我國地方政府間稅收競爭的空間計量分析

馬蔡琛　鄭改改

摘要：由于生產要素的流動性，地方政府往往會受到空間地理上鄰近地區稅收政策的影響。通過空間計量面板數據模型與1998—2010年的省際面板數據分析研究顯示，我國各省在企業和個人所得稅方面，存在明顯的稅收競爭，地方政府間的所得稅競爭顯著，呈現空間策略互補的特征。

關鍵詞：稅收競爭；空間計量分析；省際面板數據；地方政府

中圖分類號：F810.42 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2014）05-0087-06

隨著我國市場開放度與地區關聯性不斷增強，生產要素流動與重組日益深化，客觀上加劇了地方政府間的稅收資源競爭。我國稅法對特定區域、出口、高科技、中小企業等提供的各類稅收優惠政策，也使地方政府具有一定的稅收競爭空間。由于生產要素的流動性，地方政府在采行某項稅收政策時，往往受到空間地理上鄰近地區政策的影響。本文對政府間稅收競爭的空間計量分析，采用省級面板數據和Matlab空間計量軟件，根據數據分析結果建立空間計量面板數據模型，進而探討地方政府稅收競爭的策略互動模式。

一、文獻綜述

在發達市場經濟國家，地區間稅收競爭的研究由來已久。Tiebout（1956）較早關注了地區間競爭問題，在其之后相關研究日益深化。其中，進入21世紀以來的稅收競爭研究主要包括：Brueckner和Saavedra（2001）①、Hernandez-Murillo（2003）、Coughlin（2006）、Jacobs（2007）等的研究結果，與早期研究結論類似，認為稅收競爭中存在策略互補特征，有所不同的是以彈性系數度量的競爭程度存在差別，近期研究則更側重于具體稅種的分析。Hettich和Winer（1999）揭示了稅收競爭中的策略替代證據；而Rork（2003）、Frederiksson等（2003）、Chirinko和Wilson（2007）②則發現了混合結果。上述文獻大多基于美國的數據展開研究，且多使用空間滯后模型，即認為地方政府間的稅收競爭存在空間關聯性。此外，還有利用歐洲各國的數據展開的研究（如表1所示）。

表1的研究表明地方政府間稅收競爭存在著空間策略互補的特征，且競爭程度較為顯著。上述研究中多使用稅收反應函數③，這與本文使用的空間計量面板數據模型存在一定相似性，但西方學者的研究變量多為稅率，而依據中國的現實，地方政府通常缺少稅率的決定權，較適合的變量是稅收負擔水平（即地區稅收收入/GDP）。

國內對于地方政府間稅收競爭的研究，最近幾年才開始興起。由于我國稅收立法權高度集中，討論地區間的策略性征稅行為存在一定的困難。近年來，政府間稅收競爭的國內研究主要有：沈坤榮、付文林（2006）運用空間滯后模型，分析了中國政府間稅收競爭呈現空間策略替代性特征④，但因截面數據使用的樣本量過少，實證分析的結果存在某些不穩定性。解堊（2007）選用1997—2004年30個省的面板數據，得出省級政府間稅收競爭存在空間策略互補特征，李聆佳（2008）利用省級面板數據也得出了同樣的結論。李永友、沈坤榮（2008）用2005年的截面數據與1995年的截面數據對比，發現我國省際稅收競爭呈現策略互補特征，且各省份的稅收競爭程度顯著下降。王守坤、任保平（2008）選取1978—2006年的各省面板數據⑤，利用工具變量法（2SLS），也發現我國政府間稅收競爭表現為策略互補模式。康鋒莉（2008）的研究結果也表明，地理位置上相鄰的省份在稅收競爭上存在策略互補性特征。張宇麟、呂旺弟（2009）采用空間計量模型，對1994—2007年省級面板數據進行回歸，發現省際稅收競爭反應函數斜率為正，說明省際稅收競爭呈現空間策略互補特征。袁浩然（2010）利用1992年和2006年省級截面數據的回歸結果表明，在分稅制之前和之后，我國都存在稅收競爭，且均呈現空間策略互補的競爭模式。袁浩然、歐陽峣（2012）根據1978—2006年的面板數據分析得出，分稅制之后的稅收競爭更為激烈。李文、胡菲菲（2013）運用稅收反應函數對1992—2009年省級面板數據，發現各省之間的稅負水平呈現高度正相關性，即地方政府間的稅收競爭存在空間策略互補特征。

