劉建民 劉曉函 吳金光 劉嘉意

作者簡介：劉建民（1964—），男，湖南省湘鄉(xiāng)人，博士，長沙理工大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院教授，湖南大學(xué)經(jīng)濟與貿(mào)易學(xué)院博士生導(dǎo)師，研究方向：財稅理論與政策。

摘 要：以“省直管縣”財政體制改革為準(zhǔn)自然實驗，運用雙重差分模型，從企業(yè)實際稅率的角度考量財政層級改革對縣級政府稅收征管行為的影響。結(jié)果顯示：“省直管縣”財政體制改革加劇了縣級政府間的稅收競爭，顯著弱化了縣級政府稅收征管努力，降低了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的實際稅率，并且對于處于不同市場化水平和不同行業(yè)集中度的企業(yè)具有異質(zhì)性影響。

關(guān)鍵詞：財政層級改革; 省直管縣;稅收征管;競爭效應(yīng)

中圖分類號：F812.2 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-7217（2021）06-0118-08

一、引 言

政府稅收征管能力是國家治理能力和國家繁榮的重要基石[1，2]，稅收占GDP的比重偏低是發(fā)展中國家的普遍特征，僅不到20%，而在發(fā)達國家，這個比重將近達到50%[3]。導(dǎo)致發(fā)展中國家稅收占GDP的比重偏低的因素是多方面的，其中稅收征管力度偏弱是一個不可忽視的重要因素。

關(guān)于稅收征管力度問題，現(xiàn)有研究一般側(cè)重于強調(diào)信息約束和征收機構(gòu)征管能力的影響[4]，但稅收征管力度不僅受制于社會的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，還受制于政治制度的激勵機制[5]。地方政府作為政策執(zhí)行者，在稅收征管方面發(fā)揮著重要作用，可以將稅收征管效率作為一種稅收手段使用，從而影響稅收能力[6]。地方政府通常有兩種手段操縱稅收征管能力：一是直接調(diào)整法定稅率，二是降低或加強稅收征管力度。中國地方政府沒有制定法定稅率的權(quán)力，只有有限的稅收征管權(quán)，因此，第二種方法的運用便成為可能。稅收征管力度下降會導(dǎo)致企業(yè)避稅行為增加，避稅被發(fā)現(xiàn)的概率以及機會成本下降，收益增加，因此誘發(fā)更多企業(yè)選擇避稅[7]。這點在中國的經(jīng)驗證據(jù)得到了證實。不少研究都發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)實際稅率遠遠低于名義稅率[8]。地方政府執(zhí)法不力是企業(yè)避稅的主要原因[9]，甚至是主導(dǎo)者 [10]。究其原因，是以GDP為導(dǎo)向的官員晉升制度推動同級地方政府競相降低實際有效稅率或?qū)嵤┒愂諆?yōu)惠，進行稅收競爭，從而吸引更多資本以發(fā)展本地經(jīng)濟。政府默許、誘導(dǎo)企業(yè)避稅是政府失信行為的體現(xiàn)，而政府公信力是國家治理的重要資源，一旦失去，就會掉入“塔西佗陷阱”。

影響地方政府稅收征管行為的因素，一直是學(xué)者們研究和關(guān)注的重點。在稅收征管主要由地方政府負責(zé)的情況下，稅收分成成為影響地方政府稅收征管行為的重要因素。政府間的稅收分成會影響地方政府征稅努力，上級政府稅收分成越高，下級政府的征稅努力越低[11]，征稅收益下降使得地方政府放松稅收征管[12]。轉(zhuǎn)移支付也是影響地方政府稅收征管力度的重要因素。一方面，轉(zhuǎn)移支付對稅收征管力度具有替代效應(yīng)，轉(zhuǎn)移支付收入的增加抑制了地方政府的征稅努力[13];另一方面，轉(zhuǎn)移支付的存在會在平衡地區(qū)發(fā)展的同時，產(chǎn)生“鞭打快?！钡男Ч訌姷胤秸愂照鞴芰Χ萚14]。但政府支出偏向?qū)е逻@兩種效應(yīng)相對強弱不一，對稅收征管行為影響具有不確定性[15]。當(dāng)政府對生產(chǎn)性支出總體重視程度相對較高時， 增加一般性轉(zhuǎn)移支付會降低征稅努力，而增加生產(chǎn)性轉(zhuǎn)移支付卻會加強稅收征管力度。當(dāng)政府對民生性支出重視程度較高時，結(jié)果剛好與之相反。除此之外，地方政府間的稅收競爭[9]、政治關(guān)聯(lián)度[16]、財政緊縮的壓力[17]、地方層面的稅收任務(wù)[18]等外部因素沖擊也會對稅收征管產(chǎn)生影響。

