◆程風(fēng)雨

內(nèi)容提要：在開放經(jīng)濟(jì)背景下，選擇和制定適宜的財(cái)政調(diào)控政策已成為評價(jià)新常態(tài)下財(cái)政政策支持地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要方面。基于中國八大城市群145個(gè)城市2005—2013年的面板數(shù)據(jù)，利用結(jié)構(gòu)式聯(lián)立方程估計(jì)，文章較為系統(tǒng)地考察了國際貿(mào)易、稅收競爭以及二者之間可能存在的相互作用關(guān)系對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制與效果。研究發(fā)現(xiàn)：整體上看，國際貿(mào)易和稅收競爭均顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長；進(jìn)口和出口貿(mào)易、增值稅和企業(yè)所得稅的稅收競爭均會(huì)顯著抑制國際貿(mào)易增長，這表明稅收競爭可以通過影響國際貿(mào)易來間接影響其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)；國際貿(mào)易將顯著抑制稅收競爭，以及不同類別的稅收競爭，這表明國際貿(mào)易會(huì)在一定程度上扭曲稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。因此，要理性認(rèn)識到稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長推動(dòng)能力的邊界性，在充分挖掘橫向稅收競爭本應(yīng)發(fā)揮的要素配置功能的同時(shí)，應(yīng)盡量降低國際貿(mào)易對稅收競爭增長效應(yīng)的扭曲作用。

一、問題提出

在當(dāng)前財(cái)稅管理體制下，稅收競爭已成為國內(nèi)探討地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長問題的重要影響因素。后危機(jī)時(shí)代隨著經(jīng)濟(jì)全球化和對外開放的程度日益增強(qiáng)，中國財(cái)稅調(diào)控的影響因素不再局限于國家內(nèi)部。中共十九大報(bào)告明確對外開放在中國新常態(tài)下的戰(zhàn)略定位，強(qiáng)調(diào)指出要“推動(dòng)形成全面開放新格局”“拓展對外貿(mào)易，培育貿(mào)易新業(yè)態(tài)新模式，推進(jìn)貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)”。由此可見，深入考察開放經(jīng)濟(jì)條件下中國稅收競爭及其增長效應(yīng)顯得尤為重要?，F(xiàn)有研究表明，國際貿(mào)易既可以促使政府降低地方稅率，以增強(qiáng)地區(qū)要素吸引力（Alesina&Perotti，1997）；也可誘發(fā)政府?dāng)U大財(cái)政支出規(guī)模以對沖國際貿(mào)易的外部危險(xiǎn)（Rodrik，1998；Ram，2009；Jetter&Parmeter，2015），從而壓縮地方實(shí)際的稅收裁量權(quán)。那么，國際貿(mào)易在稅收競爭的增長效應(yīng)中究竟扮演了什么角色？此外，中國財(cái)稅體制改革不斷步入深水區(qū)，增值稅和企業(yè)所得稅在地方經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中的作用愈發(fā)明顯，不同類別的稅收競爭又會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生何種影響呢？嘗試回答這些問題將是本文研究的主要目標(biāo)。

近年來，關(guān)于稅收競爭的研究主要集中在兩個(gè)方面，一是關(guān)于地區(qū)間稅收競爭的存在性。國內(nèi)許多研究（沈坤榮和付文林，2006；李永友和沈坤榮，2008；袁浩然，2010；張忠任，2012；吳俊培和王寶順，2012）通過構(gòu)建稅收競爭反應(yīng)函數(shù)研究發(fā)現(xiàn)，中國省級層面存在橫向稅收競爭。本文認(rèn)為雖然較之省級政府而言，市級政府沒有更多的稅收征管權(quán)，但由于中國“上下分治”的治理體制給予地級市政府很大的自主性，加之地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長仍是目前地方政府政績考核的重要指標(biāo)。據(jù)此，本文認(rèn)為稅收競爭在城市間也是具有現(xiàn)實(shí)土壤的，并在認(rèn)同這一推論的前提下進(jìn)行相關(guān)增長效應(yīng)研究。二是關(guān)于稅收競爭的增長效應(yīng)的研究。對此國內(nèi)外的有關(guān)結(jié)論存在較大爭議。有學(xué)者認(rèn)為稅收競爭會(huì)增加地區(qū)交易成本（周業(yè)安，2003；賈康等，2007），尤其是資本所得稅的競爭存在逐底競爭的行為（Judd，1985），或者通過抑制家庭儲蓄影響外國直接投資流入（Lejour&Verbon，1997），從而抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。部分研究認(rèn)為稅收競爭不會(huì)阻礙阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（Feld et al.,2004），相反會(huì)通過提高企業(yè)生產(chǎn)率（Qian&Roland，1998），有助于帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長（沈坤榮和付文林，2006；吳俊培和王寶順，2012）。這種促進(jìn)作用既體現(xiàn)在稅收總體、地方費(fèi)類收入，還包括增值稅和企業(yè)所得稅的競爭（李濤等，2011）。此外，還有學(xué)者研究認(rèn)為稅收競爭的增長效應(yīng)相對多元，比如存在稅種類別的增長異質(zhì)性（謝欣和李建軍，2011；崔治文等，2015），還存在因經(jīng)濟(jì)增長（張福進(jìn)等，2014；劉清杰和任德孝，2017）、貿(mào)易開放（程風(fēng)雨，2016）和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（肖葉和賈鴻，2017）等影響因素而產(chǎn)生的非線性增長關(guān)系。

