彭小靜 鄧 明

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中國地方政府稅收努力程度的策略互動*
——基于動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型的經(jīng)驗研究

彭小靜 鄧 明

文章利用1998～2012年中國省際面板數(shù)據(jù)估算了省級政府的稅收努力程度，用以表征地方政府的實際稅率，并基于動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型檢驗了地方政府在稅收努力上的策略互動。研究結(jié)果表明：地方政府間的稅收努力程度存在基于經(jīng)濟距離的正向空間溢出，由此驗證了地方政府間存在的基于稅收努力的策略互動;此外，轉(zhuǎn)移支付既會抑制地方政府的稅收努力程度，也能弱化地方政府在稅收努力程度上的策略互動。

稅收努力 稅收競爭 策略互動 動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型

對稅收競爭的研究起源于Tiebout(1956)的“用腳投票”理論，盡管在其理論中，地區(qū)間競爭的出發(fā)點并不完全是為了和其他地區(qū)競爭財政資源，但該理論隱含著稅收競爭，認為在給定的公共品數(shù)量下，地方稅收應(yīng)當足夠低以吸引居民居住。Oates(1972)認為，稅收競爭會使各地政府為了吸引流動企業(yè)的投資而降低稅率，從而使政府無法籌集為提供最優(yōu)的公共服務(wù)所需要的資金，因此，稅收競爭將導致地方公共服務(wù)的產(chǎn)出無法達到最優(yōu)。

中國地方政府間的稅收競爭同樣引起了國內(nèi)研究者的關(guān)注。但是，中國是一個稅收立法權(quán)高度集中的國家，自改革開放以來，中央政府幾乎集中了所有稅種的立法權(quán)、解釋權(quán)和修訂權(quán)，地方政府并不具有稅收立法權(quán)，各地方的名義稅率是相同的,因此，我們無法通過稅率上的差異研究中國地方政府間的稅收競爭。但是我們也應(yīng)該注意到，中國地方政府在稅收政策上的“自由裁量權(quán)”比理論上所允許的要寬泛得多，而且，由于中央政府與地方政府的信息不對稱，地方政府在征稅時，其努力程度存在較大差異，因此，各地區(qū)的實際稅率也存在較大程度的差異，這為我們研究中國地方政府稅收競爭提供了思路：我們可以利用稅收努力程度來研究地方政府在稅率上的策略互動?；谶@樣的出發(fā)點，本文利用1998～2012年中國省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)估算了政府稅收努力程度，以此來表征地方政府的實際稅率，在此基礎(chǔ)上利用動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型實證研究了地方政府的稅收努力程度的策略互動，以此來檢驗地方政府的稅收競爭。

一、稅收努力程度的估算

20世紀60年代,國際貨幣基金組織(IMF)學者首先提出用稅收努力指標來進行國際間稅收比較，認為某地區(qū)稅收比率tax/Y(其中,tax表示實際稅收收入，Y為GDP)取決于兩個因素：其一是稅收能力，指該地區(qū)將法定稅率應(yīng)用于實際稅基所產(chǎn)生的稅收收入，表示為tax*/Y，其中，tax*表示預(yù)期稅收收入；其二是征稅努力，指該地區(qū)的地方政府實際運用其稅收能力獲取稅收收入的程度，用taxeff度量，其關(guān)系可以表示為如下函數(shù)：

tax/Y=f(tax*/Y,taxeff)

(1)

根據(jù)上式，可以推導出稅收努力程度taxeff的表達式：

taxeff=tax/tax*

(2)

稅收努力定義為實際征收稅收除以預(yù)期稅收收入。呂冰洋和郭慶旺(2011)將預(yù)期稅收收入定義為一國應(yīng)當能征收上來的稅收數(shù)額。

注：估計量下方括號中為參數(shù)估計量的標準差；*、**和***分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平下顯著，表2、表3與此相同。