隨著財政“省直管縣”改革的不斷推進，學(xué)術(shù)界的相關(guān)研究也在不斷豐富。有學(xué)者從本級收入和轉(zhuǎn)移支付著手，發(fā)現(xiàn)改革主要是通過約束地級市政府對轉(zhuǎn)移支付的截留行為來提高縣域財力[19]。“省直管縣”財政體制改革提高了縣域經(jīng)濟增長速度[20]，這種經(jīng)濟增長主要來源于經(jīng)濟管理權(quán)限擴張[21]和地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[22]?！笆≈惫芸h”財政體制改革會提高政府支出規(guī)模[23]，但會引致“重基建、輕民生”的支出傾向[24]，扭曲地方政府職能，強化了以GDP為導(dǎo)向的支出行為偏差[25]。大量研究表明，財政層級改革通過影響地方政府競爭行為對地方財政收支產(chǎn)生重要影響，強化縣級政府城市支出偏向，加劇城鄉(xiāng)收入差距[26]?！笆≈惫芸h”改革不可避免地會造成市級財政收入縮減[27]，削弱市級政府財政自主權(quán)[28]，但也不能籠統(tǒng)斷定[29]。

影響地方政府的稅收征管力度的因素有很多，少量學(xué)者開始關(guān)注財政“省直管縣”改革對稅收征管的影響，但結(jié)論不一。從企業(yè)盈余管理行為上看，財政“省直管縣”顯著抑制企業(yè)避稅行為，增強縣級政府稅收征管力度[30]。但通過對縣級政府稅收努力程度的測算，卻發(fā)現(xiàn)財政“省直管縣”改革對縣級政府稅收征管力度具有顯著負面影響[31]?？梢?，現(xiàn)有文獻由于使用樣本及方法的不同，對改革的效應(yīng)并無統(tǒng)一結(jié)論。同時，現(xiàn)有文獻鮮有從企業(yè)實際增值稅率的角度分析財政“省直管縣”改革對縣級政府稅收征管行為的影響。增值稅作為企業(yè)繳納的主體稅種，占據(jù)企業(yè)全部稅費的大頭，如果用企業(yè)實際增值稅率衡量企業(yè)稅率，則更具代表性。基于此，本文嘗試將“省直管縣”財政體制改革作為一個準(zhǔn)自然實驗，從企業(yè)繳納實際增值稅率的角度，分析財政制度因素對縣級政府稅收征管能力的激勵機制，揭示財政層級扁平化是否以及如何影響地方政府稅收征管力度，并嘗試構(gòu)建多時點雙重差分模型，采用1998-2007年①中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù) ，通過更長時間跨度的樣本，以及一系列識別策略，對這種影響方向與程度加以檢驗，試圖得出更加穩(wěn)健的結(jié)論。

二、制度背景與理論分析

（一）制度背景

我國的財政體制改革一直以來與行政管理體制改革密切相關(guān)，最初我國實行的是“中央-大區(qū)-省-（地區(qū)）-縣”的行政管理體制。1954年，“大區(qū)”被撤銷，形成了“中央-省-（地區(qū)）-縣”的行政管理格局。1982年中央開始實行地區(qū)體制改革，“市管縣”體制再度興起。由此至2003年，我國除海南省、直轄市以及港澳臺地區(qū)外，其余各省、自治區(qū)一直實行“中央-省-市-縣-鄉(xiāng)鎮(zhèn)”五級政府管理體制。

