楊宇琪

(南京大學 經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210093)

地方政府稅收競爭指地方政府通過稅收及其他相關(guān)手段與其他地區(qū)爭奪經(jīng)濟資源的活動.許敬軒等[1]通過理論研究表明，在中央政府對地方政府的考核更側(cè)重經(jīng)濟增長而非稅收收入時，晉升激勵會使地方政府放松對稅收的征管.張暉[2]認為，我國地方政府競爭的方式可以分為稅收競爭、制度創(chuàng)新競爭、基礎設施競爭以及人文環(huán)境競爭，然而這四種競爭手段都可歸結(jié)為公共物品競爭.郭杰等[3]認為，雖然我國地方政府缺乏獨立的稅收權(quán)力，但分稅制實施所形成的財政分權(quán)體制，使得地方政府在實際中存在稅收競爭.

決定中國經(jīng)濟周期波動的主要因素有以下四種代表性的理論.第一，真實經(jīng)濟周期說，這一學說主要強調(diào)實際變量對經(jīng)濟運行產(chǎn)生的干擾[4-6].第二，貨幣信貸周期說，這一學說關(guān)注的是金融機制與經(jīng)濟周期波動之間的關(guān)系[7-9].第三，政治經(jīng)濟周期說，這一學說強調(diào)從政治與經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系來看待經(jīng)濟周期波動[10-11].第四，投資周期說，Naughton[12]通過構(gòu)建一個投資周期模型發(fā)現(xiàn)地方政府控制下的投資擴張是決定中國經(jīng)濟周期性過熱的一個原因.

大量的文獻表明，中國地方政府間的稅收競爭將會作用于宏觀經(jīng)濟運行.王欣亮等[13]利用中國2010—2017年地級市面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)稅收競爭與區(qū)域創(chuàng)新績效存在倒U型關(guān)系.郭慶旺等[14]認為，地方政府在財政收入激勵和晉升激勵下，會采取違規(guī)稅收和土地優(yōu)惠兩種手段進行稅收競爭，從而激發(fā)企業(yè)的投資動機，在監(jiān)察不力的情況下將會導致投資沖動，對宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性造成一定的沖擊.但是，現(xiàn)有文獻中鮮有學者從地方政府稅收競爭的角度討論中國的經(jīng)濟波動問題，因此，本文將分析我國地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的影響及其影響機制.

1 理論分析與假設提出

1.1 地方政府稅收競爭通過政府支出影響經(jīng)濟波動

傳統(tǒng)凱恩斯主義理論認為，政府支出具有“自動穩(wěn)定器”的作用，稅收和轉(zhuǎn)移支付可以自動調(diào)控經(jīng)濟.當經(jīng)濟擴張時，稅收增加減少了國民收入進而抑制了總需求，防止經(jīng)濟過熱.另外，失業(yè)救濟金和各種福利補貼等各項支出的自動調(diào)整可以實現(xiàn)減少政府支出，進而穩(wěn)定宏觀產(chǎn)出.相反，當經(jīng)濟蕭條時，稅收與政府支出可以刺激經(jīng)濟復蘇.自90年代以來，我國的經(jīng)濟波動呈下降趨勢.對于中國宏觀經(jīng)濟波動的研究，周波[15]研究了我國省級層面財政政策對經(jīng)濟波動的影響機理，發(fā)現(xiàn)財政自助穩(wěn)定器顯著地減緩了我國經(jīng)濟波動.鄧子基等[16]認為我國政府支出并沒有平穩(wěn)經(jīng)濟波動，公共支出目前沒有起到自動穩(wěn)定器的作用.桑百川等[17]研究發(fā)現(xiàn)，政府支出對經(jīng)濟波動有雙重影響，一方面，政府支出發(fā)揮了“自動穩(wěn)定器”的作用，減緩了經(jīng)濟波動；另一方面，政府支出對產(chǎn)出總量的沖擊較大，這又加劇了經(jīng)濟不穩(wěn)定.

1.2 地方政府稅收競爭通過資本流動影響經(jīng)濟波動

在以GDP為核心的考核體制下，經(jīng)濟運行平穩(wěn)并保持穩(wěn)定通常被視為一項重要指標.從短期來看，當經(jīng)濟遭受外部沖擊時，地方政府為防止經(jīng)濟運行大起大落，通常會以各項優(yōu)惠政策或者低價出讓土地的方法以換取工業(yè)投資，實現(xiàn)經(jīng)濟增長和就業(yè)穩(wěn)定，防止經(jīng)濟短時間內(nèi)出現(xiàn)大幅度下滑.