已有學(xué)者提出地級市的稅收競爭及其增長的研究可能具有與省級層面的研究存在一定差異（周業(yè)安和李濤，2013），但是現(xiàn)有研究主要集中在省級層面數(shù)據(jù)，以地級市稅收競爭為對象的研究還比較缺乏。同時(shí)，雖然已有較多研究表明國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的影響作用（Michaely，1977；Kavoussi，1984；Kohli&Singh，1989；林毅夫和李永軍，2003；Dufrenot&Tsangarides，2010)，但是也很少有文獻(xiàn)關(guān)注到國際貿(mào)易對稅收競爭及其增長效應(yīng)的影響問題。

鑒于此，本文基于2005—2013年中國八大城市群中的145個(gè)地級市的面板數(shù)據(jù)，在充分考慮國際貿(mào)易流向和稅收類別的基礎(chǔ)上，擬將國際貿(mào)易和稅收競爭置于同一個(gè)研究框架內(nèi)，借助于面板聯(lián)立方程模型實(shí)證檢驗(yàn)了國際貿(mào)易、稅收競爭及二者之間可能存在的相互關(guān)系對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明：雖然國際貿(mào)易和稅收競爭均可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是國際貿(mào)易可以在一定程度上限制、扭曲稅收競爭增長效應(yīng)。因此，在使用稅收競爭作為促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長的重要手段時(shí)，要充分認(rèn)識到其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的有限性。同時(shí)，還應(yīng)盡一切可能，充分挖掘橫向稅收競爭本應(yīng)發(fā)揮的要素配置功能，并盡量減輕國際貿(mào)易對其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的扭曲作用。

本文可能的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)在于：（1）提出了“國際貿(mào)易可能會(huì)扭曲稅收競爭的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的能力”這一核心論點(diǎn)，分析并驗(yàn)證了稅收競爭推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的有限性，豐富了關(guān)于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的相關(guān)研究；（2）首次探討了國際貿(mào)易因影響稅收競爭而產(chǎn)生的增長效應(yīng)變化，從而擴(kuò)展了關(guān)于國際貿(mào)易與稅收競爭之間關(guān)系的有關(guān)研究；（3）探討了不同貿(mào)易流向以及不同稅收類別的稅收競爭增長效應(yīng)，進(jìn)一步拓展了對于稅收競爭的相關(guān)研究。

二、簡單的理論模型

（一）國際貿(mào)易對稅收競爭的影響

與新古典增長理論不同的，內(nèi)生增長理論堅(jiān)持經(jīng)濟(jì)增長率是非外生的，該理論認(rèn)為包括稅收政策在內(nèi)，政府財(cái)政政策是能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長率產(chǎn)生影響。據(jù)此，本文在胡兵等（2013）設(shè)定的包含貿(mào)易開放效應(yīng)的社會(huì)生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，遵循Barro（1990）的研究思路，構(gòu)建一個(gè)同時(shí)包含稅收負(fù)擔(dān)和國際貿(mào)易的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型的函數(shù)如下：

其中，Y、K、L和A依次代表總產(chǎn)出、物質(zhì)資本投入、勞動(dòng)力投入和研發(fā)技術(shù)投入；TX和TR代表政府稅收負(fù)擔(dān)和國際貿(mào)易額；分別代表物質(zhì)資本、勞動(dòng)力和研發(fā)水平增長率；0＜α,β,γ,θ＜1，且總和為1；s、δ、n和g分別代表儲蓄率、資本折舊率、人口增長率和技術(shù)增長率。