當前國內的政府間稅收競爭研究，主要集中于稅收總量的計量分析，較少涉及分稅種的競爭呈現何種狀態及其成因。本文擬采用空間面板數據模型，分析我國流轉稅（增值稅和營業稅）及所得稅（個人所得稅和企業所得稅）的稅收競爭情況，其研究結論更具精細化特色。

二、我國省際稅收競爭的實證分析

（一）變量和數據來源

本文擬采用Matlab軟件對于1998—2010年我國省級空間面板數據進行分析，并利用計量結果，討論地方政府間各稅種的競爭策略互動模式。在模型建立過程中，使用的變量設置如下：

1. 被解釋變量的選取。基于政府治理結構的特殊性，我國的地方政府甚少稅率決定權，稅收競爭主要通過各種非稅政策來體現，故本文以各稅種的稅收負擔水平來代替稅率，重點考察稅收總額、增值稅、營業稅、企業所得稅及個人所得稅的稅收競爭情況。其中，總體稅收負擔水平采用各省稅收收入占當年GDP的比重來表示，記為fis_gdp；增值稅的負擔水平用各省的增值稅收入占當年GDP的比重來表示，記為vat_gdp；營業稅、企業所得稅及個人所得稅的負擔水平計算方法與增值稅相似，分別記為opt_gdp，eipt_gdp，iit_gdp。各稅種的稅收收入均為預算內收入，GDP為按當年價計算的數值。

2. 解釋變量的選取。解釋變量選取的是影響各稅種的相關因素，主要包括人均實際GDP、人口密度、開放度、城市化水平、固定資產投資比例、人口結構、人力資本水平及產業結構水平。

人均實際GDP是衡量地區經濟發展水平的特征變量，反映當地稅源的豐裕程度；本文研究的時間起點為1998年，故以1998年為不變價并通過GDP平減指數處理后，作為各地人均實際GDP水平，記為pgdp⑥，單位是萬元/人。人口密度是外生的區域特征，反映了公共服務需求規模的大小，以地區人口總數/地區面積，記為pop_den，單位是萬人/平方公里。開放度表示一個地區的經濟開放水平，用進出口總額占當地當年GDP的比例表示，記為open。城市化水平采用非農業人口/當地總人口數的比例來表示，記為urban。固定資產投資比例采用全社會固定投資占當年GDP的比例來表示，記為invest。人力資本水平體現為高校在校生占當地總人口的比例，記為SS。人口結構以青年撫養率（0-14歲人口數/15-64歲人口數）和老年撫養率（65歲以上人口數/15-64歲人口數）來表示，分別記為youth和old。我國的稅收主要來源于二、三產業，且第一產業對于稅收收入的貢獻日益減少，因此產業結構用第一產業產值占GDP的比重來表示，記為first。endprint

3. 空間權重矩陣的選取。空間權重矩陣的設立方法，不僅有針對鄰接、距離的權重建立方法，也有關于經濟變量的經濟權重矩陣以及其他復雜的組合形式。但因經濟權重矩陣會導致模型的內生性，0，1權重矩陣則存在一定的局限性⑦，因此，本文采用基于空間地理距離的空間權重矩陣。其具體形式為：

wij=■ i≠j0 i=j （i=1，2，…，28；j=1，2，…，28）（1）

其中，dij為地區i的省會城市和地區j的省會城市之間的直線距離。這是依據Toler（1970）的地理學第一定理（First Law of Geography）而設立的，即任何事物在空間上均是相關的：距離越近，關聯程度越強；反之，距離越遠，關聯程度越弱。本文重點關注各地區基于空間距離因素而產生的稅收競爭策略互動模式。

本文選用1998—2010年的面板數據，基于數據完整性，暫未包括西藏自治區和海南省的數據，并將四川省和重慶市合并考慮。數據來源于《中國統計年鑒》《中國財政年鑒》《中國稅務年鑒》《中國人口和就業年鑒》等官方數據。

三、分稅種的稅收競爭策略互動模式的實證分析

首先，根據省級面板數據進行空間自相關檢驗，采用常用且結果較穩定的Morans I指數檢驗，判斷分稅種是否存在空間相關關系及相關程度；其次，判斷空間計量模型的形式：采用普通最小二乘法（OLS）對數據進行計量分析，并在此基礎上進行LM檢驗，根據結果選擇合適的空間計量模型；第三，判斷面板數據模型的形式，主要采用Hausman檢驗，探究固定效應或隨機效應模型的選擇；最后，基于以上模型設計，構造空間面板模型并展開計量檢驗和結果分析。

