的回归结果，我们有如下发现。
首先，尽管跨期而言，不论是当年的中国各省份的本级财政收入还是作为其组成部分的包括增值税、营业税、企业所得税、个人所得税、城市维护建设税、财产税和各种费在内的当期的各主要税种和费类收入的税负水平都没有和上一年的空间滞后的中国各省份的本级财政收入和作为其组成部分的上一年的空间滞后的这些税种和费类收入的税负水平呈现出显著的策略互动特征，即回归结果(1)～(8)中空间滞后的上一年的被解释变量的回归系数都不显著；而且同期而言，当年的中国各省份的本级财政收入的税负水平从整体而言也没有和当年的空间滞后的中国各省份的本级财政收入的税负水平呈现出显著的策略互动特征，即回归结果(1)中空间滞后的当年的被解释变量的回归系数也不显著；但是构成以上财政收入的当年的各主要税种和费类收入的税负水平却和当年的空间滞后的各主要税种和费类收入的税负水平部分地表现出显著的策略互动特征，包括增值税、营业税、企业所得税、个人所得税、财产税等税种的税负水平。其中，地方政府在增值税、企业所得税、财产税等税种的税负水平上表现出显著的空间策略互补特征，而在营业税、个人所得税等税种的税负水平上却表现出显著的空间策略替代特征。
具体而言，回归结果(2)显示，各省份当年的增值税的税负水平与该省份空间滞后的当年的增值税的税负水平之间存在着显著的策略互补关系。当本年度本省份之外其他省份以空间距离加权平均的增值税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的增值税的税负水平同向增加或减少3.62％。回归结果(3)显示，各省份当年的营业税的税负水平与该省份空间滞后的当年的营业税的税负水平之间存在着显著的策略替代关系。当本年度本省份之外其他省份以空间距离加权平均的营业税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省区的营业税的税负水平反向减少或增加0.52％。回归结果(4)显示，各省份当年的企业所得税的税负水平与该省份空间滞后的当年的企业所得税的税负水平之间存在着显著的策略互补关系。当本年度本省份之外其他省份以空间距离加权平均的企业所得税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的企业所得税的税负水平同向增加或减少1.26％。回归结果(5)显示，各省份当年的个人所得税的税负水平与该省份空间滞后的当年的个人所得税的税负水平之间存在着显著的策略替代关系。当本年度本省份之外其他省份以空间距离加权平均的个人所得税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的个人所得税的税负水平反向减少或增加1.38％。回归结果(7)显示，各省份当年的财产税的税负水平与该省份空间滞后的当年的财产税的税负水平之间存在着显著的策略互补关系。当本年度本省份之外其他省份以空间距离加权平均的财产税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的财产税的税负水平同向增加或减少1.35％。而回归结果(6)和(8)中，空间滞后的当年的被解释变量的回归系数并不显著，因此，各省份当年的城市维护建设税或费的税负水平与该省份空间滞后的当年的城市维护建设税或费的税负水平之间并不存在显著的策略互动关系。
其次，各省份的营业税、财产税和费的税负水平都存在着显著的时间上的路径依赖特征。回归结果(3)显示，各省份当年的营业税的税负水平与该省份上一年的营业税的税负水平之间存在着显著的路径依赖特征。当上一年本省份的营业税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的营业税的税负水平同向增加或减少0.76％。回归结果(7)显示，各省份当年的财产税的税负水平与该省份上一年的财产税的税负水平之间存在着显著的路径依赖特征。当上一年本省份的财产税的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的财产税的税负水平同向增加或减少0.96％。回归结果(8)显示，各省份当年的各种费的税负水平与该省份上一年的各种费的税负水平之间存在着显著的路径依赖特征。当上一年本省份的各种费的税负水平增加或减少1％时，会导致当年本省份的各种费的税负水平同向增加或减少0.47％。
