中國八大城市群橫向稅收競爭機制識別與策略評估

程風雨

【摘要】分稅制下地方政府間稅收競爭是推動我國經濟快速增長的重要動力。 基于地方政府橫向稅收競爭策略的演化博弈模型， 利用八大城市群面板數據， 通過構建靜態空間自回歸模型、單區制空間杜賓模型和兩區制空間杜賓模型， 對我國橫向稅收競爭機制與策略行為進行定量識別。 我國城市群在總體稅收、增值稅和企業所得稅上均存在顯著的正向空間競爭關系; 城市群地方政府間稅收競爭策略存在顯著不同， 總體稅收呈現出差異化競爭特征， 而增值稅和企業所得稅則具有標桿競爭特征; “競高”和“競低”效應并存于增值稅和企業所得稅的標桿競爭之中， 但增值稅稅收競爭是以“競低”效應為主， 而企業所得稅稅收競爭則主要表現為“競高”效應。

【關鍵詞】城市群;稅收競爭;經濟增長;空間杜賓模型

【中圖分類號】F812? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）20-0144-10

一、引言與文獻綜述

地方政府間稅收競爭是我國經濟快速增長的主要推動力[1，2] 。 現行分稅制的制度安排驅動地方政府加速投資行為， 地方政府通過稅收優惠、減免收費或者稅收先征后返等方式展開稅收競爭， 提高地方投資競爭成功的可能性， 進而推動本地區經濟增長。 黨的十九屆五中全會明確指出， 要“發揮城市群輻射帶動作用， 優化發展京津冀、長三角、珠三角三大城市群”， 中心城市和城市群正在成為承載我國經濟高質量發展要素的主要空間載體; 而優化行政區劃設置， 有效發揮中心城市和城市群帶動作用將是完善我國新型城鎮化戰略的關鍵所在。 這一定位映射在我國地方稅收實踐上， 則意味著城市群要更加充分地發揮市場機制的作用， 引導要素更多地向中心城市和城市群集聚， 城市群地方政府在擁有更多經濟自主權的同時， 也形成了巨大的稅收競爭空間， 因而城市群已成為探討我國地方政府橫向稅收競爭機制較為合適的層級。

從Tiebout[3] 開始， 國外學者逐漸構建起系統的稅收競爭理論， 并將稅收競爭界定為地區間為了爭奪流動稅基而競相降低稅率的政府自立互動行為。 后來有學者研究發現， 競爭均衡下的稅率接近于零會導致經濟效率損失， 使得稅收競爭演變為逐底競爭的惡性競爭[4，5] 。 基于上述稅收競爭理論， 國內學者構建的官員晉升錦標賽理論為我國橫向稅收競爭行為提供了一種可能的理論基礎[6] ; 隨后研究發現我國省級地方政府間存在橫向稅收競爭[7-9] ， 且地方政府稅收負擔具有顯著的正向空間相關性[10] 。

雖然有研究表明地方政府間稅收競爭也會導致諸多不良經濟社會后果[11，12] ， 但是稅收競爭依然是地方政府競爭的主要形式之一。 而且， 目前研究更多關注的是省級政府間稅收競爭的增長效應， 只有較少學者探討省級以下層級政府間稅收競爭的存在性問題， 所得結論也莫衷一是[13-15] 。 特別是在2002年企業所得稅改革以及實行“營改增”之后， 中央通過國稅部門統一管理地方所得稅的繳納， 地稅部門職能進一步弱化， 地方政府間橫向稅收競爭的存在性更是值得商榷[16] 。 然而， 現有關于我國地方政府間橫向稅收競爭的研究較少涉及城市群層面， 其稅收競爭的存在性也普遍缺乏實證經驗支持。 因此， 以我國主要城市群政府間稅收競爭為研究對象， 全面探究其存在性、類型以及程度等問題具有重要的理論及現實意義。

與既有研究相比， 本文可能存在三個方面的邊際貢獻： ①聚焦我國八大城市群， 實證檢驗地方政府間橫向稅收競爭機制與識別問題; ②已有文獻的實證模型主要是依托稅收競爭反應函數測度稅收競爭策略行為， 且均未足夠重視經濟增長對橫向稅收競爭策略的影響， 本文從稅收競爭增長效應維度出發， 通過考察稅收競爭的演化博弈過程復現地方政府間稅收競爭發生機制， 并采用空間面板杜賓模型（Spatial Durbin Model， SDM）加以經驗識別; ③已有研究通常是通過空間自回歸模型（Spatial Auto-Regression Model， SAR）的空間滯后項系數來判斷稅收競爭是標桿競爭還是差異化競爭， 認為標桿稅收競爭效應會表征為“競低”或“競高”， 但均未能具體細分識別“競低”與“競高”這兩種效應， 且沒有涉及對省級以下層級地方政府“競低”或“競高”兩種效應的定量分析。 本文通過構建稅收競爭增長效應模型和兩區制空間面板模型， 對我國城市群地方政府間稅收競爭策略性特征及程度， 尤其是非對稱效應逐一進行對比分析和驗證。