（一）空間自相關檢驗

通過對各稅種負擔水平的空間相關關系進行初步檢驗，觀察是否存在空間相關關系（依賴性或異質性），以及相關關系的大小和顯著性程度。本文采用Morans I指數檢驗⑧，對于各稅種的空間自相關檢驗結果如表2所示：

表2顯示了省際宏觀稅負水平之間的Morans I指數為0.101，且Z統計量的P檢驗值為0，表明前述28個省份的宏觀稅負水平，在空間分布上具有顯著的正相關關系（空間依賴性），某一地區的稅收負擔水平會受到位置相近地區的正向影響。同時，增值稅、企業所得稅及個人所得稅的稅負水平在空間上也存在顯著的正相關性，但營業稅在空間上的相關性不顯著。這表明對于我國各地稅收負擔水平的研究中，不能僅從時間維度考慮，也應考慮地理空間上的相關性。

（二）空間計量模型的選取

空間計量模型包括空間滯后模型、空間誤差模型和混合模型。在實際運用當中，通常使用的是前兩種⑨。通常，根據Anselin的判斷準則⑩進行選擇，使用的方法是LM檢驗。在Matlab中，首先應用普通最小二乘法（OLS）對數據進行計量分析，得出LM的統計量及其顯著性結果（如表3所示）。

表3中LMLAG檢驗的原假設為變量之間不存在空間滯后關系，LMERR檢驗的原假設為變量的誤差項之間不存在空間滯后關系，若統計量顯著，則表明拒絕原假設（即變量之間或變量的誤差項之間存在空間滯后關系）。R-LMLAG和R-LMERR是原假設穩健性的檢驗。根據模型判定準則，宏觀稅負的LMLAG比LMERR顯著，同時，R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，政府間的宏觀稅負水平存在空間滯后關系。因而，在選取模型時，比較適合采用空間滯后模型。同樣，我們分析選取的增值稅、營業稅、企業所得稅和個人所得稅的稅負水平之間也存在空間滯后關系，同樣更適合使用空間滯后模型。因此，本文對模型（1）—（5）采用的空間計量模型，均為空間滯后模型。

（三）面板數據模型的選取

我們使用Hausman檢驗結果，來判定固定效應模型和隨機效應模型的選取。{11}對所收集的空間面板數據進行分析，得到如表4所示的檢驗結果：

表4的Hausman檢驗結果中，5個變量的小概率P值均小于1%的顯著性水平，拒絕“使用隨機效應更好些”的原假設，因此應選擇固定效應模型分析面板數據。

（四）模型建立及實證檢驗結果

基于上述分析，本文選取空間滯后模型及固定效應面板數據模型，即固定效應的空間滯后面板數據模型。根據前文選取的解釋變量和被解釋變量，模型構造如下：

y=？琢+？籽Wy+x1lnpgdp+x2first+x3invest+x4urban+x5SS+x6youth+x7old+x8lnpop_den+x9open+？著 （2）

其中，y是被解釋變量向量，包括宏觀稅負水平和增值稅、營業稅、企業所得稅和個人所得稅的稅負水平。xj，j=1，2，…，9為各自變量的系數。？籽是稅收反應系數，若？籽>0且顯著，則表明政府間的稅收競爭存在空間策略互補特征，即采取相同方向的稅收政策；若？籽<0且顯著，則表明政府間的稅收競爭存在空間策略替代特征，即采取方向相反的稅收政策；若？籽=0或？籽不顯著，則表明政府之間不存在稅收競爭或稅收政策是獨立或隨機的，不存在空間上的相關性。

將1998—2010年間28個省（自治區、直轄市）的數據，在空間滯后面板數據模型中進行分析，得到回歸結果（如表5所示）。固定效應的空間滯后面板數據模型得出的結果，較之OLS方法得出的結果，擬合優度具有明顯改進，且對數似然值均較大，說明采用空間面板數據模型的估計結果比較可信。