進(jìn)一步，本文對式（1）、（2）進(jìn)行人均化處理，即y=Y/AL，k=K/AL，tx=TX/AL和tr=TR/AL，則有：

由式（6）可知，?tx/?tr的符號取決于α、β、γ和θ等一系列參數(shù)以及?k/?tr，其值為正或?yàn)樨?fù)的可能性均存在。換句話說，國際貿(mào)易將會(huì)顯著影響城市稅收競爭，但影響方向具有不確定性，即國際貿(mào)易可能增加稅收負(fù)擔(dān)，抑制城市稅收競爭，也可能減少稅收負(fù)擔(dān)，增強(qiáng)城市稅收競爭。

（二）國際貿(mào)易和稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析

假設(shè)開放經(jīng)濟(jì)體有兩個(gè)部門M和N組成，其產(chǎn)出分別為MP和NP。考慮到國際貿(mào)易和稅收競爭均會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著影響，且國際貿(mào)易也將顯著影響稅收競爭，據(jù)此MP和NP可表示為國際貿(mào)易（TR）和稅收競爭（TX）的函數(shù)，即MP(TR,μ·TX(TR))和NP(TR,(1-μ)·TX(TR))。其中，μ和1-μ分別表示部門M和部門N的產(chǎn)出占總產(chǎn)出的比例。

令TXgap=MP/NP，對等式兩邊求TX一階偏導(dǎo)，即可得稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)：

對等式兩邊求TR一階偏導(dǎo)，即可得出貿(mào)易開放的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)：

進(jìn)一步，將式（7）帶入式（8）中可得：

式（9）等號右邊是由兩項(xiàng)方程式組成，第一項(xiàng)方程式代表國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的直接影響，第二項(xiàng)方程式代表國際貿(mào)易通過影響稅收競爭而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的間接影響。

綜合上述理論分析，本文認(rèn)為國際貿(mào)易可以直接影響稅收競爭，并可以對稅收競爭增長效應(yīng)產(chǎn)生一定的扭曲作用，但是這兩種效應(yīng)的影響方向均無法確定，因此也不能直接判定國際貿(mào)易對稅收競爭及增長效應(yīng)的具體影響。鑒于此，本文試圖利用中國城市的宏觀數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗(yàn)層面揭示國際貿(mào)易對稅收競爭及增長效應(yīng)的影響。

三、計(jì)量實(shí)證模型構(gòu)建與變量說明

（一）基本模型構(gòu)建

鑒于國際貿(mào)易、稅收競爭與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系較為復(fù)雜，彼此之間可能也是相互影響、相互聯(lián)系的，如果采用傳統(tǒng)單方程模型無法較為完整有效地將上述三變量之間的相關(guān)作用關(guān)系呈現(xiàn)出來。因此，在上述理論模型分析的基礎(chǔ)上，本文利用2005—2013年中國八大城市群的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建同時(shí)包含經(jīng)濟(jì)增長方程、國際貿(mào)易方程、稅收競爭方程的結(jié)構(gòu)式聯(lián)立方程模型，以此來實(shí)證檢驗(yàn)國際貿(mào)易、稅收競爭以及二者之間可能存在的相互作用關(guān)系對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響。相應(yīng)的基本聯(lián)立方程模型的設(shè)計(jì)如下：

其中，GDP代表城市經(jīng)濟(jì)增長，TR代表國際貿(mào)易，TX代表稅收競爭；CONTROL代表基本方程的控制變量集，εGit、εTit和εEit為服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；下標(biāo)i為城市群所屬城市標(biāo)識（i=1,2,3,…145），下標(biāo)t是樣本期內(nèi)年份標(biāo)識（t=2005,2006,2007,…2013）。

上述聯(lián)立方程模型包含3個(gè)基本方程：式（10）為城市經(jīng)濟(jì)增長方程，是本文的主方程，主要研究國際貿(mào)易、稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長的影響；式（11）為國際貿(mào)易方程，為輔助方程，主要研究稅收競爭規(guī)模對國際貿(mào)易的影響；式（12）為稅收競爭方程，也是輔助方程，主要研究國際貿(mào)易對稅收競爭的影響。而在聯(lián)立方程模型中，1α和2α代表稅收競爭和國際貿(mào)易的增長效應(yīng)，1β代表稅收競爭對國際貿(mào)易可能具有的影響，1γ代表國際貿(mào)易對稅收競爭可能具有的影響。具體而言，如果1α和2α顯著，同時(shí)1γ顯著，這意味著國際貿(mào)易不僅可以顯著影響稅收競爭，還將通過影響稅收競爭來間接影響稅收競爭的增長效應(yīng)。此時(shí)，可在一定程度上得到“國際貿(mào)易扭曲稅收競爭增長效應(yīng)”這一結(jié)論。