本文采用國際貨幣基金組織的“基于回歸的稅收努力指數(shù)模型”來測算中國地方政府的預(yù)期稅收收入。我們以地稅部門的稅收收入(營業(yè)稅、個人所得稅、資源稅、城市維護建設(shè)稅、城鎮(zhèn)土地使用稅和房產(chǎn)稅的加總)作為本文研究稅收努力程度的實際稅收收入。結(jié)合既有研究經(jīng)驗，本文利用各地區(qū)的GDP、人口密度、經(jīng)濟開放度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資和城市化水平作為解釋變量測算各地區(qū)的稅收能力：

taxit=β0+β1GDPit+β2pdit+β3openit+β4indit+β5invit+β6urban_popit+εit(3)

其中，tax是各地區(qū)的預(yù)算內(nèi)財政收入(單位：萬元)，GDP為各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值(單位：億元)，pd為人口密度(單位：人/平方千米)，open表示經(jīng)濟開放度(單位：萬美元)、用各地區(qū)的進出口總額來度量，ind表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、用各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來度量，inv為各地區(qū)的固定資產(chǎn)投資(單位：億元)，urban_pop表示城市化水平、用各地區(qū)的非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诒戎貋矶攘?。我們所使用的樣本?shù)據(jù)是中國內(nèi)地31個省市1998～2012年的數(shù)據(jù)。上述變量中，1998～2006年的非農(nóng)業(yè)人口數(shù)據(jù)和總?cè)丝跀?shù)據(jù)來自《中國人口統(tǒng)計年鑒》，2007～2012年的非農(nóng)業(yè)人口數(shù)據(jù)和總?cè)丝跀?shù)據(jù)來自《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其余各變量的數(shù)據(jù)均來自各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

我們分別使用混合回歸、固定效應(yīng)回歸和隨機效應(yīng)回歸(估計結(jié)果如表1所示)。

由于樣本中觀測個體數(shù)遠高于時期數(shù)，所以我們僅僅考慮是否控制個體效應(yīng)。根據(jù)表1中的設(shè)定檢驗，我們發(fā)現(xiàn)，固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)都是顯著存在的，而Hausman檢驗則表明，我們選擇固定效應(yīng)模型來估計tax。因此，我們以列(3)的參數(shù)估計結(jié)果來擬合各地區(qū)在各時期的稅收收入tax*，將其帶入式(2)中即可得到31個省市在不同時期的稅收努力程度。

二、計量模型與估計方法

1.實證模型及其估計方法

為檢驗中國地方政府在稅收努力程度上的策略互動行為，構(gòu)建如下動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型：

(4)

其中，taxeffit是地區(qū)i的地方政府在時期t的稅收努力程度，λ為空間自回歸系數(shù)，用以度量地區(qū)間稅收競爭的方向和強度；wij(i≠j)為空間權(quán)重矩陣W中的第(i, j)個元素，用以度量地區(qū)i和地區(qū)j之間的空間距離的大??；wii=0，X為控制變量向量，i=1,2,…,N表征個體；t=1,2,…,T表征時期。系數(shù)α的方向和顯著性程度用于檢驗地方政府的稅收努力程度是否存在慣性特征，空間自回歸系數(shù)λ的方向和顯著性程度用于檢驗地方政府間的稅收努力程度是否存在策略互動，即用來檢驗地方政府的稅收競爭。εit為隨機擾動項，考慮到遺漏的解釋變量可能存在的空間相關(guān)性，我們假定εit存在空間相關(guān)性，并滿足如下設(shè)定：

(5)

其中，mij(i≠j)為空間權(quán)重矩陣M中的第(i, j)個元素，ηi用于測度可能存在的個體固定效應(yīng)。對于上述模型，本文采用Jacobs(2009)提出的系統(tǒng)GMM方法進行估計。

2.變量選取與測度

(1)財政分權(quán)(fis_dec)。我們使用Ebel and Yilmaz(2002)所提出的“財政自給率”(self-reliance ratio)指標來度量財政分權(quán)，該指標用地方政府依靠自有收入為其支出融資的能力來度量財政分權(quán)，具體計算方式為地方政府自有收入占本級政府總支出的比重。該指標越大，說明財政分權(quán)程度越大，相關(guān)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

