肖 葉，賈 鴻

(重慶工商大學 財政金融學院，重慶 400067)

異質(zhì)性、稅收競爭與城市經(jīng)濟增長
——基于面板分位數(shù)模型的分析

肖 葉，賈 鴻

(重慶工商大學 財政金融學院，重慶 400067)

面對經(jīng)濟增長持續(xù)下行的壓力，地區(qū)經(jīng)濟需要從稅收競爭角度探尋新的增長動力?；?008—2013年中國271個地級及以上城市1 626個有關稅收競爭的面板數(shù)據(jù)，在考慮個體異質(zhì)性和參數(shù)異質(zhì)性的基礎上，運用面板分位數(shù)回歸模型方法，實證檢驗了稅收競爭對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果表明，稅收競爭對我國城市經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正向促進作用，但在不同經(jīng)濟發(fā)展水平的分位數(shù)上影響系數(shù)存在顯著差異，落后地區(qū)和發(fā)達地區(qū)的稅收競爭對經(jīng)濟增長的影響程度更大，且稅收競爭估計系數(shù)經(jīng)歷了先下降后上升的“U型”趨勢過程，基于樣本分組的穩(wěn)健性檢驗得出了同樣的結(jié)論。同時說明當前地方政府之間并不存在惡性稅收競爭的現(xiàn)象。

分位數(shù)回歸模型；稅收競爭；城市經(jīng)濟增長

一、引 言

自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟經(jīng)過30年的發(fā)展取得了舉世矚目的成績。GDP總量從1978年的3 678.7億元增長到2014年的643 974.0億元，年均增長率達到15.43%，人均GDP從1978年的385元增長到2014年的47 203元，年均增長率同樣高達14.29%*依據(jù)國家統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的相關數(shù)據(jù)計算而來。。但過去30年來經(jīng)濟增長主要是依靠投資拉動的粗放型增長，事實證明粗放型增長方式已經(jīng)不可持續(xù)。長期單純地依靠投資拉動的經(jīng)濟增長方式使得中國的經(jīng)濟問題開始日益凸顯，經(jīng)濟增速從2014年的7.4%下降到2015年的6.9%，中國經(jīng)濟開始全面進入新常態(tài)時期。面對經(jīng)濟增長持續(xù)下行的壓力，為確保經(jīng)濟能健康持續(xù)增長，中央和各級地方政府開始尋求新的經(jīng)濟增長動力。其中，稅收競爭作為各地政府吸引經(jīng)濟資源與稅收資源的主要手段之一，在地區(qū)經(jīng)濟增長中扮演著越來越重要的作用[1]。

雖然我國作為中央集權(quán)型國家，地方政府不具有獨立的稅收立法權(quán)，只具有稅收征管權(quán)，不能進行稅率與稅種競爭。但這并不意味著我國不存在稅收競爭，1994年的分稅制改革解決了財政收入分配體制問題，賦予了地方政府更多的經(jīng)濟自主權(quán)，形成了獨立的政府經(jīng)濟利益，加上地方政府在稅收征管權(quán)限方面具有較大的自由裁量權(quán)，造成地方政府間存在巨大的稅收競爭空間。分稅制改革在解決了收入分配問題的同時也形成了地方政府官員的GDP績效考核機制，于是地方政府官員競相通過降低稅率、稅收返還、免稅期等方式來爭奪更多的稅收資源與經(jīng)濟資源，以此促進地區(qū)經(jīng)濟增長，完成GDP績效考核任務。那么，我國的稅收競爭是否真正促進了地區(qū)經(jīng)濟增長？不同經(jīng)濟發(fā)展水平的城市之間稅收競爭對經(jīng)濟增長有何差異，其內(nèi)在機理如何？這些都是本文需要進行探討的問題。