（二）指標(biāo)設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

本文共有三個(gè)內(nèi)生變量：城市經(jīng)濟(jì)增長（GDP），采用國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)作為衡量城市社會(huì)發(fā)展水平的指標(biāo)，并以2005年為基期，使用GDP平減指數(shù)進(jìn)行有關(guān)價(jià)格因素平減。稅收競爭（TX），參考傅勇和張晏（2007）的做法，用（TAXt/GDPt）/（TAXit/GDPit）計(jì)算而得。其中，TAXt和TAXit分別指代t年某一城市群和某個(gè)城市的稅收負(fù)擔(dān)，GDPt分別指代t年某一城市群和某個(gè)城市的GDP總額。國際貿(mào)易（TR），采用城市單位的進(jìn)出口總額表示。

CONTROL為外生控制變量集合，參考相關(guān)文獻(xiàn)（陸銘等，2005；干春暉等2011；肖葉和賈鴻，2016）的做法，此處選擇了如下控制變量：（1）貿(mào)易開放度（OPEN）：借鑒肖葉和劉小兵（2018），采用當(dāng)年平均匯率折算的城市對外貿(mào)易進(jìn)出口總額占同期GDP的比重來表示。（2）物質(zhì)資本存量（K）：借鑒劉常青等（2017）的研究，采用永續(xù)盤存法計(jì)算樣本城市的物質(zhì)資本存量，所用公式如下：Kit=Ki,t-1(1-δ)+It。其中以2005年作為物質(zhì)資本存量估計(jì)的基準(zhǔn)年，借鑒Young（2003）和張軍等（2004）的做法，用城市群城市2005年的物質(zhì)資本投資額除以10%作為該市的初始資本存量，并把經(jīng)濟(jì)折舊率δ設(shè)置為近似值9.6%。（3）勞動(dòng)力要素（LABOR）：采用城鎮(zhèn)就業(yè)人口衡量。（4）財(cái)政自給率（RINANCE），為了反映政府財(cái)政收支對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，借鑒肖鵬和樊蓉（2019）的做法，采用各城市財(cái)政收入占財(cái)政支出的比重來衡量。（5）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STRUC）：考慮到我國主要依靠第二產(chǎn)業(yè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，因此采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占同期GDP的比重來衡量。（6）城鎮(zhèn)化（URBAN）：根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》對城鎮(zhèn)化率的定義，即某個(gè)國家（地區(qū)）常住于城鎮(zhèn)的人口在該國家（地區(qū)）總?cè)丝谥兴嫉谋戎?，本文采用常住人口與總?cè)丝诘谋戎祦砗饬磕硞€(gè)城市城鎮(zhèn)化水平高低。需要說明的一點(diǎn)是，在2004年以前，我國除人口普查年份外，地級市人口常以戶籍人口來統(tǒng)計(jì)而不是以常住人口，而且目前官方公布的城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也較為缺乏全市口徑的常住人口數(shù)據(jù)。但是，從2004年開始，國家統(tǒng)計(jì)局明確要求地級市人均GDP統(tǒng)計(jì)要以常住人口為準(zhǔn)（周一星和于海波，2004）。因此，本文采用鄒一南和李愛民（2013）、張坤領(lǐng)和劉清杰（2019）的做法，通過城市GDP總值除以人均GDP來間接獲取城市常住人口數(shù)據(jù)。（7）外商直接投資（FDI）：采用當(dāng)年平均匯率折算的城市實(shí)際外商直接投資總額表示。（8）教育程度（EDUC）：采用一個(gè)城市高等教育在校生人數(shù)占城市總?cè)丝跀?shù)的比重來衡量。

（三）研究樣本及數(shù)據(jù)來源

作為中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的重要依托，城市群也是中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)最具發(fā)展活力及潛力的核心地區(qū)（方創(chuàng)琳，2011）。2017年，繼國務(wù)院批復(fù)《北部灣城市群發(fā)展規(guī)劃》，中國已擁有了長三角城市群、珠三角城市群、京津冀城市群、北部灣城市群、成渝城市群、哈長城市群、中原城市群和長江中游城市群等八大城市群。參考既有文獻(xiàn)（錢金保和才國偉，2017）以及城市層面稅收數(shù)據(jù)的可得性，本文最終選擇中國八大城市群中的145個(gè)地級市作為研究樣本，考察期確定為2005—2013年。本文相關(guān)數(shù)據(jù)主要從歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)年鑒》以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。表1給出了涉及主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。為了降低異方差所帶來的不必要的回歸性偏誤，本文對有關(guān)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化等處理，并采用線性插值法進(jìn)行了數(shù)據(jù)補(bǔ)缺。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