此外，我们还得到了以下关于各种控制变量对各种省份级财政收入和构成本级财政收入的各主要税种和费的税负水平的显著回归发现。比如各省份的人口年度增长率显著降低了该省份当年的本级财政收入的税负水平；各省份的人口密度和城市化水平都显著提高了该省份当年的增值税的税负水平，而65岁以上的老年人口比例、固定资产投资比例、城市居民家庭人均可支配收入和人口年度增长率的作用完全相反；各省份的14岁以下的幼年人口比例显著提高了该省份当年的营业税的税负水平；各省份的65岁以上的老年人口比例和开放度显著提高了该省份当年的企业所得税的税负水平，而14岁以下的幼年人口比例、14～65岁的壮年人口比例和城市化水平的作用完全相反；各省份的人口密度和农村居民家庭人均净收入都显著降低了该省份的个人所得税的税负水平；各省份的人均实际国内生产总值显著提高了该省份当年的城市维护建设税的税负水平，而开放度的作用完全相反。尽管这些结果有助于我们更深入地认识税收竞争的完整画面，但考虑到这些变量之间的作用关系有些是直接的，有些是间接的，其中的内在作用路径尚需进一步揭示。因而，在解释这些结果时需要非常审慎。
最后，表2汇报了有关的AR(1)、AR(2)、Hansen检验。AR(1)检验针对的是一阶差分方程中的残差项是否存在着显著为负的一阶序列相关，而AR(2)检验针对的是一阶差分方程中的残差项是否不存在显著的二阶序列相关。在原始方程的残差项不存在序列相关的原假设下，AR(1)检验结果应该是显著的，而AR(2)检验结果应该是不显著的。此外，Hansen检验的原假设是系统广义矩法估计过程中所使用的工具变量是有效的。因此，我们的AR(1)、AR(2)、Hansen检验结果都说明系统广义矩估计法的使用是恰当的。作为稳健性检验，我们还尝试使用了基于各地区GDP以及基于各地区空间距离和GDP的两种空间权重矩阵，主要的回归发现保持一致。我们在回归分析中还尝试了各省份的公路和铁路密度测量的基础设施水平作为额外的控制变量以及采用各地区的高等学校在校学生人数在总人口中的比重来测度人力资本水平，这些都对主要的回归发现没有显著影响。
六、进一步的讨论和结论
中国地方政府存在税收竞争的事实需要理论来加以说明。我们基于1999-2005年间的省级面板数据来进行空间计量经济学分析，的确发现了相关的证据。从地方政府税收竞争的性质上看，和国外的相关文献类似，我们发现构成地方政府主要收入来源的税种都存在显著的策略互补性。这就说明，即使我国的地方政府不存在法律上的税权，无法根据当地实际来制定相应的税种和税率，但由于税法上和相关的政策上给地方有相应的税收优惠权利，并且地方政府也可以利用信息不对称来隐藏相关信息，因此，地方政府事实上是可以通过税收竞争来争夺资源的。我们的检验结果明显支持事实上的税收竞争这一假说。证据显示，我国省级政府在增值税、企业所得税、财产税等税种的税负水平上均表现出显著的空间策略互补特征，而这三大税种恰恰是和地方吸引资本有关的。
在税收竞争的程度上，我国地方政府的策略行为和国外经验研究所展示出来的结果有所不同。这是因为国外地方政府有自己独立的税权，而我国的地方政府没有。所以我国的地方政府更多的是依赖相关税法和政策来进行力所能及的税收竞争，特别是占大头的共享税。增值税和企业所得税都被作为税收竞争的主要工具。从竞争结果上看，无论是增值税的反应函数的系数(3.62)还是企业所得税的反应函数的系数(1.26)均高于国外的检验结果，这说明中国地方政府在税收竞争方面情况更严重。同时，人们一般认为增值税是国税征收，因而地方政府无法在其中产生影响。但我们的结果显示，增值税也存在显著的辖区竞争。这说明，在信息不对称的情况下，地方政府总是可以通过执行以及其他办法来实现实际的税收竞争。企业所得税的显著策略互补效应和人们的看法一致，即地方政府总是通过企业所得税的优惠来吸引资本流入。不过和增值税相比，企业所得税的系数低很多，这可能是和竞争方式有关，地方政府通常通过先征后财政返还或补贴的方式来实现所得税的优惠，因而从实际征收的所得税数据上看，这个竞争程度被低估了。
和国外的相关研究类似，中国地方政府在财产税类方面也存在显著的策略互补效应，反应函数的系数达到1.35，比国外的文献估计要高。比如早期Ladd(1992)估计的系数是0.59。但我们的研究还是发现了不同的特征，即营业税、个人所得税等税种的税负水平上表现出了显著的策略替代特征。这一点和国外的大多数相关研究结果不同。原因在于，中国的地方政府在相对绩效考核的压力下，以及在任期的限制下，通常都会采取吸引资本的方式来实现短期快速增长的目的，因而吸引资本就成为地方政府的主要策略。此时增值税、企业所得税和财产税类就更为重要。由于这些方面的税收优惠会导致地方政府财政收入下降，因而地方政府可能会从营业税和个人所得税上来找补。由于当地居民对税收没有用手投票的权利，在户籍制度下用脚投票的成本又太高，因而地方政府从个人所得税上找补就可以顺利实施。又由于营业税涉及第三产业，而地方政府更倾向于规模大的资本密集型行业，因而营业税也成为找补的目标。