五級政府管理體制運行初期，為地區(qū)“晉升錦標(biāo)賽”“為增長而競爭”提供了制度環(huán)境，拉開了20世紀(jì)90年代中國經(jīng)濟高速發(fā)展的序幕。然而，隨著市場經(jīng)濟體制建立、政府職能轉(zhuǎn)換，五級政府體制的負面影響逐步顯現(xiàn)。地級市多重身份暗藏的利益沖突，隨著1994年分稅制改革收入大幅上移、事權(quán)層層下放而日漸顯現(xiàn)和加劇。財力與事權(quán)的不匹配使得地級市財政收入縮水，出于對自身利益的考慮，地級市“市本位”思想傾向越來越嚴(yán)重，“市刮縣”“市占縣”屢見不鮮?？h域財富被市級政府盤剝，中央和省政府給予縣級政府的轉(zhuǎn)移支付等財政補貼被市級政府截留、挪用[32];同時，市級政府又將支出責(zé)任轉(zhuǎn)嫁給縣級政府，導(dǎo)致縣級政府幾乎承擔(dān)地方經(jīng)濟發(fā)展的所有職責(zé)。縣域經(jīng)濟發(fā)展受制，財政陷入困境現(xiàn)象突出。

為應(yīng)對縣域財政困境，從2004年起，湖北、安徽、吉林、江蘇等省區(qū)先后開始進行“省直管縣”財政體制改革探索。截至到2007年底，全國共10個省份進行了改革，改革主要涉及收支劃分、財政收入目標(biāo)、稅收返還、轉(zhuǎn)移支付等方面。

（二）理論分析

2004年開始的“省直管縣”財政體制改革，其主要目的是減少政府層次，由現(xiàn)行的“市管縣”平穩(wěn)過渡至“省管縣”，壯大縣域經(jīng)濟，為縣域財政解困。改革的主要內(nèi)容是在政府間收支劃分、轉(zhuǎn)移支付、資金往來、預(yù)決算、年終結(jié)算等方面，省財政與縣財政直接聯(lián)系，繞過市級政府，進而避免市級政府對縣級財政的截留和侵占。改革不可避免地造成市級政府財政緊縮，地級政府在壓力之下改變其稅收征管行為。財政層級改革帶來的市級政府財政壓力，會激勵其加強稅收征管[33]。對于縣級政府而言，“省直管縣”財政體制改革提高了縣級政府稅收分成比例和轉(zhuǎn)移支付收入，增強了縣級政府自主財力，一定程度的財政寬松也會改變縣級政府的稅收征管行為。稅收征管強度是稅收分成的增函數(shù)[11]，改革提高了縣級政府稅收分成比例，在一定程度上激勵地方政府加強稅收征管[30];縣級政府財政收入的增加也會提升地方政府發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟的動機，通過參與稅收競爭，降低稅收征管強度，吸引地區(qū)間流動資本進入[34]。可見，現(xiàn)有研究對改革的效應(yīng)是正是負并無一致結(jié)論。

為此，本文從企業(yè)實際稅率入手，使用雙重差分、基于PSM的雙重差分等實證方法，重點研究“省直管縣”財政體制改革對縣級政府稅收征管行為的影響效應(yīng)，并分析影響機制及異質(zhì)性效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)計

（一）模型設(shè)計

“省直管縣”財政體制改革是由中央決定、省級政府跟進的一項政策，對于縣級政府來說是一項外生政策沖擊，因此，選取雙重差分模型（DID）來識別政策效應(yīng)。不同省份實行“省直管縣”財政體制改革的年份不同，而是否進行改革為一個政策沖擊項?；诖?，構(gòu)建以下雙重差分模型：