2002年以來，我國的企業所得稅和個人所得稅在中央與地方間的分享方式發生了變化，針對這一變化對政府間稅收競爭的影響，將企業所得稅和個人所得稅分為1998—2001年和2002—2010年兩個時期來加以分析。模型的建立方式和模型（2）一樣{12}，得到適合的模型同樣是空間滯后面板數據模型，表6是兩個時期內企業所得稅和個人所得稅的回歸結果{13}。endprint

（五）回歸結果的分析

1. 空間滯后變量系數的解釋。表5的回歸結果顯示，我國省際總宏觀稅負、企業所得稅及個人所得稅的空間滯后變量的系數顯著為正，而增值稅和營業稅的空間滯后變量的系數不顯著。這表明我國各省之間在總體稅收和所得稅（企業所得稅和個人所得稅）方面，存在比較明顯的稅收競爭，且表現為空間策略互補模式。周邊省份宏觀稅負的變動會正向地影響該省的政府稅收決策。同時，省際增值稅和營業稅等流轉稅的稅收競爭較弱，而企業所得稅和個人所得稅的稅收競爭較強。造成這種結果的原因，大致有以下幾個方面：

增值稅作為中央和地方共享稅，地方政府所占份額較少。作為中央財政收入的主要來源之一，我國增值稅的制度建設也比較完善，其優惠政策主要體現在農業和資源綜合利用行業、文化產業等方面，對于稅收收入的影響并不是特別明顯。地方政府在增值稅方面的競爭渠道較少且效果相對不顯著，因而增值稅的競爭也就相對較少。

營業稅不同于增值稅和企業所得稅，基本上是完全意義上的地方稅種，且收入較為穩定。在地區間稅收競爭中，營業稅的競爭對地方財政收入變化影響很大，且更易進行有針對性的操作，導致地方政府在營業稅收入上難免出現惡性競爭。這會導致社會福利損失及財政收入乏力，從而抵消其收益效應。對于較為成熟的地方政府而言，在運用營業稅競爭時會比較謹慎，在實際中，反而不會過多地受相鄰地區政策變化的影響。

企業所得稅作為中央與地方共享稅，也是地方財政的重要收入來源。地方政府為實現利益最大化，吸引外部資金流入，會對企業和資本實行稅收優惠制度或投資配套優惠措施。合理的企業所得稅會提高當地的資本存量，增加社會產出和經濟效益，提高產業資本的流動性及集聚力，創造更多就業機會。考慮到企業所得稅競爭的有益效果，同時國家對于引進資本也有相應的優惠措施，地方政府會積極運用這些措施。

個人所得稅從2002年起也成為中央和地方共享稅，其主要來源是技術工人和高收入人群，明智的地方政府為了吸引這些專業人才，往往采取各種政策來降低其實際稅負。就勞動力流動而言，高收入群體更加注重邊際稅率的高低，且遷移成本較低。目前，中國正處于產業結構深度調整過程中，各地均致力于吸引人才，通過設法降低個人實際邊際稅負，突出個人所得稅的稅基拓展效應。

從表6的回歸結果可以發現，2002年前，企業所得稅和個人所得稅的稅負水平的空間滯后變量數值不顯著。2002年后，相應空間滯后變量的系數顯著為正。這表明2002年后各省在企業所得稅和個人所得稅的稅收競爭中，呈現空間策略互補特征（即某省的稅收政策會受到空間上鄰近地區稅收政策的正向影響），政府間的所得稅競爭變得更加顯著。

綜上所述，地方政府間流轉稅的稅收競爭不明顯，而所得稅的競爭比較顯著，且表現為空間策略互補特征。

2. 對于重要解釋變量的解釋。人均實際GDP和經濟開放度與宏觀稅負水平、營業稅、企業所得稅及個人所得稅的稅負水平之間系數均顯著為正。其原因在于，經濟開放度高或者較富裕地區的稅源較為豐富，導致稅收占GDP的比重也較高。

第一產業比重的提升，會顯著降低增值稅的稅負水平，提高營業稅的稅負水平，表明我國增值稅和營業稅的稅負水平，受產業結構變化的影響較大。

社會固定資產投資比例的提高，將降低增值稅和企業所得稅的稅負水平，提升營業稅的稅負水平。根據我國固定資產投資的現狀，受影響的稅種主要包括建筑安裝營業稅等相關稅收，其比例的上升會導致營業稅收入增加，進而提高稅負水平。同時，增加社會固定資產投資，會增加政府的支出，在廣義上可能會減少企業留利，導致相應稅種的稅負下降。