四、基準(zhǔn)實(shí)證分析

（一）實(shí)證分析結(jié)果

由階條件與秩條件可知，本文所構(gòu)依托的聯(lián)立方程模型是過度識別的，因此可以估計(jì)該模型的總體參數(shù)。常用的估計(jì)方法有二階段最小二乘法（2SLS）以及三階段最小二乘法（3SLS），但是當(dāng)模型擾動(dòng)項(xiàng)滿足條件同方差時(shí)，僅有3SLS可得到最優(yōu)估計(jì)量，而2SLS只在某些特殊狀況下才會(huì)與之等效（鈔小靜和沈坤榮，2014）。因此，本文根據(jù)通常做法，構(gòu)建基本方程中等式右邊的全部外生變量的線性組合，并將其作為三個(gè)內(nèi)生變量的工具變量進(jìn)行3SLS回歸估計(jì)，所得結(jié)果如表2所示。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從表2實(shí)證結(jié)果來看，在經(jīng)濟(jì)增長方程中，TR的估計(jì)系數(shù)為0.404，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，TX的估計(jì)系數(shù)為0.696，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，這表明國際貿(mào)易將會(huì)顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，而稅收競爭也具有正的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。在國際貿(mào)易方程中，TX的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，其值為-4.964，這表明稅收競爭程度的提高會(huì)顯著抑制國際貿(mào)易，這意味著稅收競爭可以通過影響國際貿(mào)易來影響國際貿(mào)易的增長效應(yīng)。

尤其是在稅收競爭方程中，TR的估計(jì)系數(shù)為-0.192，顯著為負(fù)，這表明國際貿(mào)易的擴(kuò)大將會(huì)顯著抑制稅收競爭程度。因此，國際貿(mào)易將通過抑制稅收競爭來扭曲稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長的影響。對此，本文認(rèn)為可能是以下原因使然：一方面，傳統(tǒng)稅收競爭的主要手段是稅收優(yōu)惠或財(cái)政補(bǔ)貼，地方政府以此降低要素的進(jìn)入成本，進(jìn)而試圖更加有效地吸引資本和技術(shù)等要素資源，這就需要擠占一定的地方財(cái)政支出。另一方面，國際貿(mào)易會(huì)制約財(cái)政支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)。隨著國際貿(mào)易的快速發(fā)展，城市經(jīng)濟(jì)社會(huì)得到更多機(jī)遇的同時(shí)，也會(huì)引致更多的外部風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而產(chǎn)生城市經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、失業(yè)等問題。此時(shí)，政府將會(huì)提高財(cái)政支出規(guī)模來彌補(bǔ)國際貿(mào)易發(fā)展所帶來的沖擊（Rodrik，1998；Ram，2009；Jetter&Parmeter，2015）。稅收競爭需要減免稅收，財(cái)政支出需要擴(kuò)增以對沖國際貿(mào)易的不利影響，在財(cái)政分權(quán)的情況下這“一減一增”的政策行為無疑增加了稅收與財(cái)政支出之間的矛盾。此時(shí)，如果囿于GDP考核導(dǎo)向，尤其當(dāng)面臨稅收收入增速有所放緩局面時(shí)，地方政府將有限的財(cái)政支出側(cè)重于城市基礎(chǔ)設(shè)施等生產(chǎn)性公共物品領(lǐng)域，而減少或者疏忽科教文衛(wèi)等非生產(chǎn)性公共物品的有效供給，扭曲性機(jī)制可能會(huì)進(jìn)一步對稅收競爭產(chǎn)生較大的擠出效應(yīng)，引致實(shí)際稅收競爭增長效應(yīng)與最優(yōu)稅收競爭增長效應(yīng)之間的路徑偏離。從這個(gè)邏輯思路上看，開放經(jīng)濟(jì)條件下，國際貿(mào)易客觀限制了地方財(cái)政的分配調(diào)節(jié)能力，從而對稅收競爭增長效應(yīng)產(chǎn)生一定的扭曲作用。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性與可靠性，本文將從變量替代和樣本數(shù)據(jù)改變兩大方面對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（1）改變時(shí)間窗口。2012年1月1日開始“營改增”試點(diǎn)，考慮到該試點(diǎn)可能會(huì)影響上述研究結(jié)論，本文將樣本的時(shí)間窗口壓縮到2005—2011，重復(fù)進(jìn)行3SLS回歸估計(jì)。由表3中（1）列可知，稅收競爭與國際貿(mào)易均能顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，且國際貿(mào)易對稅收競爭增長效應(yīng)具有一定扭曲作用。顯然，這與基準(zhǔn)實(shí)證分析得出的結(jié)論相一致。