其中，evatict表示位于c縣的i企業(yè)在t年的實際增值稅率。PMCct表示受到政策沖擊的縣，若在t年縣c實行了“省直管縣”財政體制改革，取值為1;否則為0。δi為企業(yè)固定效應(yīng)，δt為年份固定效應(yīng)，εict為誤差項。X為加入的一系列控制變量，包括企業(yè)層面的特征變量和地區(qū)層面的特征變量。參考已有研究，從企業(yè)層面實際增值稅率的變動來刻畫地方政府稅收征管強度的變動[17]。實際增值稅率以應(yīng)交增值稅與工業(yè)增加值的比值來衡量。地方政府稅收征管強度越高，實際增值稅率越高。其他控制變量，借鑒相關(guān)研究[35]，具體定義見表1，變量描述性統(tǒng)計見表2。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文主要使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、《地市縣財政統(tǒng)計年鑒》以及“省直管縣”財政體制改革等數(shù)據(jù)，通過地區(qū)代碼以及年份對數(shù)據(jù)進行匹配并做相應(yīng)處理，得到主要使用的數(shù)據(jù)。（1）首先對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行相關(guān)處理。刪除一些明顯不合理的觀測值：刪除負債、總資產(chǎn)、折舊、實收資本、存貨、應(yīng)收帳款、固定資產(chǎn)小于0的觀察值，以及總資產(chǎn)小于企業(yè)固定資產(chǎn)凈值與企業(yè)流動資產(chǎn)的和、累計折舊小于當(dāng)期折舊的觀察值。對所有連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理，以消除異常值的影響。（2）由于河南、江西、山西、陜西、青海、甘肅六省實行的是漸進式改革，為避免改革錯覺，刪除在2004-2007年進行漸進式改革的省份。（3）刪除地區(qū)發(fā)展水平和社會環(huán)境與改革省份差異明顯的西部地區(qū)的樣本。（4）剔除北京、上海、重慶、天津四個直轄市轄區(qū)內(nèi)企業(yè)。（5）市轄區(qū)與縣和縣級市在財政自主權(quán)方面存在明顯差異，因此刪除所有市轄區(qū)樣本。（6）由于浙江、寧夏長期實行省直管縣財政體制，而海南一直實行省直管縣體制，所以剔除這三個省份的企業(yè)。（7）剔除在2004年之前就已經(jīng)實行省直管的縣級樣本，包括河南省的濟源市、湖北省的仙桃市、天門市和潛江市，確保所有樣本在改革前均處于同一狀態(tài)。經(jīng)過上述處理，使用的樣本的時間跨度為1998-2007年，最終使用的是1998-2007年共687963個觀測值。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為檢驗“省直管縣”財政體制改革對政府稅收征管激勵的影響，首先對模型（1）進行雙重差分回歸。所有回歸均控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，并在縣級層面進行聚類以緩解可能存在的內(nèi)相關(guān)問題?；貧w結(jié)果見表3。其中，列（1）為單變量回歸結(jié)果，只加入了“省直管縣”與年份的交互項PMCct。回歸結(jié)果顯示PMCct的系數(shù)為-0.0148，并在1%的水平上顯著，表明“省直管縣”財政體制改革確實弱化了縣級政府的稅收征管強度，顯著降低了企業(yè)的實際稅率。列（2）進一步控制企業(yè)特征變量企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及企業(yè)年齡，PMCct的系數(shù)為-0.0170，依然在1%的水平上顯著。而企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及企業(yè)年齡的系數(shù)皆為正且顯著。列（3）依次加入獲得貸款能力、資本強度、核算差異以及盈利能力等企業(yè)層面的變量。在控制了企業(yè)自身特征可能影響實際增值稅率的因素后，交互項系數(shù)依然為負且顯著。列（4）和列（5）在前面的基礎(chǔ)上加入了反映縣域特征的財政自給率、第二產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP，并控制擴權(quán)縣影響，交互項系數(shù)也顯著為負，表明研究結(jié)果是穩(wěn)健的。企業(yè)層面的控制變量企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、企業(yè)年齡、資本強度、核算差異的系數(shù)顯著為正，盈利能力的系數(shù)顯著為負，估計結(jié)果與既有研究結(jié)論一致[18]。

在五列基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，雙重差分項PMCct的系數(shù)始終為負，且均通過了1%的顯著性檢驗，系數(shù)在-0.0170～-0.0148之間小范圍波動，表明“省直管縣”財政體制改革會顯著減弱縣級政府稅收征管強度，弱化縣政府稅收執(zhí)法動力，降低企業(yè)實際增值稅率。

（二）平行趨勢檢驗

使用雙重差分進行實證分析的一個重要前提條件是要滿足平行趨勢假定，使用事件研究法（Event Study Approach）對平行趨勢進行驗證?；貧w方程如式（2）所示。