城鎮化程度會顯著降低企業所得稅的稅負水平。在城鎮化過程中，政府為了吸引更多外部資金流入，推進地區產業集聚，會借助企業所得稅優惠政策，降低企業的投資成本，從而降低了企業所得稅的稅負水平。

人口密度增大會提高稅負水平，這表明人口密度對于社會產出的影響，大于對公共產品需求的影響水平。人口結構年輕化將提升宏觀稅負水平以及營業稅和企業所得稅的宏觀稅負水平，降低增值稅的稅負水平。人口結構的老齡化會顯著提高增值稅、營業稅的稅負水平，降低企業所得稅的稅負水平。人口老齡化不僅意味著勞動力的減少，也意味著政府的支出增加，因此，各級地方政府應采取有效措施，妥善應對日趨嚴重的人口老齡化問題。

注釋：

①Brueckner和Saavedra（2001）利用美國波士頓地區的70個城市的數據，對地區間財產稅的策略性進行分析，采用的是空間滯后模型。

②Chirinko和Wilson（2007）利用美國48個州在1969—2004年的面板數據，研究資本稅政策的決定因素。

③稅收反應函數：ti=？茁0+？茁1■wijtj+？茲Xi+？滋i，其中？茁0、？茁1、？茲是未知的參數，？茁1是反應函數的斜率，反映地區間稅收競爭的強度。wij是空間權重矩陣的元素，反映其他地區j的稅率對地區i的稅率的相對重要性，Xi是地區i的其他社會經濟特征變量。

④稅收競爭呈現空間策略互補特征是指，地方政府在稅收競爭時，采取的是相同方向的稅收政策；稅收競爭呈現空間策略替代特征是指，地方政府在稅收競爭時，采取的是相反方向的稅收政策。

⑤截面數據是采用某特定時點的數據，存在一定的偶然性，可能會使結果與實際存在較大的出入。面板數據是采用某段時間的數據，數據的連續性可以消除特定時點帶來的擾動。同時，面板數據的樣本量一般要遠遠大于截面數據的樣本量，這使得分析結果更為穩定。因此，本文使用的是面板數據，以期更符合實際。

⑥在計量分析時，此處的人均GDP和下文的人口密度，采用的均是對數數據，即lnpgdp和lnpop_den。

⑦由于空間鄰接矩陣認為不相鄰的地區之間不存在相關性，故對Morans I 指數沒有貢獻，與實際情況存在出入。endprint

⑧Morans I的表達式為： Moran′s I=■×■，■=■■xi。若Morans I>0，表示地區之間的觀察值表現為空間正相關關系；若Morans I<0，則表明地區之間的觀察值表現為空間負相關關系；如果Morans I接近于0，則表明地區之間的觀察之間不存在空間自相關關系。同時，另一種檢驗方法為：當Z值為正且顯著（依據P檢驗值的大小判斷）時，表明存在正的空間自相關；反之，則存在負相關。

⑨空間滯后模型（SAR）表達式為：y=？籽W1y+X？茁+？著？著～（0，？滓2IN）；空間誤差模型（SEM）的表達式為：y=X？茁+？孜？孜=？姿W？孜+？著？著～（0，？滓2IN）。式中，y是N×1的向量，代表被解釋變量向量。X是N×K的數據矩陣，代表解釋變量。？籽是空間滯后因變量W1y的系數。？茁反映解釋變量對因變量y變化產生的影響。w1和w均是N×N維空間權重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項？著的空間自回歸過程相關。

⑩Anselin關于空間計量模型的選取準則：如果LMLAG比LMERR更顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則應采用的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG更顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則適合的模型為空間誤差模型。

{11}Hausman的檢驗原理為：將原假設定采用隨機效應的面板數據模型更好些。如果檢驗結果為接受原假設，表明使用隨機效應模型更為合理，而如果拒絕原假設，則應選擇固定效應的模型。

{12}由于篇幅有限，本文對于分時期的模型建立過程省略。

{13}該部分主要是分析2002年前后企業所得稅和個人所得稅的空間滯后變量的變化情況，故在回歸結果中只截取了關于滯后變量的系數和檢驗值以及模型的總體檢驗情況。

參考文獻：

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[6]沈坤榮，付文林.稅收競爭，地區博弈及其增長績效[J].經濟研究，2006，（6）.