二、理論分析與研究假說

（一）城市群地方政府間橫向稅收競爭存在性及動因

雖然較省級政府而言， 市級政府沒有更多的稅收征管權， 但在市場經濟條件下， 我國城市政府間仍然具有開展稅收競爭的內在必然性。 一方面， “上下分治”的治理體制給予城市政府很大的自主性。 20世紀80年代建立的財政包干制， 使得地方政府通過財政收支和轉移支付來實現其公共性和強制力[17] ， 建立了以地方競爭為內在特征的經濟發展模式。 雖然1994年的分稅制改革將部分地方財政權收緊到中央， 但地方競爭的發展模式并未發生根本性改變[18] ， 城市及以下地方政府反而有更大的動力， 通過更加隱形的稅收競爭形式（如稅收返還、免稅期等）， 來吸引更多經濟社會發展資源。 另一方面， 自利性競爭行為是地方政府發展的原動力之一， 地區經濟增長仍是目前地方政府政績考核的重要指標， 也與地方主政官員的晉升密切相關。 由于人力、資本、技術等存量生產要素是稀缺有限的， 加之企業也會“用腳投票”選擇有利于自身利益最大化的地區生產環境， 在GDP政績考核壓力下， 為了維持地方經濟增長水平， 地方政府仍有巨大動力通過稅收競爭吸引要素資源與稅收來源。 因此， 在我國當前以分稅制為主的財政分配體制、晉升錦標賽與流動性資源爭奪雙重目標導向的驅動下， 城市政府可能對利己利人的稅收策略的合作動力不足， 卻依然會主動采取促進本地區經濟發展和不利于競爭對手所在地區發展的稅收競爭手段。 考慮到城市群在我國未來區域經濟社會發展中所具有的引領帶動作用， 本文提出如下研究假說：

H1： 我國城市群地方政府間存在橫向稅收競爭行為。

（二）城市群地方政府間稅收競爭的策略互動： 基于演化博弈的推演

從關于地方政府間稅收競爭策略的既往研究文獻中可以看到， 從理論上講， 較多是假定開展稅收競爭的政府其博弈方式符合完全理性人假設， 這與現實博弈存在一定脫節。 在政策實踐中， 博弈雙方往往很難做到完全理性， 而其做出的策略選擇更多的是針對現實狀況， 不斷調整修正后的動態博弈結果。 遵循這個邏輯思路， 采用有限理性的演化博弈來理論推演地方政府間的稅收競爭行為更加貼近現實， 更具針對性。 簡而言之， 地方政府作為政策博弈方， 在有限理性的情況下可以開展相互學習的迭代演進型博弈政策行為。 據此， 本文對稅收競爭策略調整采用復制動態模型加以模擬驗證。

由于我國處于社會主義初級階段， 經濟社會發展的非均衡性特點還較為明顯， 因此本文將相鄰的地方政府設定為博弈雙方， 其博弈策略相應為強化或弱化稅收競爭手段。 當地方政府積極開展稅收競爭如執行稅收優惠或者稅收補貼政策時， 就能夠在一定程度上吸引更多生產要素進入本地， 從而促進當地經濟社會發展; 當地方政府未強化稅收競爭手段或者執行稅收競爭政策的力度和廣度與實際需求存在差距時， 稅收競爭并未成為一種吸引外資、技術等生產要素的政策手段， 有時甚至會阻礙當地經濟社會發展。

假定地方政府A和地方政府B相鄰并進行稅收競爭策略的博弈， 兩個相鄰地方政府的策略選擇包括強化稅收競爭政策和弱化稅收競爭政策， 其策略集為{強化， 弱化}。 設地方政府A的稅收競爭社會成本為CA， 具體涵蓋了強化稅收競爭的政策成本和經濟影響。 其中政策成本是指地方政府強化稅收競爭手段時投入的人力、物力和財力等要素成本， 而經濟影響則是地方政府強化稅收競爭時給所轄區域經濟發展造成的負面影響， 比如減少或者疏忽科教文衛等非生產性公共物品的有效供給。 令EA為地方政府A強化稅收競爭政策時所轄區域內的經濟增長效應， PA為地方政府A弱化稅收競爭政策時所轄區域內的經濟增長效應， CB、EB和PB分別為地方政府B的相關指標。 為反映地方政府間稅收競爭策略的外部性， 本文進一步設α和β分別為地方政府A和B對彼此的外部溢出效應系數。 據此， 本文依托上述基本假定， 構建了地方政府間稅收競爭博弈的支付矩陣， 具體見表1。