(2)轉(zhuǎn)移支付(tran)。本文采用地方政府得到的轉(zhuǎn)移支付總量占地方一般預(yù)算支出的比重來刻畫轉(zhuǎn)移支付依賴。轉(zhuǎn)移支付測度方法為：tran=地方政府得到的轉(zhuǎn)移支付總量/地方一般預(yù)算支出。測度轉(zhuǎn)移支付和一般預(yù)算支出的數(shù)據(jù)來自各年度的《中國財政年鑒》中各省市的公共財政預(yù)算收支決算表。

(3)政府規(guī)模(fis_scale)。類似于范子英和張軍(2010)等人的做法，我們用本年度地方政府總財政支出占GDP的比重來度量政府規(guī)模，數(shù)據(jù)來自各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

(4)相對經(jīng)濟發(fā)展水平(rela_eco)。我們用各地區(qū)的人均實際GDP與全國人均實際GDP的比值來度量一個地區(qū)的相對經(jīng)濟發(fā)展水平，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

(5)人口總量(pop)。人口規(guī)模還從一個側(cè)面反映了一個地區(qū)公共服務(wù)需求，人口規(guī)模越大，在其他條件不變的情況下，對公共服務(wù)的需求也會相應(yīng)增加，因而地方財政支出壓力也相應(yīng)大于其他人口規(guī)模相對較小的地方，數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。

3.空間權(quán)重矩陣的設(shè)置

為了度量某一地區(qū)地方政府與其相鄰地區(qū)地方政府在稅收上的競爭行為，我們需要構(gòu)建空間權(quán)重矩陣，但是，此處的“相鄰”是一種廣義上的“相鄰”，既包含地理空間上的相鄰，也包含經(jīng)濟空間上的相鄰。根據(jù)前文分析，中國地方政府的稅收競爭根植于“中國式分權(quán)”所帶來的晉升激勵，因此，稅收競爭更多地產(chǎn)生在經(jīng)濟發(fā)展狀況相近的地區(qū)之間或者是行政等級類似的地區(qū)之間，而非地理空間?；诖耍疚臉?gòu)建基于經(jīng)濟空間的空間權(quán)重矩陣，其形式如下：

(6)

三、實證分析結(jié)果

1.基準回歸

首先，我們不考慮被解釋變量和擾動項的空間滯后項，對式(4)進行估計。盡管解釋變量中包含解釋變量的空間滯后項，但該滯后項與一般的解釋變量并無兩樣，因此，該模型只是一般的面板數(shù)據(jù)模型。表2給出的是不包含被解釋變量空間滯后項以及時期滯后項的基準回歸結(jié)果。

表2 基準回歸模型的估計結(jié)果

表2下方的模型設(shè)定檢驗表明，個體效應(yīng)和隨機效應(yīng)均是存在的，而Hausman檢驗則表明應(yīng)當使用固定效應(yīng)模型。從列(2)的固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)的作用顯著為負，財政分權(quán)程度每提高一個單位，地方政府的稅收努力程度會降低0.0053個單位。這一結(jié)果與李婉(2007)、劉小勇(2012)的結(jié)果均存在顯著不同。這是因為本文通過財政自給率來度量財政分權(quán)，而不是傳統(tǒng)的以收支指標來度量財政分權(quán)。根據(jù)我們設(shè)定的財政分權(quán)指標，可以發(fā)現(xiàn)，財政自給率越高的地區(qū)，其財政支出對中央政府的依賴越小，稅收努力程度也就相應(yīng)較弱；而且財政自給率較高的地區(qū)，其地方政府的支出往往有所結(jié)余，為了能保證下一年度從中央政府獲得的轉(zhuǎn)移支付不減少，這些地方政府通常會采取“放水養(yǎng)魚”的方式，將本應(yīng)當本年度征收的稅收轉(zhuǎn)移到下一年度征收，相應(yīng)地，當年的稅收努力程度會較低。