中央政府與地方政府的目標略有不同[18].中央政府追求全社會的福利最大化，在全國層面有一個期望的全國投資額與地區(qū)分配額.而地方政府追求本地區(qū)的福利最大化，在努力嘗試資本流入時并不考慮所帶來的外部成本.因此，地方政府的期望投資額往往高于中央政府的期望投資額.在存在外部成本的情況下，地方政府的稅收競爭將會帶來投資過度、經(jīng)濟過熱和經(jīng)濟系統(tǒng)的運行不穩(wěn)定，此時中央政府就需要宏觀調(diào)控以減少經(jīng)濟波動.

綜上所述，政府支出與要素流動對于經(jīng)濟波動的影響存在雙重影響.因此，本文提出假說認為地方政府稅收競爭與經(jīng)濟波動之間存在U型影響，并檢驗政府支出與要素流動作為中介變量對經(jīng)濟波動的中間傳導機制，從而為研究地方政府稅收競爭影響經(jīng)濟波動的內(nèi)在機制提供經(jīng)驗支持.

2 模型設定與數(shù)據(jù)說明

2.1 計量模型設定

結(jié)合上文的理論分析，為了實證研究地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的影響，本文構(gòu)建以下計量模型

gsdi,t=β0+β1comi,t+β2(comi,t)2+χcontroli,t+μi+wt+εi,t，

(1)

上式中i和t分別表示省份和年份，β0表示截距項，εi,t表示隨機擾動項，μi表示個體固定效應，wt表示時間固定效應.被解釋變量gsdi,t表示經(jīng)濟波動；解釋變量comi,t表示地方政府稅收競爭指數(shù)，是核心解釋變量.模型引入地方政府稅收競爭指數(shù)的二次項來考察地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動產(chǎn)生的非線性影響.controli,t包括一系列控制變量，包括金融發(fā)展水平、人力資本水平、貨幣政策沖擊和失業(yè)率.

在完成設定地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的影響的計量模型后，為進一步研究地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的直接影響，以及通過政府支出和資本流動對經(jīng)濟波動的間接影響，本文借助中介效應模型進行檢驗.為研究地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的傳導機制，構(gòu)建以下中介效應模型

mediumi,t=φ0+φ1comi,t+φ2(comi,t)2+χ1controli,t+μi+wt+εi,t，

(2)

gsdi,t=η0+η1comi,t+η2(comi,t)2+χ2controli,t+θmediumi,t+μi+wt+εi,t，

(3)

式(1)表示地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的總效應(一次項系數(shù)β1和二次項系數(shù)β2)；式(2)表示地方政府稅收競爭對中介變量的影響(一次項系數(shù)φ1和二次項系數(shù)φ2)，在本文中，medium分別代表中介變量政府支出和資本流動；式(3)將地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的總效應分解為兩部分，一部分是地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的直接效應(一次項系數(shù)η1和二次項系數(shù)η2)，另一部分是地方政府稅收競爭通過中介變量傳導的中介效應(θ).

2.2 變量說明

2.2.1 被解釋變量

關(guān)于被解釋變量經(jīng)濟波動(gsd)，測度經(jīng)濟波動的指標很多，多數(shù)文獻采用實際GDP增長率的滾動標準差來衡量經(jīng)濟波動，但是該方法沒有剔除時間序列中時間趨勢的影響，因此本文使用HP濾波法從GDP實際增長率中提取波動成分，并對波動項取絕對值，以此來衡量經(jīng)濟波動.另外，本文利用實際GDP增長率的5年滾動標準差來衡量經(jīng)濟波動，以其實證結(jié)果作為穩(wěn)健性檢驗.

2.2.2 核心解釋變量

關(guān)于核心解釋變量地方政府稅收競爭指數(shù)(com)，大多文獻采用稅收收入或財政收入占地區(qū)生產(chǎn)總值之比來衡量地方政府稅收競爭的程度，即地區(qū)實際稅率.但在實際生活中，稅收競爭很少涉及第一產(chǎn)業(yè)，并且農(nóng)業(yè)稅已經(jīng)于2006年全面取消；另外，地方政府稅收競爭主要為要素流動的競爭，主要參與者為地方政府與企業(yè)，因此應該主要考慮企業(yè)負擔的稅種，排除農(nóng)業(yè)稅和個人所得稅等小稅種，更能精確反映企業(yè)真實稅負.本文在參考唐飛鵬等[19]的做法的基礎上，采取地方國內(nèi)增值稅、營業(yè)稅、城市維護建設稅和企業(yè)所得稅四個稅種收入之和占第二、第三產(chǎn)業(yè)增加值之和的比重來計算地區(qū)實際稅率.地方政府稅收競爭呈現(xiàn)“逐底競爭”的態(tài)勢，因此本文采用地區(qū)實際稅率的倒數(shù)來度量地方政府稅收競爭的程度.