在地方政府A群體中， 設定強化稅收競爭政策的地方政府占比為x， 相應的弱化稅收競爭政策的地方政府占比則為1-x。 同理， 在地方政府B群體中， 設定強化和弱化稅收競爭政策的地方政府占比分別為y和1-y。 進一步地， 通過復制動態方程， 本文對有限理性條件下地方政府A和B之間的重復博弈過程進行數理模擬。 在地方政府A群體中， 強化和弱化稅收競爭政策的地方政府期望收益分別為UA1和UA2， 則：

UA1=y（-CA+EA+βEB）+（1-y）（-CA+EA-βPB） （1）

UA2=y（-PA+βEB）+（1-y）（-PA-βPB）? （2）

地方政府A群體的平均期望收益為：

UA=xUA1+（1-x）UA2? （3）

地方政府A強化稅收競爭政策的復制動態方程為：

F（x）=[dxdt]=x（UA1-UA）=x（1-x）（PA+EA-CA）

（4）

同理， 在地方政府B群體中， 強化和弱化稅收競爭政策的地方政府期望收益分別為UB1和UB2， 則：

UB1=x（-CB+EB+αEA）+（1-x）（-CB+EB-αPA） （5）

UB2=x（-PB+αEA）+（1-x）（-PB-αPA）? （6）

地方政府B群體的平均期望收益為：

UB=yUB1+（1-y）UB2 （7）

地方政府B強化稅收競爭政策的復制動態方程為：

F（y）=[dydt]=y（UB1-UB）=y（1-y）（PB+EB-CB）

（8）

其中， PA+EA-CA和PB+EB-CB分別為地方政府A和B強化稅收競爭政策的凈收益。

令F（x）=0， 可以得到地方政府A復制動態方程的納什均衡點分別為x?=0和x?=1。 當PA+EA-CA>0時， F（x）>0， F（0）>0， F（1）<0， x?=1為地方政府A的納什均衡策略; 當PA+EA-CA<0時， F（x）<0， F（0）<0， F（1）>0， x?=0為地方政府A的納什均衡策略。 類似地， 令F（y）=0， 可以得到地方政府B復制動態方程的納什均衡點分別為y?=0和y?=1。 當PB+EB-CB>0時， F（y）>0， F（0）>0， F（1）<0， y?=1為地方政府B的納什均衡策略; 當PB+EB-CB<0時， F（y）<0， F（0）<0， F（1）>0， y?=0為地方政府B的納什均衡策略。

根據地方政府間稅收競爭策略的納什均衡點可知， 地方政府對稅收競爭策略的選擇主要通過權衡稅收競爭的收益和成本來確定。

當稅收競爭的經濟社會增長收益大于成本時， 即地方政府通過稅收競爭， 使用財政返還、稅收折扣等手段來吸引更多生產要素進入本地， 開辦企業發展地方經濟， 以此帶來的經濟收益填補對科教文衛等民生性公共支出， 從而形成“標高競爭”的格局。

當稅收競爭的經濟社會增長收益小于成本時， 即在分權治理結構和以經濟增長為目標的考核制度下， 地方政府對地方經濟利益的短期逐利加劇了稅收競爭的激烈程度， 破壞了稅收中性， 特別是扭曲了區域資源配置以及產業結構， 阻礙了地方經濟的發展， 從而形成“逐底競爭”的格局。

需要強調的是， 地方政府間稅收競爭政策存在較為明顯的空間外溢效應， 即當地方政府強化稅收競爭政策時， 不僅會讓本地區受益， 也要承擔相鄰地區實施稅收競爭策略所帶來的正向或負向溢出效應， 加之各地區對流動性資源的稅收競爭激勵千差萬別， 地方政府可能選擇不同的稅收競爭策略， 從而形成“差異化競爭”格局。

根據以上分析， 提出如下研究假設：

H2： 我國城市群地方政府間稅收策略性競爭涵蓋標高競爭、逐底競爭和差異化競爭。

H3： 我國城市群地方政府間稅收標桿競爭中多種效應并存， 既有“競高”也有“競低”， 且存在主導作用的差別。

三、模型構建與變量選取

（一）計量模型設定

根據前文的迭代演進型博弈的推演邏輯， 本文借鑒傳統的稅收競爭空間反應函數， 將地方政府間稅收競爭策略行為納入地區經濟增長研究框架， 考慮到稅收競爭會產生空間溢出效應， 因此定義函數形式如下： Y=F（TAX，Z，TAX?）。 其中， TAX?代表稅收競爭的空間外溢效應， 此時使用非空間下的估計方法將導致一定的估計偏誤問題。 因此， 本文首先擬采用SAR初步檢驗我國城市群地方政府間稅收競爭的存在性， 并構建如下待估實證模型：