轉(zhuǎn)移支付對地方政府的稅收努力程度有顯著的抑制作用，從而證實了“粘蠅效應(yīng)”在中國省際層面是存在的，即中央轉(zhuǎn)移支付抑制了地方政府的稅收努力程度，導致稅收收入流失和全國稅制不統(tǒng)一。具體而言，本文的研究表明，地方政府得到的轉(zhuǎn)移支付總量占地方一般預(yù)算支出的比重每增加一個單位，地方政府的稅收努力程度會降低0.02903個單位，而且，該系數(shù)在5%的顯著性水平下是顯著的。因此，為了避免轉(zhuǎn)移支付對稅收努力的消極影響，中央要對轉(zhuǎn)移支付制度進行必要的改進，如在轉(zhuǎn)移支付的公式中增加稅收努力的權(quán)重(范子英，2013)。

政府規(guī)模會顯著提高地方政府的稅收努力程度，這也佐證了政府規(guī)模是地方政府財政壓力的重要來源之一。因此，降低政府規(guī)模是緩解地方政府財政壓力、降低各地方實際稅率的一個重要途徑，固定效應(yīng)模型的結(jié)果表明，政府規(guī)模每增加1個單位，政府稅收努力程度會提高0.00005個單位，該系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。此外，表2的結(jié)果還表明，人口總量對地方政府稅收努力程度有顯著的促進作用，但相對經(jīng)濟發(fā)展水平的作用則不顯著。

在表2的列(4)中，我們引入了稅收努力程度的一階滯后項，試圖檢驗地方政府的稅收努力程度是否存在慣性特征。目前，一般動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計方法主要有兩種：差分GMM(Generalized Methods of Moment)和系統(tǒng)GMM。差分GMM估計僅對差分方程進行估計，因此可能損失一部分信息；系統(tǒng)GMM則同時對水平方程和差分方程進行估計，并以差分變量的滯后項作為水平方程的工具變量，以水平變量的滯后項作為差分方程的工具變量。該方法由于利用了更多樣本信息，在一般情況下比差分GMM估計更有效；而且系統(tǒng)廣義矩估計法是目前最好的同時解決被解釋變量動態(tài)變化、解釋變量內(nèi)生性問題并同時控制地區(qū)和時間固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)估計方法(Madariaga and Poncet, 2007)，因而我們采用系統(tǒng)GMM方法進行估計。但系統(tǒng)GMM方法的有效性是有前提的，即新增工具變量是有效的。為驗證工具變量的有效性，我們對估計結(jié)果進行了Sargan檢驗，并對殘差項是否存在一階和二階序列自相關(guān)進行了檢驗。系統(tǒng)GMM可分為一步法(one-step system GMM)和兩步法(two-step system GMM)估計。相比一步法，兩步法不容易受到異方差的干擾，但是在有限樣本條件下，兩步法的標準差可能產(chǎn)生向下偏移。對此，本文利用Windmeijer(2005)的方法對兩步法標準差的偏差進行矯正。

表2列(4)中解釋變量的符號和顯著性水平與列(2)(3)的結(jié)果基本一致，說明本文結(jié)論對不同的計量回歸方法是穩(wěn)健的。從動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的檢驗結(jié)果來看，AR(1)檢驗的p值均小于0.1，說明殘差項存在顯著的一階自相關(guān)，而AR(1)檢驗的p值均大于0.4，說明殘差項不存在二階自相關(guān)，符合模型的設(shè)定條件；此外，Sargan檢驗的p值均大于0.1，說明殘差項與解釋變量不相關(guān)，工具變量是合理的。此外，表2列(4)中taxeff(-1)的系數(shù)估計結(jié)果為0.44084，且在1%的顯著性水平下顯著，說明地方政府的稅收努力呈現(xiàn)顯著的慣性特征，體現(xiàn)了稅收努力程度的制度路徑慣性(胡祖銓等人，2013)。

2.動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型回歸

在表3中，我們報告了對式(4)的完整估計結(jié)果，既包含了被解釋變量的時間滯后項，也包含了被解釋變量的空間滯后項，并使用前文所介紹的系統(tǒng)GMM方法進行估計。