[7]王娟，王艷君.地方政府與企業稅收合謀的一個博弈模型[J].湖南財政經濟學院學報，2012，（3）.

[8]王巧玲，毛壽龍.提升稅收執法組織建設的科學化水平[J].理論探索，2013，（3）.

[9]王守坤，任保平中國省級政府間財政競爭效應的識別與解析：1978-2006[J].管理世界，2008，（11）.

[10]鄭尚植.財政競爭、地方政府政策選擇與經濟增長——基于中國省際面板數據的實證研究[J].財經理論與實踐，2012，（1）.

責任編輯、校對：秦學詩endprint

⑧Morans I的表達式為： Moran′s I=■×■，■=■■xi。若Morans I>0，表示地區之間的觀察值表現為空間正相關關系；若Morans I<0，則表明地區之間的觀察值表現為空間負相關關系；如果Morans I接近于0，則表明地區之間的觀察之間不存在空間自相關關系。同時，另一種檢驗方法為：當Z值為正且顯著（依據P檢驗值的大小判斷）時，表明存在正的空間自相關；反之，則存在負相關。

⑨空間滯后模型（SAR）表達式為：y=？籽W1y+X？茁+？著？著～（0，？滓2IN）；空間誤差模型（SEM）的表達式為：y=X？茁+？孜？孜=？姿W？孜+？著？著～（0，？滓2IN）。式中，y是N×1的向量，代表被解釋變量向量。X是N×K的數據矩陣，代表解釋變量。？籽是空間滯后因變量W1y的系數。？茁反映解釋變量對因變量y變化產生的影響。w1和w均是N×N維空間權重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項？著的空間自回歸過程相關。

⑩Anselin關于空間計量模型的選取準則：如果LMLAG比LMERR更顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則應采用的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG更顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則適合的模型為空間誤差模型。

{11}Hausman的檢驗原理為：將原假設定采用隨機效應的面板數據模型更好些。如果檢驗結果為接受原假設，表明使用隨機效應模型更為合理，而如果拒絕原假設，則應選擇固定效應的模型。

{12}由于篇幅有限，本文對于分時期的模型建立過程省略。

{13}該部分主要是分析2002年前后企業所得稅和個人所得稅的空間滯后變量的變化情況，故在回歸結果中只截取了關于滯后變量的系數和檢驗值以及模型的總體檢驗情況。

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責任編輯、校對：秦學詩endprint

⑧Morans I的表達式為： Moran′s I=■×■，■=■■xi。若Morans I>0，表示地區之間的觀察值表現為空間正相關關系；若Morans I<0，則表明地區之間的觀察值表現為空間負相關關系；如果Morans I接近于0，則表明地區之間的觀察之間不存在空間自相關關系。同時，另一種檢驗方法為：當Z值為正且顯著（依據P檢驗值的大小判斷）時，表明存在正的空間自相關；反之，則存在負相關。

⑨空間滯后模型（SAR）表達式為：y=？籽W1y+X？茁+？著？著～（0，？滓2IN）；空間誤差模型（SEM）的表達式為：y=X？茁+？孜？孜=？姿W？孜+？著？著～（0，？滓2IN）。式中，y是N×1的向量，代表被解釋變量向量。X是N×K的數據矩陣，代表解釋變量。？籽是空間滯后因變量W1y的系數。？茁反映解釋變量對因變量y變化產生的影響。w1和w均是N×N維空間權重矩陣，分別與因變量的空間自回歸過程和干擾項？著的空間自回歸過程相關。

⑩Anselin關于空間計量模型的選取準則：如果LMLAG比LMERR更顯著，且R-LMLAG顯著而R-LMERR不顯著，則應采用的模型是空間滯后模型；如果LMERR比LMLAG更顯著，且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著，則適合的模型為空間誤差模型。

{11}Hausman的檢驗原理為：將原假設定采用隨機效應的面板數據模型更好些。如果檢驗結果為接受原假設，表明使用隨機效應模型更為合理，而如果拒絕原假設，則應選擇固定效應的模型。

{12}由于篇幅有限，本文對于分時期的模型建立過程省略。

{13}該部分主要是分析2002年前后企業所得稅和個人所得稅的空間滯后變量的變化情況，故在回歸結果中只截取了關于滯后變量的系數和檢驗值以及模型的總體檢驗情況。

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責任編輯、校對：秦學詩endprint