由此可见，中国地方政府之间的税收竞争无论在性质上还是程度上都和国外类似的竞争有一定的差别，这种差别来自制度的差别。当然，我们的研究也仅是一个初步的进展，还有许多需要进一步讨论之处。首先，增值税为什么会在竞争程度上表现最强？这是一个谜团。本文仅仅给出了这一强度的刻画，但还没有给出一个合理的解释。其次，受到数据的限制，我们是基于税收数据的研究，而没有考虑到各种补贴返还后的净税负状况，这必然会给结果带来误差，特别是可能低估企业所得税的影响。再次，本文在计算人均值时，忽略了流动人口及其形成的常住人口，从而可能导致计量误差。第四，各种税种表现出的税收竞争模式可能背后有着不同的具体现实的作用机制，我们的讨论只是给出了一个简要的分析，具体的现实机制分析也值得深思⑨。最后，如在支出竞争的研究中所强调的，本文所使用的省级数据存在诸多干扰因素，比如农业人口的大量存在以及各地区禀赋差异等，如果重点讨论市级政府之间的竞争，可能效果更好。当然，本文也没有讨论分税制前后的竞争变化。尽管以上所有这些本文未能充分考虑之处并不对我们的结论产生实质性的损害，但它们也应该是研究中国政府税收竞争的学者今后需要重点关注的，也是我们未来的研究主题。
作者感谢中国人民大学经济学院“行为和制度经济学前沿”讨论组成员的有益评论，当然文责自负。
注释：
①在税收竞争的文献中，对于计量模型中策略互动项的引入有着不同的方法：有些研究引入的是过去一期的策略互动项，如Riedl和Rocha-Akis(2007)，这是考虑到某个地方政府可以观测到其他地方政府过去一期的税收信息；还有些研究引入的是当期的策略互动项，如Brueckner和Saavedra(2001)，这主要是假设其他地方政府的当期税率是外生给定且可以被观测到的(因此这是一个局部均衡而非一般均衡模型)。具体到我们使用的计量模型，由于我们使用的是年度数据，因此用于构造被解释变量的税费收入和GDP，在这一年的信息既包括了上一年可观测的信息，也包括了本年内实时更新的可观测的相关信息。综合这两方面的考虑，我们不仅引入了上一年的策略互动项，也引入了同期的策略互动项。在修改稿中，我们在注释中对此进行了说明。
②具体的有限样本调整方法以及相应的计量经济学原理参见Windmeijer(2005)。
③虽然这3组年龄结构变量之和为1，在回归分析中直接使用这3组变量会导致多重共线性问题，但是正如下文中所指出的，我们在回归分析中使用的是这3组变量的自然对数形式，因此3者之和并不为1，不会导致多重共线性问题。自然对数形式的变量设定使得我们只有同时考虑3组年龄结构变量才能完整反映整个居民的年龄构成。
④需要强调的是，《中国统计年鉴》提供的城镇居民登记失业率指标强调的是“非农业人口”和“在当地就业机构登记”等限定条件，并不能反映真正的失业率水平进而就业率水平。因此，我们直接使用employed_ratio，即各地区城乡就业人员在其总人口中的比重来测度该地区的就业率。
⑤考虑到我国的工业化现状，采用第一产业GDP占总GDP的比重来反映一个地区的产业结构现状，是文献中比较常用的做法，如周业安、冯兴元、赵坚毅(2004)和王守坤、任保平(2008)。这一指标可以大致显示各地区的工业化现状和对自然资源的依赖程度。根据发展经济学和公共经济学的一般性结论，一般情况下，这一产业结构指标是与地区经济发展水平以及非农财政支出成反比的。
⑥自然对数形式的被解释变量和解释变量使得计量模型(1)中的各种回归系数反映的是经济学意义上的弹性。
由于各省份的年人口增长速度数据中，有10个观测值是负的，因此无法直接取自然对数形式。在回归分析中，我们把这些相应的自然对数值替换为-999999，目的在于保证平衡面板的形式不变以利于计算，而在汇报该变量的统计分析结果时把这10个观测值去掉了。
⑦考虑到不同的空间权重矩阵对实证分析结果的可能影响，我们也使用了文献中常见但空间形式考虑较为简单的一阶和二阶相邻矩阵，也尝试着采用国内生产总值等经济变量构造空间权重矩阵。主要的回归结果没有发生改变。
⑧篇幅所限，此处没有汇报具体的检验结果。
⑨感谢匿名审稿人指出这一点。
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