2.2.3 控制變量

關(guān)于控制變量.以金融機構(gòu)人民幣各項貸款余額占GDP的比重來衡量金融發(fā)展水平(finance)；以平均教育年限來衡量人力資本水平(edu)，計算公式為

edu=X1×6+X2×9+X3×12+X4×16,

(4)

其中,X1、X2、X3和X4分別表示小學教育程度居民、初中教育程度居民、高中及中專教育程度居民和大專及以上教育程度居民占地區(qū)6歲及以上人口的比重.以GDP平減指數(shù)來衡量貨幣政策沖擊(gdppj)；以各省份城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來衡量失業(yè)率(unemploy).

2.2.4 中介變量

政府支出(gov)是政府為了滿足國家行使職能所需要的支出，基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文采用地方財政一般預算支出與地區(qū)GDP的比值來衡量政府支出.

資本流動(cap)，直接獲取資本流動的數(shù)據(jù)是非常困難的，于是本文采取地區(qū)資本存量的方式來衡量資本流動[20].借鑒張軍等[21]的做法，本文采取永續(xù)盤存法來計算地區(qū)間資本存量，計算公式為

Kit=Kit-1(1-δ)+Iit,

(5)

公式(5)中，δ為經(jīng)濟折舊率，本文中令其值等于9.6%，Iit表示當年投資，選取各省全社會固定資產(chǎn)投資額，前一期的資本存量則是用張軍等[21]計算得到的1997年的資本存量為基礎，得到1998年—2018年省級資本存量面板數(shù)據(jù),采用計算后得到的資本存量與地區(qū)GDP的比值來衡量資本流動.

2.3 數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計

本著數(shù)據(jù)的可獲得性原則，因西藏數(shù)據(jù)大量缺失，本文選取了剔除西藏后的30個省、自治區(qū)和直轄市的1998年—2018年的數(shù)據(jù)作為樣本進行研究.為得到實際值，本文利用全國層面的消費者價格指數(shù)對GDP數(shù)據(jù)進行平減，基期為1997年.對具有異常值的指標，進行縮尾處理.數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒和EPS數(shù)據(jù)庫.變量的描述性統(tǒng)計如表1所示.

從表1可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟周期波動的平均值為0.020，最小值為0.00005，最大值為0.189；地方政府稅收競爭指數(shù)的平均值為1.869，最小值為0.738，最大值為3.338.在樣本期內(nèi)，各變量的離差值較大，說明各省間呈現(xiàn)一定的差異性.

表1 變量的描述性統(tǒng)計

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基準回歸分析

本文依次利用混合回歸、固定效應模型和隨機效應模型對基準模型(式(1))進行回歸，結(jié)果如表2所示，F(xiàn)檢驗的結(jié)果表明固定效應明顯優(yōu)于混合回歸，Hsuaman檢驗表明使用固定效應模型效果較好，因此本文以控制個體和時間的雙向固定效應模型為基礎進行分析.

表2 地方政府稅收競爭與經(jīng)濟波動的關(guān)系

解釋變量被解釋變量混合回歸固定效應隨機效應edu0.031???0.053?0.031???(0.010)(0.027)(0.011)gdppj0.001-0.036???0.000(0.004)(0.012)(0.005)unemploy0.003??0.0030.004???(0.001)(0.002)(0.001)Constant-0.092???-0.021-0.085???(0.029)(0.053)(0.030)N630630630F檢驗P:0.0000HausmanP:0.0000

由表2可以看出，地方政府稅收競爭的一次項為負值，二次項為正值.整體上看，地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動表現(xiàn)為先抑制后加劇的正U型關(guān)系.可以計算出地方政府稅收競爭的臨界值為2.75，即當?shù)胤秸愂崭偁幹笖?shù)低于2.75時，稅收競爭程度的加深能夠減緩經(jīng)濟波動，當?shù)胤秸愂崭偁幹笖?shù)高于2.75時，隨著稅收競爭程度的加深，經(jīng)濟波動將會被加劇.