二、文獻綜述

自從Tibout[2]提出稅收競爭模型與“以足投票”理論以來，國內(nèi)外學者便在此基礎上展開了大量的研究。其中國內(nèi)主流結(jié)論堅持中國的確存在橫向稅收競爭[3-5]。關于稅收競爭與經(jīng)濟增長影響效應方面，目前國內(nèi)外研究文獻有如下幾種不同的觀點：第一種觀點，地區(qū)稅收競爭對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了阻礙作用。資本所得稅競爭中存在“逐底競爭”(Race to the Bottom)情形，因而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了阻礙作用[6]。與資本所得稅競爭不同的是，國際資本所得稅競爭并不直接作用于經(jīng)濟增長，而是通過對家庭儲蓄產(chǎn)生負面影響，進而通過影響外國直接投資間接阻礙經(jīng)濟增長[7]。第二種觀點，地區(qū)稅收競爭促進了經(jīng)濟增長。Feld[8]研究發(fā)現(xiàn)稅收競爭并沒有阻礙經(jīng)濟增長。隨著空間計量經(jīng)濟學在國內(nèi)的發(fā)展，李濤等[9]利用空間計量經(jīng)濟學方法，基于中國省級面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)之間的稅收競爭促進了經(jīng)濟增長，并且進一步從增值稅、企業(yè)所得稅以及地方費類收入競爭進行研究也得出了同樣的結(jié)論。為了驗證國內(nèi)是否真正存在稅收競爭，吳俊培等[10]研究發(fā)現(xiàn)省級政府間的確存在稅收絕對競爭與稅收相對競爭，且稅收相對競爭能促進地方規(guī)模經(jīng)濟效率的提高。得出同樣結(jié)論的還有胡洪曙等[11]，他們通過構(gòu)造面板數(shù)據(jù)模型發(fā)現(xiàn)，我國政府間縱向稅收競爭對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響效應，并且其影響程度取決于稅收競爭程度的高低。為了進一步驗證前人的研究結(jié)論，程風雨[12]基于2000—2013年中國29個省(市)的面板數(shù)據(jù)，從貿(mào)易開放視角運用兩階段最小二乘法與面板門限模型研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)稅收競爭依舊是促進區(qū)域稅收增長的重要政策工具。第三種觀點，地區(qū)稅收競爭與經(jīng)濟增長具有雙重效應。與前兩種觀點不同的是，這種觀點主要是基于分稅種研究得出來的結(jié)論。其中，謝欣等[13]利用1999—2008年我國省際面板數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、資源稅和財產(chǎn)稅類的稅收競爭有助于經(jīng)濟增長，個人所得稅、城建稅和行為稅的競爭則制約了經(jīng)濟增長，而增值稅和非稅收入的競爭結(jié)果則不顯著。此外，崔治文等[14]基于省際間資本稅、勞動稅和消費稅競爭視角研究發(fā)現(xiàn)，資本稅競爭提高了經(jīng)濟增長率，勞動稅和消費稅競爭則降低了經(jīng)濟增長率。這也驗證了不同稅種的稅收競爭對經(jīng)濟增長的效應不同的結(jié)論。除了進行分稅種研究以外，張福進等[15]通過構(gòu)造門檻模型發(fā)現(xiàn)，稅收競爭對經(jīng)濟增長存在雙重門檻效應。在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，稅收競爭的積極效應大于消極效應，促進經(jīng)濟增長；在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，稅收競爭的積極效應小于消極效應，抑制經(jīng)濟增長。

通過對現(xiàn)有文獻進行梳理發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外稅收競爭對經(jīng)濟增長的影響研究主要通過建立計量模型來探討稅收競爭與經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，且目前的研究成果較為成熟，為我們進一步研究稅收競爭與經(jīng)濟增長之間的關系提供很好的思路和方法。但是就稅收競爭對經(jīng)濟增長的影響效應方面存在分歧，國外學者普遍認為稅收競爭阻礙了經(jīng)濟增長，而國內(nèi)大多數(shù)學者則認為稅收競爭促進了經(jīng)濟增長。此外，國內(nèi)學者普遍采用傳統(tǒng)省級面板數(shù)據(jù)模型進行研究，較少有學者采用地級市面板數(shù)據(jù)，特別是運用面板分位數(shù)模型進行研究。鑒于以上原因，本文以地區(qū)稅收競爭為切入點，采用地級及以上城市的年度面板數(shù)據(jù)為樣本，建立面板分位數(shù)模型來探究在不同的分位數(shù)水平下稅收競爭對城市經(jīng)濟增長的影響，以期為規(guī)范我國地區(qū)間稅收競爭提供理論參考。