其中，PMCnct為第n年雙重差分項，若縣c在“省直管縣”財政體制改革之前（后）的第n年取1，否則取0?？刂谱兞縓及固定效應(yīng)與基準(zhǔn)回歸相同?；貧w結(jié)果如圖1所示?？梢钥闯?，在實施改革的前三期，交互項系數(shù)不顯著異于0，而在實施改革之后的1～3年交互項系數(shù)皆顯著為負，由此可證滿足平行趨勢假定。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗。通過構(gòu)造虛擬政策實行時間的方式進行安慰劑檢驗，進一步驗證上文結(jié)論的穩(wěn)健性。由于各省改革年度不一致，假定各省政策實施前一年、前兩年、前三年為改革的年份，刪掉政策實施當(dāng)年及后的所有樣本，然后構(gòu)建一個虛擬的交互項PMCct，原有處理組在原政策實施前一年、前兩年、前三年時取1，否則取0?；貧w結(jié)果如表4所示?？梢钥吹?，列（1）～（6）中虛擬的交互項的系數(shù)均不顯著，說明基準(zhǔn)回歸中對實際增值稅率的負向影響確實是由改革帶來的，進一步說明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.基于PSM-DID的穩(wěn)健性檢驗。為進一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，以傾向得分匹配雙重差分法對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

首先，在縣市層面根據(jù)模型（3）對實施“省直管縣”財政體制改革的縣進行傾向得分匹配。其中，ln rjgdpct、eczbct、czzjlct的含義與上文相同;yczbct表示第一產(chǎn)業(yè)占地區(qū)GDP的比重;rkmdct表示人口密度，用總?cè)丝谂c縣域面積的比值衡量;czhlct表示地方城鎮(zhèn)化率，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎囟攘?。以上指?biāo)在經(jīng)濟、城鎮(zhèn)人口、財政幾個方面反映了縣市的特征，具有一定代表性。

其次，用匹配好的樣本按照模型（1）進行基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果見表5。為加強結(jié)果可靠性，用不同的匹配方法進行匹配。列（2）和列（3）為n=1、2近鄰匹配，列（4）和列（5）為n=1，半徑為0.01和0.05的卡尺內(nèi)K近鄰匹配?？梢钥闯?，無論是何種匹配方法，交互項PMCct的系數(shù)均顯著為負，由此可證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.替代變量檢驗。選取實際所得稅率來從另一個角度度量，實際所得稅率以應(yīng)交所得稅與總利潤的比例表示。回歸結(jié)果如表6所示。其中，PMCct的系數(shù)為-0.0089，在5%的水平上顯著，說明無論是有效增值稅率還是實際所得稅率均顯著下降，“省直管縣”改革對縣級政府稅收征管有顯著負向效應(yīng)，基礎(chǔ)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

除此之外，實際增值稅率的下降可能來自企業(yè)工業(yè)增加值的增加，而非應(yīng)交增值稅的下降?；诖耍瑥膬蓚€角度檢驗該假設(shè)的可靠性：一是直接研究改革對企業(yè)工業(yè)增加值的影響，二是通過研究改革對利潤差距率的影響來交叉驗證稅收執(zhí)法。利潤差距率主要衡量應(yīng)計利潤和報告利潤之間的差額，反映企業(yè)是否通過虛報利潤來進行避稅。應(yīng)計利潤的值=公司總產(chǎn)值-中間投入-財務(wù)費用-總工資單-現(xiàn)行折舊-應(yīng)交增值稅，利潤差距率=（應(yīng)計利潤-報告利潤）/工業(yè)增加值?；貧w結(jié)果（見表6）顯示，交互項的系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗，表明改革對工業(yè)增加值的影響微弱。PMCct的系數(shù)顯著為正，表明“省直管縣”改革確實降低了地方政府稅收征管努力，間接鼓勵轄區(qū)內(nèi)公司通過少報利潤來避稅。

4.排除其他政策影響。2002年企業(yè)所得稅改革，自改革方案實施之日起新登記注冊的企業(yè)單位的所得稅由國家稅務(wù)局征收管理。這里刪除了2001年后成立的新公司，以使樣本中剩余的公司不會受到2002年所得稅收入分享改革的影響。表7顯示，結(jié)果依然顯著為負。2004年東三省實行增值稅轉(zhuǎn)型試點改革，為排除增值稅轉(zhuǎn)型影響，本文刪除了東三省轄區(qū)內(nèi)的所有公司（見表7），交互項系數(shù)依然穩(wěn)健。