TAXit=ρWTAXit+βX+μi+σt+εit （9）

式（9）中， ρ為H1主要關注的系數。 根據H1， 預期其存在顯著性， 這意味著我國城市群地方政府間存在橫向稅收競爭行為。

然后， 本文根據H2， 藉由稅收負擔和稅收負擔空間滯后項的系數來判斷地方政府間稅收競爭策略的類型， 引入能有效解決內生性問題的SDM， 進而構建單區制SDM的基本函數形式如下：

GDPit=ρ1WGDPit+β1TAXit+λ1WTAXit+

β2Xit+λ2WXit+μi+σt+εit? ?（10）

式（9）和式（10）中包含兩類有待解釋的變量參數。 一是變量的含義。 其中， GDPit為城市i在年份t的GDP總額， TAXit為城市i在年份t的稅收競爭， Xit為城市i在年份t的一系列控制變量， W為經過標準化處理的空間權重矩陣。 考慮到空間權重矩陣在空間計量模型中的關鍵地位和重要作用， 后文將會專門對W的設置加以闡述。 二是估計參數的含義。 其中， ρ和ρ1分別為稅收競爭與經濟增長兩個變量的空間自回歸系數， β1反映了稅收競爭對地區經濟增長的影響， λ1用來捕捉稅收競爭的空間溢出， β和β2分別表示其他控制變量對地區稅收競爭和經濟增長的影響， λ2表示其他控制變量的空間溢出， μi和σt分別代表個體效應和時間效應， εit為SDM的隨機誤差項。

進一步地， 結合前文演化博弈的相關邏輯， 通過考察對比β1和λ1的正負及大小， 可以綜合有效地識別出城市稅收競爭策略的類型， 具體見表2。

對于表2， 可以從以下兩個角度來理解其要義： 首先， 如果β1>0且通過顯著性檢驗， 則意味著稅收競爭將促進本地區經濟增長， 反之， 如果β1<0且通過顯著性檢驗， 則意味著稅收競爭將阻礙本地區經濟增長。 其次， 在上述判定結果的基礎上再結合λ1取值對地方政府間稅收競爭策略進行最終識別和判定。 需注意的是， 如果β1和λ1兩個回歸系數至少有一個取值為零， 則表示地方政府間的稅收競爭并不存在策略互動。 相關研究表明， 地方政府間稅收的策略性競爭主要涵蓋標高競爭、逐底競爭和差異化競爭三種不同類型， 對此本文選擇β1>0的情況加以闡述： β1>0意味著稅收競爭將促進本地經濟增長， 地區的地方政府若采取實施或強化稅收競爭將形成標高競爭， 也將推動該地區經濟增長， 這表明稅收競爭產生了正向空間溢出效應（λ1>0）。 臨近地區的地方政府若采取不實施或弱化稅收競爭的政策則將形成差異化競爭， 并抑制臨近地區經濟增長， 即稅收競爭產生了負向空間溢出效應（λ1<0）。

現有研究發現， 地方政府稅收的標桿競爭可能是“競高”之爭， 也可能是“競低”之爭， 它們共同存在于我國地方政府稅收實踐中， 但是還沒有針對稅收標桿競爭進行具體效應識別的研究。 對此， 為實證檢驗地方政府間稅收標桿競爭策略的類型， 本文根據H3， 借鑒相關研究[19，20] ， 利用兩區制SDM來對我國城市群地方政府間稅收標桿競爭的兩種細分效應加以分離和識別。 相應模型的函數形式設置如下：

TAXit=α+δ1dit? ? wijTAXjt+

δ2（1-dit）? ? wijTAXjt +Xβ+μi+ηt+εit （11）

其中： TAXit代表第t年第i個城市的稅收負擔; X代表控制變量矩陣， 包括一系列社會和經濟環境的關聯變量; wij代表所涉及空間權重矩陣的構成元素， 而? ? ?wijTAXjt為除第i個城市之外其他城市的平均稅收負擔， 且這種稅收負擔是經過相關空間權重矩陣加權處理過的; μi和ηt分別代表地區和時間固定效應， 且滿足? ? μi=? ? ηt=0; εit為服從獨立同分布的隨機誤差項， 其均值和方差分別為0和σ2; dit為顯示變量， dit? ? ?wijTAXjt和 （1-dit）? ? ?wijTAXjt分別代表不對稱的兩區制中城市稅收負擔間的空間相互作用。 在本文研究中， dit的選取形式具體如下：

[dit= 1j≠iNwijTAXjt>j≠iNwijTAX 0 其他 ]? ?（12）

其中， 當? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 時， dit為1， 此時的系數衡量的是稅收標桿競爭的標高競爭傾向， 本文將其稱為“競高”效應系數; 而當