（2）改變樣本量。本節(jié)隨機(jī)抽取全部城市群樣本的80%數(shù)據(jù)，同樣采用3SLS進(jìn)行回歸估計(jì)，相應(yīng)的回歸結(jié)果如表3中（2）列所示，可以發(fā)現(xiàn)，稅收競爭與國際貿(mào)易的增長效應(yīng)的回歸系數(shù)值依舊顯著為正，且國際貿(mào)易對稅收競爭增長效應(yīng)的扭曲作用依然存在。這表明在改變樣本量后，基準(zhǔn)結(jié)論依舊穩(wěn)健。

（3）替換經(jīng)濟(jì)增長變量。與GDP統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相比，由于夜間燈光數(shù)據(jù)可以最大程度地消除主觀因素造成的統(tǒng)計(jì)偏誤，國內(nèi)外已有相當(dāng)文獻(xiàn)開始利用夜間燈光數(shù)據(jù)開展研究（Mellander et al.，2015；徐康寧等，2015；Duede et a1.，2016；Bickenbach et a1.，2016）。因此，本節(jié)將嘗試以夜間燈光數(shù)據(jù)作為中國城市群經(jīng)濟(jì)增長的替代變量，對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本節(jié)采用的夜間燈光原始數(shù)據(jù)來源于美國國家海洋和大氣管理局(National Oceanic and Atmospheric Administration,NOAA)官方網(wǎng)站，基于該數(shù)據(jù)，首先以TM影像為基準(zhǔn)，對2005—2013年穩(wěn)定的夜間燈光數(shù)據(jù)進(jìn)行幾何校正得到全球燈光圖，然后以中國市域圖加以裁剪，最終得到中國八大城市群145個(gè)城市的夜間燈光數(shù)據(jù)。具體回歸結(jié)果如表3中（3）列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，使用夜間燈光數(shù)據(jù)作為經(jīng)濟(jì)增長的替代變量時(shí)，稅收競爭與國際貿(mào)易均能顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，且國際貿(mào)易對稅收競爭增長效應(yīng)同樣具有扭曲作用。

（4）采用不同聯(lián)立方程估計(jì)方法。本節(jié)采用2SLS和似不相關(guān)（SUR）兩種估計(jì)方法對上述聯(lián)立方程進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，相應(yīng)結(jié)果如表3中（4）和（5）列所示。不難發(fā)現(xiàn)，無論是2SLS方法還是SUR估計(jì)，所得結(jié)果均與基準(zhǔn)回歸相一致，表明上述核心論點(diǎn)是基本穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健檢驗(yàn)結(jié)果

五、基于貿(mào)易流向和稅收類別的進(jìn)一步檢驗(yàn)

（一）基于貿(mào)易流向的進(jìn)一步檢驗(yàn)

從貿(mào)易規(guī)模的大小、經(jīng)濟(jì)社會(huì)的作用以及要素資源的吸引等方面來看，進(jìn)口貿(mào)易與出口貿(mào)易有著顯著的區(qū)別。因此，本節(jié)沿用上述聯(lián)立方程模型的實(shí)證分析框架，分別實(shí)證研究進(jìn)口貿(mào)易（IM）和出口貿(mào)易（EX）的稅收競爭增長效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果如表4所示。

表4 基于貿(mào)易流向的進(jìn)一步檢驗(yàn)

IM 0.471***(0.108)-0.160***(0.013)EX 0.285***(0.056)-0.215***(0.016)控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制常數(shù)項(xiàng) -3.529***(0.777)22.332***(5.553)3.618***(0.496)15.737***(3.908)3.440***(0.492)樣本量 1304 1304 1304 1305 1305 1305

在IM方程組中：經(jīng)濟(jì)增長方程的TX的估計(jì)系數(shù)為1.042，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；IM的估計(jì)系數(shù)為0.471，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；進(jìn)口貿(mào)易方程的TX的估計(jì)系數(shù)為-5.967，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；稅收競爭方程的IM的估計(jì)系數(shù)為-0.160，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。在EX方程組中：經(jīng)濟(jì)增長方程的TX的估計(jì)系數(shù)為0.846，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；EX的估計(jì)系數(shù)為0.285，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；出口貿(mào)易方程的TX的估計(jì)系數(shù)為-4.377，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；稅收競爭方程的EX的估計(jì)系數(shù)為-0.215，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。