三、模型設定與變量說明

1.模型設定

目前關于經(jīng)濟增長的研究文獻中，主要通過生產(chǎn)函數(shù)為框架來研究，本文也不例外，通過基于生產(chǎn)函數(shù)的框架來研究稅收競爭與城市經(jīng)濟增長之間的關系，由柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)可知，第t期的生產(chǎn)可表示為：

Y(t)=A(t)·K(t)α·L(t)β

(1)

其中，Y為總產(chǎn)出，K和L分別為資本和勞動投入，A為技術(shù)水平，對(1)式兩邊同時取對數(shù)，并對時間進行一階微分，可以得到地區(qū)產(chǎn)出增長率為：

(2)

由式(2)可知，產(chǎn)出增長率取決于資本、勞動以及技術(shù)進步等因素。A(t)不僅反映出技術(shù)水平的變化，同時反映資源稟賦、環(huán)境、制度等不可觀察的因素?；谝陨侠碚摵同F(xiàn)有研究文獻，選取固定資本投資水平、人力資本水平等7個控制變量進行建模分析。

由于傳統(tǒng)回歸模型著重考察解釋變量x對被解釋變量y的條件期望E(y|x)的影響。但條件期望E(y|x)只是刻畫條件分布y|x集中趨勢的一個指標而已。如果條件分布y|x不是對稱分布，則條件期望E(y|x)很難反映整個條件分布的全貌。為此，Koenker和Bassett提出“分位數(shù)回歸”(QuantileRegression)，使用殘差絕對值的加權(quán)平均作為最小化的目標函數(shù)，故回歸結(jié)果不易受極端值影響，較為穩(wěn)健。而且運用分位數(shù)回歸計量方法，將有助于更好地發(fā)現(xiàn)在不同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)稅收競爭程度的增加對經(jīng)濟增長的不同影響，鑒于此，構(gòu)建如下計量模型：

lnpgdpit=α0+α1lncompeit+∑αjXjit+μi+εit

(3)

其中，ln pgdpit為城市年末人均GDP的對數(shù)，代表經(jīng)濟發(fā)展水平；ln compeit為本文的核心解釋變量——地方稅收競爭水平的對數(shù)；Xjit為上文提到的7個控制變量；α0為截距項；α1表示稅收競爭回歸系數(shù)，αj為一系列控制變量回歸系數(shù)，μi為固定效應，εit為殘差項。其中i為271個地級及以上城市，t包含2008—2013年的時間區(qū)間。系數(shù)α1是經(jīng)濟增長對地方政府稅收競爭的反應彈性，是本文關心的主要系數(shù)。采用面板數(shù)據(jù)的bootstrap的方法，使用自助法來計算分位數(shù)回歸的標準誤。

2.指標選取與數(shù)據(jù)說明

(1)稅收競爭水平

借鑒傅勇等[16]的做法，使用式(4)構(gòu)建稅收競爭指標Compe：

(4)

式(4)中：Taxt為t年30個樣本省(自治區(qū)、直轄市)稅收收入的總和；GDPt為t年30個樣本省(自治區(qū)、直轄市)的地區(qū)生產(chǎn)總值的總和；Taxt/GDPt反映了t年的總體平均實際稅率。Taxitj為t年i地區(qū)第j項稅收收入的總和；GDPit為t年i地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值的總和。因此，Compe是所有地區(qū)的平均實際稅率與某一地區(qū)的實際稅率之比，該地區(qū)的相對稅率越低，即Compe越大，說明地方的稅收競爭程度越高；反之，則越低。此外，j=1,2,3，即第j項稅收分別為總稅收、增值稅和營業(yè)稅。換言之，分別從總稅收競爭、增值稅競爭和營業(yè)稅競爭三個方面來度量各地區(qū)之間的稅收競爭程度。這主要基于以下考慮：第一，總稅收競爭是對地區(qū)稅收競爭的一個綜合度量；第二，各地區(qū)在不同稅種上的競爭程度存在差異；第三，與其他稅種相比，增值稅和營業(yè)稅作為兩大主要稅種，更具有代表性，同時在后文中利用這兩個變量做穩(wěn)健性檢驗。