改革開放以來，地方政府為了刺激投資，通常會對新公司給予優(yōu)惠稅收待遇，這可能會影響“省直管縣”改革對實際增值稅率的效應(yīng)估計，造成偽回歸。刪除1997年以后成立的公司，以保證在樣本期間不包括新成立的公司（見表7）。結(jié)果表明，“省直管縣”改革對實際增值稅率的影響仍然很大。

5.樣本篩除。外資企業(yè)長期在我國享受超國民待遇，在稅收等方面享受多種優(yōu)惠。為排除外企對結(jié)果的可能干擾，這里刪除外資企業(yè)（見表8），PMCct的系數(shù)為負，且通過了1% 的顯著性水平檢驗，說明改革對稅收征管的影響依然穩(wěn)健。因考慮到改革只涉及稅收劃分和轉(zhuǎn)移支付，因此，將福建省視為對照組進行了基準(zhǔn)回歸。在這里，將其剔除以控制其可能對結(jié)果產(chǎn)生的干擾，PMCct的系數(shù)依然顯著為負，可證結(jié)論的穩(wěn)健性。除此之外，增值稅出口退稅也可能通過法定退款率影響實際增值稅率，為了消除出口退稅的潛在影響，刪除所有出口為正數(shù)的公司，然后重新進行回歸分析，系數(shù)仍然顯著為負。

五、機制分析與異質(zhì)性檢驗

（一）機制分析：稅收競爭效應(yīng)

“省直管縣”財政體制改革提高了縣級政府稅收分成比例和轉(zhuǎn)移支付收入，增強了縣域自有財力，有效緩解了縣級財政困局，作為一項分權(quán)改革使得縣級政府更有動力以及財力發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟，進而加劇縣級政府間以“GDP”為導(dǎo)向的稅收競爭[34]，弱化地方政府部門的稅收征管力度[9]，降低轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的實際增值稅率。

首先，計算縣級政府一般預(yù)算收入占地區(qū)GDP的比值incit;然后，用incit 與全省平均水平incpt的離差值作為縣級政府稅收競爭LTC的度量指標(biāo)[36]，即：

其中，LTCct表示c縣在t年的地區(qū)稅收競爭水平。表9使用地區(qū)稅收競爭（LTCct）作為被解釋變量，按照式（4）進行回歸。其余與基準(zhǔn)回歸式一致?；貧w結(jié)果中PMCct系數(shù)顯著為正，表明“省直管縣”財政體制改革會加劇地區(qū)稅收競爭，放松稅收征管，驗證了稅收競爭效應(yīng)的存在。

為了進一步驗證機制穩(wěn)健性，將改革省份按照所轄縣市的數(shù)量分為兩組：一組是所轄縣市數(shù)量較多的安徽和湖北，一組是所轄縣市數(shù)量較少的江蘇和吉林[25]。財政層級扁平化會增加縣級政府競爭主體，省轄縣市越多，競爭主體越多，地區(qū)間競爭就越激烈。若上述機理存在，那么，轄縣越多的省份“省直管縣”改革引致的地區(qū)稅收競爭強度的增加越明顯，因而縣級政府稅收征管力度就越弱（見表9）?？梢?，改革對安徽和湖北的稅收征管力度的負向效應(yīng)要大于對江蘇和吉林的負向效應(yīng)，且非常顯著。

（二）異質(zhì)性檢驗

1.制度壁壘：市場化水平。為進一步研究“省直管縣”財政體制改革的作用途徑，在異質(zhì)性檢驗部分使用交互項方程展開進一步回歸分析：

其中，Z是需要關(guān)注的異質(zhì)性檢驗變量，其余變量含義與基礎(chǔ)回歸式（1）相同。

采用樊綱的市場化指數(shù)來衡量地方市場化改革的深度和廣度，作為反映不同地區(qū)制度壁壘程度的指標(biāo)。 “省直管縣”財政體制改革通過加劇地方競爭進而弱化地方政府稅收征管力度，降低企業(yè)實際增值稅率，這種效應(yīng)在不同制度壁壘的地區(qū)具有異質(zhì)性影響。回歸結(jié)果②中交互項的系數(shù)均顯著為正，表明地區(qū)市場化水平越高，即制度壁壘程度越低，改革對縣級政府稅收征管的影響越弱。地區(qū)市場化水平越高，政府對市場和企業(yè)的干預(yù)越少，通過改變稅收征管行為，操縱企業(yè)實際稅率來進行地區(qū)競爭的意愿也就越低。