時， dit為0， 此時的系數衡量的是稅收標桿競爭的逐底競爭傾向， 本文將其稱為“競低”效應系數。 當“競高”和“競低”效應同時顯著存在時， 要通過比較系數大小來判斷哪種效應占主導地位： δ1>δ2即稅收標桿競爭的“競高”傾向大于“競低”傾向， 主要具有標高競爭的空間溢出效應; 反之， δ1<δ2即稅收標桿競爭的“競低”效應大于“競高”效應， 主要具有逐底競爭的空間溢出效應。

（二）變量設定

1. 主要被解釋變量。 選取國內生產總值數據代表地區經濟增長（GDP）。

2. 核心解釋變量。 在研究橫向稅收競爭的空間計量框架內， 本文分別選取總體稅收收入、增值稅稅收收入和企業所得稅稅收收入占地方生產總值的比重來定義總體稅收（ATAX）、增值稅（ZTAX）和企業所得稅（QTAX）。

3. 控制變量（X）。 ①貿易開放度（OPEN）， 用當年平均匯率折算后的進出口總額占同期GDP的比重衡量。 ②物質資本存量（K）， 采用永續盤存法即Kit=Ki，t-1（1-δ）+It計算得到， 其中資產折舊率δ被設定為近似值9.6%。 ③勞動力要素（LABOR）， 采用城鎮就業人口數據來衡量。 ④財政自給率（FINANCE）， 用財政收入占地方財政總支出比重衡量。 ⑤產業結構（STRUC）， 用第二產業增加值占GDP比重衡量。 ⑥城鎮化（URBAN）， 用常住人口與總人口的比值衡量。 ⑦外商直接投資（FDI）， 用當年平均匯率折算的實際外商直接投資額衡量。 ⑧教育程度（EDUC）， 用所在地區高等教育在校生人數占城市總人口比重衡量。

4. 空間權重矩陣（W）。 ①地理相鄰空間權重矩陣? ? ?， 其中， 空間單元相鄰則取值為1， 反之取0。 ②地理距離空間權重矩陣? ? ?， 選用不同城市地理中心之間地理距離的倒數衡量。 ③經濟距離空間權重矩陣? ? ?， 借鑒張學良[21] 的研究， 選用不同城市GDP均值之差絕對值的倒數衡量。

（三）數據說明

為了更加全面深入地考察我國地方政府間橫向稅收競爭的內涵特征與發展規律， 本文基于城市群對我國新發展階段下的核心引領作用， 聚焦長三角城市群、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主要城市群發展， 嘗試選擇這八大主要城市群中的145個城市為研究對象， 針對前文研究假設展開實證研究。 受研究數據可獲得性的限制， 本文的考察期設置為2005 ～ 2013年， 實證分析主要涉及兩套數據： 第一套數據為地級及以上層級城市層面的稅收總體及分類數據， 目前這方面研究的主流數據來自歷年《中國區域經濟統計年鑒》; 第二套數據為城市層面的經濟社會發展數據， 來自歷年《中國城市統計年鑒》《中國統計年鑒》以及相關的各省市統計年鑒。

以下三點需特別注意： ①現有文獻還未涉及城市群層面橫向稅收競爭機制的識別研究， 對增值稅、企業所得稅的探討更是鮮見， 考慮到城市群的集聚優勢等顯性特征， 選用長三角城市群等我國八大主要城市群為研究對象。 ②之所以將樣本考察期設定為2005 ～ 2013年， 是因為本文稅收總體及分類數據來源于《中國區域經濟統計年鑒》， 雖然該統計年鑒最早可以追溯到2000年， 但是2000 ～ 2004年的數據缺失較為嚴重， 如果單純采用數據處理手段加以彌補， 將會產生較為嚴重的數據質量問題， 進而影響實證估計結果， 因此將研究樣本初始期設為2005年， 同時該年鑒已于2014年停刊。 此外， 通過文獻梳理發現， 近五年圍繞我國城市層面稅收問題且刊發于《經濟研究》《經濟學（季刊）》《金融研究》等國內權威經濟學刊物的文獻也均采用2005 ～ 2013年前后數據， 這也從一定程度上表明本文所用的樣本數據雖然客觀上存在一定滯后， 但已然可以滿足研究需要。 ③按照慣例， 本文采用常住人口與總人口的比值來衡量我國城鎮化發展水平， 這其中涉及常住人口的測算問題， 但是城市層面的常住人口數據無法直接獲取。 鑒于2004年以后，我國公布的城市層面的人均GDP數據是以常住人口數為基準， 本文對樣本城市群城市常住人口數據藉由GDP除以人均GDP計算而得。