3.2 中介效應分析

表3給出了中介效應分析.表3中，第二列為地方政府稅收競爭對政府支出的影響，一次項前的系數(shù)為-0.164，二次項前的系數(shù)為0.030，即稅收競爭對政府支出呈現(xiàn)先降低后增加的正U型特征.第三列中政府支出前的回歸系數(shù)顯著，說明中介效應顯著，與此同時，地方政府稅收競爭前的系數(shù)也顯著，說明存在部分中介效應，即稅收競爭對經(jīng)濟周期波動產(chǎn)生直接影響，同時通過政府支出產(chǎn)生間接影響.

表3 中介效應分析

變量政府支出渠道gsdgovgsd資本流動渠道gsdcapgsd年份效應是是是是是是地區(qū)效應是是是是是是Constant-0.021-0.064-0.019-0.021-2.468-0.012(0.053)(0.245)(0.051)(0.053)(3.350)(0.050)N630630630630630630

繼續(xù)分析資本流動的中介效應，表3第五列為地方政府稅收競爭對資本流動的影響，地方政府稅收競爭的一次項前的系數(shù)為1.795，二次項前的系數(shù)為-0.503，且在5%的水平下顯著，說明它對資本流動呈現(xiàn)先加劇后抑制的倒U型特征.第六列中資本流動前的回歸系數(shù)顯著，說明中介效應顯著，與此同時，地方政府稅收競爭前的系數(shù)也顯著，說明存在部分中介效應.地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動有直接影響，同時通過資本流動產(chǎn)生中介效應.

3.3 穩(wěn)健性分析

本文采用更換被解釋變量、更換估計方法和更換樣本范圍三種方式來檢驗基準模型(式(1))的穩(wěn)健性.

在現(xiàn)有文獻中，許多學者采用實際GDP增長率的滾動標準差來衡量經(jīng)濟波動，因此本文采用實際GDP增長率的5年滾動標準差來更換原有被解釋變量.表4中，第一列為更換被解釋變量后的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，地方政府稅收競爭前的一次項系數(shù)為負，二次項系數(shù)為正，依然呈現(xiàn)先抑制后加劇經(jīng)濟波動的正U型特征，與基準實證結(jié)果基本一致.

表4 穩(wěn)健性檢驗

在利用固定效應模型進行回歸分析時，如果樣本數(shù)據(jù)存在橫截面依賴的特征，估計值的有效性將會降低.帶有Driscoll-Kraay標準誤的固定效應模型能夠克服一定程度的橫截面依賴和異方差，因此采用帶有Driscoll-Kraay標準誤的固定效應模型進行估計，結(jié)果表明地方政府稅收競爭與經(jīng)濟波動依然呈現(xiàn)正U型的關(guān)系，與基準回歸結(jié)果基本一致.

2008年的全球金融危機對我國宏觀經(jīng)濟造成了不小的沖擊，這可能會影響地方政府稅收競爭對經(jīng)濟周期波動的實證結(jié)果，因此樣本剔除2008年后再進行回歸分析，結(jié)果顯示，地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動依然呈現(xiàn)正U型的特征，與基準回歸結(jié)果保持一致.

3.4 異質(zhì)性分析

中國經(jīng)濟進入新常態(tài)發(fā)展時期以來，區(qū)域經(jīng)濟格局出現(xiàn)了新的趨勢，即南方與北方的經(jīng)濟分化現(xiàn)象.2007年至2012年間，南北方的經(jīng)濟增速差額基本穩(wěn)定在0.5%之內(nèi)，然而，從2013年開始，經(jīng)濟增速的差額開始擴大，從整體上來看，北方經(jīng)濟水平連續(xù)五年低于南方地區(qū)，從當前的實際情況來看，這種差距很有可能維持甚至進一步擴大.根據(jù)地理視角，將西北、東北和華北13個區(qū)域作為北方，剩余17個地區(qū)作為南方，并且剔除2008年經(jīng)濟危機的沖擊，進一步研究中國南北方地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動影響的差異.