為了更加直觀地了解地區(qū)間稅收競爭程度的差異，選取了2013年我國30個省會城市進行稅收競爭程度測算(結(jié)果如表1所示)。從表1中可以看出：增值稅競爭程度明顯大于營業(yè)稅且超過了總稅收競爭程度。此外，無論從總稅收、增值稅還是營業(yè)稅來看，不同地區(qū)的稅收競爭程度存在較大差異；整體而言，東部地區(qū)的稅收競爭程度較低，尤其是北京、上海兩地的稅收競爭程度遠低于其他地區(qū)，而中部、西部地區(qū)稅收競爭較為激烈。

表1 2013年我國省會城市稅收競爭程度

注：西藏地區(qū)由于數(shù)據(jù)獲取困難，且部分變量數(shù)據(jù)缺失，予以剔除。

(2)控制變量

為了盡量避免遺漏變量導致的內(nèi)生性問題，在基于生產(chǎn)函數(shù)研究框架的基礎上，選取如下控制變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(第一產(chǎn)業(yè)增加值占城市GDP比重)、固定投資水平(全社會固定資產(chǎn)投資總額占城市GDP比重)、對外開放水平(FDI*FDI為當年實際使用外資金額。占GDP比重)、宏觀稅負水平(城市稅收收入/城市GDP)、金融規(guī)模水平(年末金融機構(gòu)貸款余額占城市GDP比重)、人力資本水平(各城市高等學校在校生人數(shù)占總?cè)丝?此處的總?cè)丝跒楦鞒鞘心昴┛側(cè)丝凇１戎?、消費水平(全社會消費品零售總額)。此外，依據(jù)國家外匯管理局年報中公布的人民幣兌美元年均匯率，將實際利用外資金額換算成人民幣價格。

為更好地說明地區(qū)稅收競爭對城市經(jīng)濟增長的影響，選取271個地級及以上城市2008—2013年的年度面板數(shù)據(jù)作為樣本。各變量數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國財政統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》。缺失數(shù)據(jù)通過查閱各城市統(tǒng)計公報進行補齊，個別無法獲取的數(shù)據(jù)使用插值法*為了保證形成平衡面板數(shù)據(jù)，城市樣本中剔除了中國港澳臺地區(qū)、西藏、青海、寧夏等省份中數(shù)據(jù)缺失較多的地區(qū)。修補。由于統(tǒng)計年鑒與統(tǒng)計公報公布的GDP數(shù)據(jù)均是名義GDP數(shù)據(jù)，采用2001年為基期的各省市CPI指數(shù)進行物價平減，采用消除物價變動后的實際GDP作為真實的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平指標。為了保持數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的平穩(wěn)以及盡可能地消除異方差問題對實證結(jié)果的影響，本文對所有的指標都進行了對數(shù)化處理。各變量的統(tǒng)計性描述結(jié)果分析如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

1.面板分位數(shù)估計結(jié)果分析

為使分位數(shù)模型估計結(jié)果有一個良好的參照標準，首先采用經(jīng)典的面板數(shù)據(jù)模型估計方法，使用固定效應模型進行估計，得出相關估計結(jié)果(基準結(jié)果)，再通過面板分位數(shù)模型進一步進行分析，比較兩者的異同。選擇5個具有代表性的分位點10%、25%、50%、75%和90%，相關分析結(jié)果如表3所示。

表3 面板分位數(shù)模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平，固定效應模型括號內(nèi)為穩(wěn)健性標準誤，分位點回歸結(jié)果括號內(nèi)為通過bootstrap得出的系數(shù)標準誤，bootstrap次數(shù)為400次，回歸過程使用stata12.1軟件完成，下文結(jié)果與此相同。