四、實證結果及分析

（一）橫向稅收競爭存在性研究

為了初步驗證我國城市群地方政府間稅收競爭的存在性， 借鑒Anselin[22] 的研究， 擬采用全局莫蘭指數（Moran'sI指數）對城市群稅收競爭在空間層面上的相關性進行考察。 其測算公式如下：

Global Moran's I=

（13）

其中， [S2=1ni=1n（xi-x） 2]， [x=1ni=1nxi]， n為城市個數， wij為空間權重矩陣元素，? ? ? ? ? ? ? 為所有空間權重元素之和， xi表示城市i稅收競爭的指標值即稅收負擔。 經檢驗， 在前文設定的三種空間權重矩陣下， 2005 ～ 2013年我國城市群的總體稅收、增值稅和企業所得稅的全局莫蘭指數均為正值， 且在1%的統計水平上均強烈拒絕“無空間自相關”的原假設， 這說明我國城市群地方政府間的稅收競爭在空間分布上具有顯著的空間依賴特征， 即從全局視角看， 總體稅收、增值稅和企業所得稅均存在較為穩健的稅收競爭策略行為， 且呈現出顯著的正向自相關效應。 同時也說明， 有必要采用空間計量模型進行相關問題的研究。

按照式（9）的空間計量模型設定， 本文進一步檢驗了城市群地方政府間稅收競爭的存在性問題， 回歸結果如表3所示。 根據表3， 在控制了一系列影響因素、年份和城市的固定效應后， 總體稅收、增值稅和企業所得稅在三種不同空間權重矩陣的回歸結果均具有一致性， 三種稅收的競爭反應系數均為正值， 且在1%的統計水平上顯著， 也與絕大多數文獻的研究結果相一致。

總之， 全局莫蘭指數檢驗和SAR回歸結果驗證了H1， 即我國城市群地方政府間存在稅收競爭行為， 且其總體稅收、增值稅和企業所得稅與臨近城市的相應稅收呈現顯著的正相關關系。

（二）橫向稅收競爭類型的研判

本文進一步充分考慮地理位置的影響， 使用空間計量模型分析和識別我國城市群地方政府間稅收競爭的策略類型。 為了確定空間計量模型函數的合理形式， 對應于上述設定的三種空間權重矩陣， 本文主要對式（2）采用如下檢驗方法： 通過非空間效應下的OLS回歸， 分別得到拉格朗日乘數（LM）及其穩健統計量（R-LM）， 檢驗是選擇使用SAR還是空間誤差模型（Spatial Error Model， SEM）， 進一步判斷是否存在空間效應， 結果均顯著拒絕“無空間自相關”的原假設， 再次表明進行空間實證分析是必要的。 進一步地， 根據Elhorst[23] 的研究， 使用更具一般意義的SDM進行空間計量估計， 并對靜態SDM進行Hausman檢驗， 以判斷回歸模型是采用固定效應還是隨機效應。 Hausman檢驗結果的P值均為0.0000， 顯著拒絕使用隨機效應的原假設， 表明回歸模型適用固定效應。 最后， 對靜態SDM進行Wald或LR檢驗， 以判斷其是否會簡化為SAR 或SEM， 檢驗結果均表明SDM不會簡化成SAR或SEM。 綜合可知， 在三類空間權重矩陣中采用固定效應的SDM更適用于本文的空間計量估計。 據此， 本文采用偏誤修正的準最大似然估計法（BC-QML）[24] ， 對單區制SDM進行時空雙重固定效應估計。 具體結果見表4。

根據表4可知， 在控制時間和個體效應以及一系列控制變量的前提下， 三種不同空間權重矩陣的回歸結果基本一致， 表明本文的相關研究具有較好的穩健性。 據此， 本文結合表2對地方政府間稅收競爭策略的識別界定進行具體闡述： 首先， 從總體稅收來看， 稅收競爭對本地經濟增長的估計系數為負， 且在1%的統計水平上顯著; 其他地區稅收競爭對本地經濟增長的估計系數為正， 也均通過了1%的統計水平檢驗。 這意味著我國八大城市群地方政府的總體稅收競爭表現為差異化競爭， 即本地區采取實施或強化稅收競爭， 則臨近地區采取不實施或弱化稅收競爭; 若本地區采取不實施或弱化稅收競爭， 則臨近地區采取實施或強化稅收競爭。 其次， 從增值稅來看， 稅收競爭對本地經濟增長的估計系數為正， 且在1%的統計水平上顯著; 其他地區稅收競爭對本地經濟增長的估計系數為正， 也均通過了1%的統計水平檢驗。 這代表我國八大城市群地方政府的增值稅稅收競爭表現為標桿競爭， 即本地區采取實施或強化稅收競爭， 則臨近地區采取實施或更強的稅收競爭; 若本地區采取不實施或弱化稅收競爭， 則臨近地區也采取不實施或弱化稅收競爭。 最后， 從企業所得稅來看， 稅收競爭對本地經濟增長的估計系數為正， 并通過1%的統計水平檢驗; 其他地區稅收競爭對本地經濟增長的估計系數為正， 也均通過1%的統計水平檢驗。 這表明與增值稅一樣， 我國八大城市群地方政府的企業所得稅稅收競爭亦表現為標桿競爭。 綜合來看， 上述所得的實證結果驗證了H2的成立。