將表3的回歸結(jié)果與表2的回歸結(jié)果對比可以發(fā)現(xiàn)，原有的解釋變量的估計結(jié)果的方向和大小均未太大改變，只是個別解釋變量的顯著性程度有所改變，因此，我們的估計結(jié)果是相對穩(wěn)健的。我們重點關(guān)注的是表3中新增加的被解釋變量空間滯后項的估計結(jié)果，從表3可以發(fā)現(xiàn)，基于經(jīng)濟距離的空間滯后項的系數(shù)估計結(jié)果為0.14993，且在1%的顯著性水平下顯著，說明一個地方的政府稅收努力程度會受到與其經(jīng)濟上“相鄰”地區(qū)的政府稅收努力程度的影響，“相鄰”地區(qū)的稅收努力程度每增加1個單位，該地區(qū)的稅收努力程度會上升0.14993個單位。該結(jié)果與現(xiàn)有的中國地方政府稅收競爭的研究結(jié)果是較為吻合的。例如沈坤榮和付文林(2006)、郭杰和李濤(2009)基于中國省際面板數(shù)據(jù)均發(fā)現(xiàn)中國地方政府在稅收收入方面存在顯著的策略互動，一個地區(qū)的稅收收入會對“相鄰”地區(qū)的稅收收入產(chǎn)生顯著的正向溢出效應(yīng)。本文的結(jié)果雖然與這些研究保持了結(jié)論上的一致，但本文的研究是從稅收努力程度而不是最終的稅收收入的解讀考察地方政府關(guān)于稅收的策略互動行為，由于最終的稅收收入不僅受到地方政府的行為影響，還受到很多其他因素的影響，因此，從稅收努力程度的角度進行分析更能夠發(fā)現(xiàn)地方政府的行為特征，能夠更好地描述地方政府行為的策略互動性。

表3 動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果(一) 表4 動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果(二)

3.轉(zhuǎn)移支付能否弱化稅收努力的策略互動

我們在前面的實證研究中證實了地方政府稅收努力程度存在策略互動，從而從地方政府主觀努力角度檢驗了稅收競爭。我們接下來想要知道的是，中央和地方的財權(quán)安排是否會影響這種策略互動？我們重點關(guān)注的是轉(zhuǎn)移支付這種不同層級政府間的“二次分配”如何影響下級政府的稅收努力。我們在式(4)的基礎(chǔ)上引入稅收努力程度空間滯后項與轉(zhuǎn)移支付的交叉項，構(gòu)建如下的動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型：

(7)

我們使用與前面一樣的系統(tǒng)GMM估計對式(7)進行估計，表4給出了相應(yīng)的估計結(jié)果。

表4與表3中相同的解釋變量的回歸結(jié)果以及模型設(shè)定檢驗的結(jié)果基本接近，此處不再贅述。我們重點關(guān)注的是表4中交叉項tran×Wtaxeff的回歸結(jié)果，該變量的系數(shù)估計結(jié)果為-0.00013，在5%的顯著性水平下顯著，由于空間滯后項Wtaxeff的估計結(jié)果顯著為正，說明中央政府對省級政府的轉(zhuǎn)移支付能有效抑制地方政府在稅收努力程度上的策略互動。由于度量稅收策略互動的空間自相關(guān)系數(shù)為正，因此，轉(zhuǎn)移支付不僅會直接抑制地方政府的稅收努力程度，還會通過弱化地方政府間的稅收努力程度來間接抑制地方政府的稅收努力程度，從而致使地方政府的財政收入對提供地方公共物品的能力下降。