2.行業(yè)壁壘：赫芬達爾指數(shù)（HHI指數(shù)）。 政府稅收征管行為不僅會面臨制度壁壘制約，也同樣會受到行業(yè)壁壘的影響。采用赫芬達爾指數(shù)作為衡量行業(yè)壁壘的指標(biāo)，分析不同行業(yè)壁壘水平下改革對稅收征管行為的異質(zhì)性影響。行業(yè)壁壘程度越弱，企業(yè)進入成本越低，縣級政府放松稅收征管吸引稅源流入的動機也就越強。赫芬達爾指數(shù)數(shù)值越小，行業(yè)的集中度越低，行業(yè)壟斷程度越弱，企業(yè)趨向于自由競爭。以總銷售額計算縣級行業(yè)HHI指數(shù)，基于式（5）進行回歸，回歸結(jié)果②顯示，PMCct ×HHIi項系數(shù)顯著為負，表明壁壘水平越低的行業(yè)，“省直管縣”財政體制改革的實施對放松稅收征管的激勵越大。

六、主要結(jié)論與政策啟示

以上研究顯示，在控制了其他因素后， “省直管縣”財政體制改革顯著降低了地方政府稅收征管水平，這一結(jié)論在經(jīng)歷一系列檢驗后依然穩(wěn)健?！笆≈惫芸h”財政體制改革提高了縣級政府財政收入，緩解了縣域經(jīng)濟困境，促使地方更有動力發(fā)展經(jīng)濟。收入增加后的縣級政府更有財力投入地方競爭，放松了稅收征管，降低了企業(yè)實際稅率，吸引企業(yè)進入，發(fā)展本地經(jīng)濟。對于市場化水平高、行業(yè)壁壘較強的地區(qū)，企業(yè)進入成本高，政府對市場的干預(yù)較少，縣級政府通過調(diào)節(jié)稅收征管強度干預(yù)企業(yè)的動機較低。

雖然“省直管縣”財政體制改革能夠增加縣級財政收入，緩解縣域財政困局，但是這項改革會降低縣級政府稅收征管水平，誘導(dǎo)更大范圍的企業(yè)避稅。因此，在為縣級財政解困、擴大地方政府財政自主權(quán)的同時，也應(yīng)注意加強地方政府稅收征管水平，防止國家稅收流失。為此，對穩(wěn)步推進“省直管縣”財政體制改革提供以下幾點啟示：（1）在“省直管縣”財政體制改革逐漸鋪開的過程中，上級政府應(yīng)加強對縣級政府稅收征管的監(jiān)督，建立健全稅收監(jiān)管機制，以約束地方政府為招商引資、發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟而競相降低稅收征管水平的短期逐利行為。（2）上級政府在加強監(jiān)管的同時，也可將地方政府的稅收征管水平加入官員績效考核體系，根據(jù)不同地區(qū)實際情況設(shè)置合理的績效指標(biāo)，以激勵政府官員提高稅收征管水平。（3）“一刀切”式“省直管縣”財政體制改革更適合在市場化水平較高的地區(qū)進行。在這些地區(qū)，政府較少干預(yù)市場，“省直管縣”財政體制改革對縣級政府稅收征管的負向效應(yīng)較弱，不會導(dǎo)致稅源流失問題。在其他市場化水平較弱的地區(qū)，上級政府應(yīng)根據(jù)各地的實際情況，因地制宜，選擇合適的改革模式，并完善財稅監(jiān)管制度，規(guī)范稅收征繳。

注釋：

① 由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)只到2007年，因此本文數(shù)據(jù)跨度截止至2007年。

② 限于篇幅，具體結(jié)果未呈現(xiàn)，備索。

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（責(zé)任編輯：寧曉青）