（三）穩健性檢驗

1. 內生性的控制。 本文認為前文關于稅收競爭類型判定估計即表4的有關結果可能存在一定的逆向因果關系， 即稅收競爭不僅會影響地區經濟增長， 地區經濟增長水平的差異也可能改變稅收競爭策略的性質與內容。 在處理空間計量模型的內生性問題時， Wn·（In-δnWn）-1·Xnβ不失為理論上最為理想的工具變量， 但由于δ值無法提前獲知而導致在經驗實證上實現操作存在較大困難[25] 。 為了降低上述內生性對回歸結果造成的偏誤程度， 本文分別在三種不同空間權重矩陣下構建內生變量即稅收競爭的空間滯后項組合作為工具變量， 并基于式（10）采用系統GMM方法進行內生性控制下的回歸估計。 相關工具變量的檢驗及回歸結果見表5。

為了確認工具變量組合的有效性， 本文對其進行了相關檢驗。 其中： AR（1）和AR（2）的結果表明， 至少在5%的統計水平上， 擾動項的差分無論在一階還是二階序列上均無法顯著拒絕“無自相關”的原假設; Hansen J 檢驗也表明無法拒絕“工具變量均為外生”的原假設。 因此， 本文構建的工具變量組合作為空間GMM估計是合宜的。 從表5可以看出， 在盡力控制遺漏變量和內生性問題之后， 與表4的結果相比， 空間GMM 估計結果回歸系數在方向和顯著性水平上均未發生根本性改變。 因此， 前文的研究結果依然穩健。

2. 經濟地理空間權重矩陣。 前文的研究已經在三種不同空間權重矩陣下得到了基本一致的研究結論， 鑒于以上空間權重矩陣均沒有同時將經濟活動和地理距離因素納入空間權重矩陣的構建框架中， 只是相對獨立地考察了空間地理距離或經濟活動的空間相關性。 因此， 為了更加準確地體現不同城市間的關聯性及異質性， 本文借鑒嚴雅雪和齊紹洲[25] 的研究， 構建經濟地理空間權重矩陣

， 同樣采用BC-QML方法來估計時空雙重固定效應的單區制SDM， 以期進一步檢驗前文回歸結果的穩健性， 具體結果見表6。

表6的結果表明， 與前文估計結果相比， 不論是總體稅收還是增值稅、企業所得稅， 以經濟地理空間權重矩陣進行回歸后得到的估計系數僅存在數值大小的差異， 在方向及顯著性水平上均未發生根本性改變， 這也再次表明前文所得到的研究結論是穩健可靠的。

（四）稅收標桿競爭的細分識別： “競高”還是“競低”

前文研究表明， 增值稅和企業所得稅的稅收競爭為標桿競爭， 而標桿競爭可能是“競高”之爭， 也可能是“競低”之爭， 它們可能同時存在于我國地方政府稅收實踐中。 一方面， 雖然省級以下地方政府的稅收裁量權有限， 稅收競爭的可操作空間不斷縮小， 并由制度內的顯性稅收競爭行為逐漸轉向制度外的邊緣性稅收競爭模式， 但是在當前地方政績考核標準下， 地方政府仍然具有較大內生驅動力通過稅收競爭來爭取相對稀缺的流動性要素資源; 加之共享稅之中， 地方所獲的實際收益比中央少很多， 但是承擔的稅收征管權責更多， 這進一步降低了地方政府的稅收努力程度[26] 。 這些原因使得地方政府在制定稅收競爭策略時， 競相減小稅收負擔， 從而形成地方間稅收的“競低”行為。 另一方面， 地方財政收入指標的完成也是當地政府官員政績考核的重要內容， 同時地方政府也需要發展經濟來補充和增加地方公共預算支出， 因此地方政府也會有動力競相增加地方稅收負擔， 從而造成地方政府間稅收競爭的“競高”行為。

為了有效識別我國城市群地方政府增值稅和企業所得稅標桿競爭的具體性質， 即實證檢驗H3， 本文采用式（11）來實現對稅收競爭的兩種效應進行分離和判定， 相關結果見表7。