上述回歸結(jié)果表明：（1）進(jìn)口貿(mào)易和出口貿(mào)易均顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，這表明進(jìn)出口貿(mào)易是城市經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素之一；（2）稅收競爭均可以顯著影響進(jìn)口和出口貿(mào)易，這說明稅收競爭可以抑制進(jìn)口和出口所帶來的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)；（3）進(jìn)口和出口貿(mào)易均顯著抑制稅收競爭，且出口貿(mào)易的抑制作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于進(jìn)口貿(mào)易，這表明無論是進(jìn)口貿(mào)易還是出口貿(mào)易，均能夠通過影響稅收競爭來間接抑制稅收競爭增長效應(yīng)。

（二）基于稅收類別的進(jìn)一步檢驗(yàn)

為進(jìn)一步分析不同類別的稅收的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，考慮到現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的可得性，本文將總的稅收細(xì)分為增值稅、營業(yè)稅、個(gè)人所得稅和企業(yè)所得稅等4個(gè)類別?；诖?，本節(jié)繼續(xù)沿用上述聯(lián)立方程模型的實(shí)證分析框架，分別分析增值稅（ZTX）、營業(yè)稅（YTX）、個(gè)人所得稅（GTX）和企業(yè)所得稅（QTX）的稅收競爭增長效應(yīng)，回歸結(jié)果如表5、表6所示。

表5 基于稅收類別的進(jìn)一步檢驗(yàn)（一）

從表5可知，在ZTX方程組中：經(jīng)濟(jì)增長方程的TR的估計(jì)系數(shù)為0.917，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；ZTX的估計(jì)系數(shù)為2.249，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；國際貿(mào)易方程的ZTX的估計(jì)系數(shù)為-6.487，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；稅收競爭方程的TR的估計(jì)系數(shù)為-0.154，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。在YTX方程組中：經(jīng)濟(jì)增長方程的TR的估計(jì)系數(shù)為0.161，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；YTX的估計(jì)系數(shù)為0.585，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；國際貿(mào)易方程的YTX的估計(jì)系數(shù)為-1.960，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；稅收競爭方程的TR的估計(jì)系數(shù)為-0.403，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。

表6 基于稅收類別的進(jìn)一步檢驗(yàn)（二）

從表6可知，在GTX方程組中：經(jīng)濟(jì)增長方程的TR的估計(jì)系數(shù)為-0.016，D但不顯著為負(fù)；GTX的估計(jì)系數(shù)為-1.105，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；國際貿(mào)易方程的GTX的估計(jì)系數(shù)為-3.802，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；稅收競爭方程的TR的估計(jì)系數(shù)為-0.261，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。在QTX方程組中：經(jīng)濟(jì)增長方程的TR的估計(jì)系數(shù)為0.688，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；QTX的估計(jì)系數(shù)為0.301，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正；國際貿(mào)易方程的QTX的估計(jì)系數(shù)為-2.704，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)；稅收競爭方程的TR的估計(jì)系數(shù)為-0.368，在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。

上述回歸結(jié)果表明：（1）增值稅、營業(yè)稅和企業(yè)所得稅的稅收競爭均能顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，其中增值稅的稅收競爭增長效應(yīng)最大，這與肖葉和賈鴻(2016)、劉清杰和任德孝（2017）的有關(guān)研究結(jié)論基本一致，也符合“營改增”政策的實(shí)際效果。（2）個(gè)人所得稅的稅收競爭對城市經(jīng)濟(jì)增長具有一定的阻礙作用，這其中可能的原因在于，個(gè)人所得稅的征收不僅可以擴(kuò)大經(jīng)濟(jì)總體規(guī)模，還可以通過促進(jìn)資本產(chǎn)出和勞動(dòng)要素產(chǎn)出效率來帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長（李紹榮和耿瑩，2005)，因此稅收競爭帶來個(gè)人所得稅稅負(fù)的下降，反而會(huì)對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定的抑制作用，這也與鄢姣和趙軍（2015）的研究結(jié)論相符。（3）個(gè)人所得稅下的國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長不具有顯著的影響作用，因此雖然其稅收競爭會(huì)顯著抑制國際貿(mào)易發(fā)展，但無法通過抑制國際貿(mào)易來間接影響其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。（4）增值稅、營業(yè)稅和企業(yè)所得稅的稅收競爭均可以顯著抑制國際貿(mào)易增長，這表明不同類別的稅收競爭依然可以通過抑制國際貿(mào)易來間接影響其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。（5）國際貿(mào)易均能顯著抑制不同類別的稅收競爭，這進(jìn)一步說明國際貿(mào)易將會(huì)影響不同類別稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