南北方的回歸結(jié)果如表5所示.在北方地區(qū)，地方政府稅收競爭的一次項前的系數(shù)為負，二次項前的系數(shù)為正，回歸結(jié)果與全國層面回歸結(jié)果保持一致，表明在北方地區(qū)，地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的影響也呈現(xiàn)先抑制后加劇的正U型特征，并且是顯著的；在南方地區(qū)，雖然地方政府稅收競爭的一次項前的系數(shù)也為負，二次項前的系數(shù)為正，但是并不顯著.可以看出地方政府稅收競爭對經(jīng)濟波動的影響在北方地區(qū)更為顯著.

表5 分地區(qū)地方政府稅收競爭和經(jīng)濟波動的關(guān)系

南方地區(qū)地方政府所參與的效率導向的競爭活動有助于培養(yǎng)出自主經(jīng)營、自負盈虧的競爭市場主體，改革先行地區(qū)的“小政府、大社會”的地區(qū)政府治理體系很好地印證了這一點.然而，一個產(chǎn)權(quán)明晰的競爭市場主體又能反過來限制政府的行動，并在一定程度上減緩政府干預的效果.另外，相較于南方地區(qū)，北方地區(qū)的要素存量較少，投資空間更大，降低實際稅率對于要素吸引的邊際能力更強，因此，北方地區(qū)政府進行的稅收競爭將會對本地區(qū)經(jīng)濟運行帶來更明顯的影響.

4 結(jié)論和政策建議

本文利用1998年—2018年間省級面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了地方政府稅收競爭與經(jīng)濟波動的正U型關(guān)系，并采用中介效應模型檢驗了地方政府稅收競爭通過政府支出、資本流動影響經(jīng)濟波動的傳導機制.最后，為考察不同地區(qū)稅收競爭對經(jīng)濟波動的影響，分南北地區(qū)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)相較于南方地區(qū)，稅收競爭在北方地區(qū)對經(jīng)濟波動的影響更顯著.

各地區(qū)稅收競爭程度應該控制在科學合理的范圍內(nèi)，地方政府進行稅收競爭的源頭來自于我國的政府治理制度，只有進一步優(yōu)化政府治理體制，才能夠防范地方政府之間出現(xiàn)惡性的稅收競爭.因此，考慮到我國目前現(xiàn)狀，本文給出以下建議.

第一，優(yōu)化中央與地方事權(quán)財權(quán)分配.財權(quán)上移以及事權(quán)下沉使地方政府承擔了更多的財政壓力，因此引起了地方政府通過稅收手段爭奪稅基.中央政府應根據(jù)地方政府所承擔的事務來測算地方的財政缺口，合理分配財權(quán)，并對地方進行相應的轉(zhuǎn)移支付，保障地方政府提供公共服務的質(zhì)量.與此同時，要在地方和中央之間合理劃分事權(quán)，制定配套制度，保障地方政府的稅收征收效率并培育地方主體稅種，為發(fā)展地方經(jīng)濟、提高公共服務水平打下基礎.

第二，完善現(xiàn)有地方干部的考核標準.以經(jīng)濟績效為主要指標的考核方式激發(fā)了地方政府的熱情，為推動經(jīng)濟發(fā)展提供了強大的動力，并一舉實現(xiàn)了我國經(jīng)濟40年的高速增長.與此同時，這種高速發(fā)展的背后也帶來了一些問題，包括環(huán)境污染、地方保護主義、區(qū)域發(fā)展不平衡等.當前進入經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展階段，我國應該完善地方政府考核指標，淡化“唯GDP”的考核體系，增加環(huán)境保護、民生文化等指標，并且要根據(jù)不同地區(qū)，不同時期設置各有側(cè)重、各有特色的考核指標與發(fā)展目標，追求經(jīng)濟發(fā)展的高質(zhì)量與可持續(xù)性，并且與社會發(fā)展的多維目標保持協(xié)調(diào)一致.

第三，深化地方政府間合作關(guān)系.地方官員的行為常常是具有“溢出效應”的，即本地區(qū)官員的行為直接影響其他地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，溢出效應可以是正的，也可以是負的.在存在“溢出效應”的情況下，激勵地方政府官員去做有利于本地區(qū)發(fā)展的事情，而對于本地區(qū)收益少于競爭地區(qū)或者本地區(qū)無收益的情況，本地區(qū)官員的積極性將會下降.因此，中央政府應該主動承擔協(xié)調(diào)的責任，建立一個地區(qū)間合作的協(xié)調(diào)機構(gòu)，打破地方保護主義，實現(xiàn)要素的自由流動，建立完善統(tǒng)一的國內(nèi)大市場.