由表7的估計結果可知： ①增值稅稅收競爭的“競高”和“競低”效應系數的估計值在1%的統計水平上均顯著為正， 表明城市群地方政府間增值稅不僅存在標桿競爭， 而且這種策略性選擇行為會具體體現為“競高”和“競低”效應并存。 通過對增值稅的“競高”效應系數是否顯著大于“競低”效應系數進行檢驗證明， 對于增值稅而言， 在1%的統計水平上， “競低”效應系數均顯著大于“競高”效應系數。 換言之， 增值稅稅收競爭策略是以“競低”效應為主， 這在一定程度上表明我國城市群地方政府為了招商引資、吸引更多優質生產要素， 往往會通過實施稅收互補或返還策略降低實際增值稅稅負。 ②企業所得稅稅收競爭的“競高”和“競低”效應系數的估計值在1%的統計水平上均顯著為正， 同樣表明城市群地方政府間企業所得稅的標桿競爭會具體體現為“競高”和“競低”效應并存。 通過對企業所得稅的“競高”效應系數是否顯著大于“競低”效應系數進行檢驗結果證明， 對于企業所得稅而言， 在1%的統計水平上， “競高”效應系數均顯著大于“競低”效應系數。 換言之， 企業所得稅稅收競爭策略是以“競高”效應為主。

此外， 在三種不同空間權重矩陣下， 增值稅和企業所得稅的估計系數在方向和顯著性水平上保持一致， 也表明相關研究結論具有穩健性。 總之， 回歸分析結果驗證了H3， 即我國城市群地方政府間稅收標桿競爭中既有“競高”也有“競低”， 且存在主導作用的差別。

五、研究結論和政策啟示

（一）結論

本文圍繞稅收競爭增長效應構建演化博弈模型， 依托新經濟地理學框架， 基于我國八大城市群的面板數據， 對城市群地方政府間稅收競爭的機制、類型、程度等問題進行了實證檢驗。 研究發現：

城市群中城市總體稅收、增值稅和企業所得稅與臨近城市的相應稅收呈現顯著的正相關關系， 支持城市群地方政府間存在稅收競爭的說法。 這一結論在三種不同空間權重矩陣下均穩健存在。

城市群地方政府間稅收競爭類型存在差異， 即總體稅收呈現出差異化競爭特征， 而增值稅和企業所得稅則呈現標桿競爭特征。 穩健性檢驗結果表明， 無論是采用糾正內生性的空間系統GMM估計還是改變空間權重形式， 城市群地方政府間稅收競爭類型都存在一定差異。

不同空間權重矩陣下地方政府間稅收競爭的雙區制非對稱反應模型的估計結果表明， “競高”和“競低”效應并存于城市群地方政府的增值稅和企業所得稅標桿競爭之中， 但增值稅稅收競爭策略是以“競低”效應為主， 而企業所得稅稅收競爭策略則主要表現為“競高”效應。

（二）啟示

本文的研究結論對于如何在目前分稅制框架下進一步優化我國地方政府稅收實踐具有一定的政策啟示。

首先， 地方政府要科學運用稅收裁量權， 最大化拓展稅收競爭的空間。 本文研究顯示， 稅收競爭對于地區經濟增長具有顯著的推動作用， 但是考慮到部分政府出于實現政績考核的目的， 可能為規避甚至違背稅收法定原則而引發惡性稅收競爭， 產生稅負扭曲、稅基受損以及擴大地區間經濟發展差距等不良后果。 伴隨著國家稅收征管體制改革的不斷深入， 在地方政府稅收競爭實踐中， 仍需進一步規范稅收競爭體制和征管機制， 提高地方政府預算自求平衡的能力。

其次， 繼續深化財稅體制改革， 合理布局不同稅種的稅收競爭。 在“六穩”“六保”等政策導向下， 應優化臨時性減稅政策和長期減稅政策組合， 進一步降低增值稅的法定稅率; 在對符合條件的制造業企業全面實施優惠稅率的基礎上， 適時降低企業所得稅稅負， 努力使地方政府稅收競爭的收益和成本達到“競高”抑或“競低”的健康良性發展均衡點， 切實落實“營改增”改革的減稅政策目標。 此外， 鑒于企業所得稅競爭主要是以“競高”效應為主， 地方政府還應著力壓低企業實際綜合負擔特別是稅外負擔。

最后， 創新培育地方新的制度競爭機制。 當前， 我國面臨經濟下行壓力和轉型升級等新情況， 優惠政策優勢大幅減弱， 國內外招商引資競爭激烈。 對此， 地方政府一方面要持續優化稅收營商環境， 增強地方對資本、人才、技術的吸收能力; 另一方面也要注重城市群或經濟圈之間的聯動發展， 弘揚企業家主體精神， 推進政府與企業等市場主體協同共治， 進一步推動國家治理體系和治理能力現代化。

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