六、主要結(jié)論與政策啟示

本文在內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型的基礎(chǔ)上，將國際貿(mào)易與稅收競爭放在同一研究框架內(nèi)，理論解構(gòu)了國際貿(mào)易對稅收競爭及其增長效應(yīng)的復(fù)雜影響，然后基于2005—2013年中國八大城市群中的145個(gè)地級市的面板數(shù)據(jù)，借助于面板聯(lián)立方程模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果表明：（1）從整體上看，國際貿(mào)易和稅收競爭均可以顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，研究結(jié)論在一系列檢驗(yàn)下均穩(wěn)健有效，這表明國際貿(mào)易和稅收競爭均是影響城市經(jīng)濟(jì)增長的重要因素之一。（2）增值稅、營業(yè)稅和企業(yè)所得稅的稅收競爭均能顯著促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，且三類稅收的競爭均可以顯著抑制國際貿(mào)易增長，這表明不同類別的稅收競爭依然會(huì)通過抑制國際貿(mào)易來間接影響其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。（3）個(gè)人所得稅的稅收競爭對城市經(jīng)濟(jì)增長具有一定的阻礙作用，但個(gè)人所得稅下的國際貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長不具有顯著的影響作用，這表明個(gè)人所得稅的稅收競爭對國際貿(mào)易的增長效應(yīng)的調(diào)節(jié)能力有限。（4）國際貿(mào)易均能顯著抑制不同類別的稅收競爭，這進(jìn)一步說明國際貿(mào)易將會(huì)影響不同類別稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

綜上所述，在中國，國際貿(mào)易會(huì)在一定程度上扭曲稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。因此，在不斷優(yōu)化和匡正稅收競爭經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的同時(shí)，也要充分認(rèn)識到其有限性，進(jìn)而提出如下政策建議：

第一，要理性認(rèn)識到稅收競爭對經(jīng)濟(jì)增長推動(dòng)能力的邊界性。從本文的實(shí)證結(jié)果來看，在經(jīng)濟(jì)開放條件下，雖然國際貿(mào)易和稅收競爭均可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是國際貿(mào)易卻可以在一定程度上限制、扭曲稅收競爭增長效應(yīng)。因此，在使用稅收競爭作為促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長的重要手段時(shí)，要充分認(rèn)識到其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的有限性。

第二，要盡量降低國際貿(mào)易對稅收競爭增長效應(yīng)的扭曲作用。國際貿(mào)易是影響地方財(cái)稅行為的重要因素，其地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長帶動(dòng)機(jī)制的發(fā)揮也仍有較大提升空間，突出表現(xiàn)為進(jìn)一步增加地方政府所面對的外部風(fēng)險(xiǎn)，挑戰(zhàn)政府駕馭和管理相應(yīng)風(fēng)險(xiǎn)的應(yīng)對能力。這需要政府能夠適應(yīng)和跟進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的深刻變化，尤其是要權(quán)衡財(cái)政支出在促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長和保障科教文衛(wèi)等公共產(chǎn)品的更高需求的優(yōu)先順序，及時(shí)做出財(cái)稅政策安排和相應(yīng)制度的補(bǔ)位或正位。

第三，要充分挖掘橫向稅收競爭本應(yīng)發(fā)揮的要素配置功能。本文研究結(jié)論顯示，作為中國稅收兩大主要稅種，增值稅和企業(yè)所得稅的競爭依然會(huì)通過抑制國際貿(mào)易來間接影響其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，這表明上述兩個(gè)類別的稅收對經(jīng)濟(jì)增長的必要的正向調(diào)節(jié)功能還未能發(fā)揮出來。因此，應(yīng)進(jìn)一步通過規(guī)范地方稅收競爭行為，提高財(cái)稅工具的宏觀調(diào)控效率，充分發(fā)揮增值稅的貿(mào)易中性特征（程風(fēng)雨，2015a,2015b）和企業(yè)所得稅的貿(mào)易作用（程風(fēng)雨，2015c），在確保地方稅收收入合理增長的同時(shí)，使其成為調(diào)節(jié)地方經(jīng)濟(jì)增長的有效政策工具。