中國地方政府之間的稅收競爭成為研究者關(guān)注的重點問題，與國外研究不同的是，由于中國地方政府沒有稅收立法權(quán)，因此研究者往往用不同地區(qū)最終的稅收收入研究稅收競爭。但是，最終的稅收收入往往會受到稅基等很多因素的影響，無法真正體現(xiàn)地方政府間在征稅上的策略博弈。為了解決這一問題，本文利用1998～2012年中國省際面板數(shù)據(jù)，估算了各省級政府的稅收努力程度，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建動態(tài)空間面板數(shù)據(jù)模型研究地方政府關(guān)于稅收努力程度的策略互動，從征稅努力程度這一主觀特征上研究地方政府的稅收競爭。研究結(jié)果表明，地方政府間的稅收努力程度存在基于經(jīng)濟距離的正向空間溢出性，也就是說，地方政府會同經(jīng)濟發(fā)展水平相鄰的地區(qū)在稅收努力程度上存在策略互動。作為協(xié)調(diào)不同層級政府之間財政收支關(guān)系的重要工具，中央轉(zhuǎn)移支付對地方政府的稅收努力程度有兩個方面的顯著作用：一方面，轉(zhuǎn)移支付能有效抑制地方政府的稅收努力程度；另一方面，轉(zhuǎn)移支付能有效弱化地方政府在稅收努力程度上的策略互動，由于這種策略互動是一種正向溢出，所以中央轉(zhuǎn)移支付對稅收努力程度策略互動的弱化會進一步抑制地方政府的稅收努力程度，從而會致使地方政府的財政收入對提供地方公共物品的能力下降。我們的研究結(jié)果還表明，財政分權(quán)能顯著降低地方政府的稅收努力，由于我們使用的是財政自給率來度量財政分權(quán)，這說明一個地方的財政自給率越高，其稅收努力程度越低。

我們的研究意圖在于挖掘影響地方政府稅收努力程度以及稅收競爭的因素，為規(guī)范地方政府的稅收競爭、引導地方政府的稅收努力提供參考。研究結(jié)果具有豐富的實踐參考價值：首先，我們認為，雖然中國地方政府沒有稅收立法權(quán)，但其所擁有的“自由裁量權(quán)”并不小，具體體現(xiàn)為稅收努力程度的差異上，并衍生出在稅收努力程度上的策略互動，因此，應(yīng)當加強對地方政府在稅收優(yōu)惠、稅收減免以及一些隱性稅收上的規(guī)范。其次，我們認為，中央轉(zhuǎn)移支付會對地方政府的稅收努力產(chǎn)生兩方面的影響，一方面，能夠抑制地方政府的稅收競爭，對規(guī)范地方政府一些不合理的稅收優(yōu)惠和稅收減免有一定的抑制作用；另一方面，又會降低地方政府稅收努力程度。因此，我們既要發(fā)揮中央轉(zhuǎn)移支付在平衡地區(qū)發(fā)展、規(guī)范地方政府間的稅收競爭的作用；同時，也要弱化轉(zhuǎn)移支付對地方政府稅收努力的抑制作用。具體而言，我們認為，應(yīng)當根據(jù)不同地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平區(qū)別對待，對中央轉(zhuǎn)移支付的轉(zhuǎn)入地和轉(zhuǎn)出地也要區(qū)別對待；同時，必須進一步明確轉(zhuǎn)移支付的原則、計算公式, 提高中央轉(zhuǎn)移支付對地方財政努力的激勵作用。

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呂冰洋、郭慶旺：《中國稅收高速增長的源泉：稅收能力和稅收努力框架下的解釋》，《中國社會科學》2011年第2期。

責任編輯：王慧君

*本文系國家自然科學基金青年項目“人口老齡化下的技術(shù)進步方向與要素收入份額”(71503220)、中國博士后科學基金項目“城市間土地財政的競爭外溢與房價的空間傳導”(2012M510670)、教育部人文社會科學研究一般項目“空間似無關(guān)回歸模型、參數(shù)估計、設(shè)定檢驗及其應(yīng)用”(13YJC910003)、福建省自然科學基金項目“基于樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生的空間權(quán)重矩陣：理論與應(yīng)用”(2014J01270)的階段性研究成果。

F821.42

A

1009-5330(2016)04-0022-07

彭小靜，江南大學商學院講師(江蘇無錫 214122)；鄧明，經(jīng)濟學博士，廈門大學經(jīng)濟學院副教授、中國社會科學院城市發(fā)展與環(huán)境研究所博士后(福建廈門 361005)。