表3的估計結(jié)果顯示，地區(qū)間稅收競爭無論在固定效應模型中還是在各分位點上均對經(jīng)濟增長有正向的促進作用，且均通過了1%的顯著性水平檢驗。這表明地區(qū)間稅收競爭對經(jīng)濟增長具有推動作用，促進了城市經(jīng)濟增長。進一步觀察各分位數(shù)水平上稅收競爭系數(shù)的變化趨勢，不難發(fā)現(xiàn)，稅收競爭系數(shù)經(jīng)歷了先下降后上升的“U型”趨勢，稅收競爭程度每提升1%，城市人均GDP提高4.659 2%～5.768 9%。說明對經(jīng)濟發(fā)展水平較低或較高的城市而言，稅收競爭對經(jīng)濟增長具有更大地促進作用。上述回歸結(jié)果產(chǎn)生的原因可能是由于影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的因素錯綜復雜，除了本文中所考慮的因素外，難免還會受到其他因素的影響，諸如地理位置、資源稟賦、制度環(huán)境等因素，地區(qū)之間通過稅收競爭來爭奪經(jīng)濟資源與稅收資源的經(jīng)濟活動正是各種復雜的環(huán)境條件因素綜合作用的結(jié)果。對于經(jīng)濟落后地區(qū)而言，由于享受到諸多國家扶持政策，例如享受“西部大開發(fā)戰(zhàn)略”稅收優(yōu)惠政策的企業(yè)，其所得稅稅率為15%，遠低于其他地區(qū)25%的企業(yè)所得稅稅率。此外，隨著近年來國家對落后地區(qū)專項轉(zhuǎn)移支付力度的加大，使得西部地區(qū)投資環(huán)境有所改善，正在逐漸成為資本的集聚地，而且該地區(qū)本身具有較大的經(jīng)濟增長空間，資本的投資回報率正處于上升階段，因此通過稅收競爭會引起投資規(guī)模的增大，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而推動地區(qū)經(jīng)濟增長。對于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)而言，由于本身基礎設施較為完善，投資環(huán)境優(yōu)良，因此深受外資的青睞。此外，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)企業(yè)較多，規(guī)模大，稅收競爭會引起產(chǎn)業(yè)集聚，形成經(jīng)濟集聚區(qū)。新經(jīng)濟地理學認為，經(jīng)濟集聚區(qū)內(nèi)的企業(yè)可以通過關系網(wǎng)絡進行知識、技術(shù)間的交流，依次產(chǎn)生外溢效應從而獲得集聚租金。正是因為集聚租金的存在驅(qū)使企業(yè)不斷進行技術(shù)升級，提高生產(chǎn)效率，于是產(chǎn)生了加速推進效應，進而推動經(jīng)濟增長?？傮w而言，稅收競爭在一定程度上促進了城市經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，這也與固定效應模型的估計結(jié)果相吻合。但固定效應模型估計結(jié)果中稅收競爭變量的系數(shù)為6.462 4，高于所有分位點的回歸系數(shù)，因此，如果不考慮異質(zhì)性問題，可能會造成估計結(jié)果不準確。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平在所有分位數(shù)水平均顯著抑制了地區(qū)經(jīng)濟增長，這說明農(nóng)業(yè)占GDP比重(農(nóng)業(yè)化水平)的提高不利于地區(qū)經(jīng)濟增長，這與目前我國以工業(yè)化為主導的發(fā)展階段相吻合，尤其在控制了城市發(fā)展水平條件下，農(nóng)業(yè)化水平越高對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的阻礙作用越大。固定投資水平在50%和75%分位水平下顯著為負，在其他分位數(shù)水平下不顯著，說明目前固定資本投資在經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)不利于經(jīng)濟增長，這也可能與發(fā)達地區(qū)資本投資率遞減有關，過多的固定資本投資造成產(chǎn)能過剩從而阻礙經(jīng)濟增長。對外開放水平在所有分位數(shù)水平上均顯著地促進了經(jīng)濟增長，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這與目前我國外向型經(jīng)濟結(jié)構(gòu)特點相吻合，通過招商引資推動了地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。宏觀稅負水平在所有分位數(shù)水平上均顯著地促進了經(jīng)濟增長，雖然目前我國的名義宏觀稅負偏高，但是近年來中央加大了稅收返還與轉(zhuǎn)移支付力度，使得實際宏觀稅負遠低于名義宏觀稅負，因此中央對地方財政支持力度的加大，帶來地方政府財政支出的增加，從而改善了地區(qū)的投資環(huán)境，吸引了外商投資，反而促進了經(jīng)濟增長。金融規(guī)模水平在所有分位數(shù)水平均顯著地抑制了經(jīng)濟增長，這與傳統(tǒng)理論的觀點不同，可能與近年來地方政府融資渠道并不是通過金融機構(gòu)進行融資，而是通過成立專門的融資平臺公司或其他方式進行融資有關。人力資本與消費水平在所有分位水平上均促進了經(jīng)濟增長，這與相關理論相吻合，說明目前我國的經(jīng)濟增長需要靠人力資本要素與消費水平的推動，消費仍然為我國拉動經(jīng)濟增長的推動力之一，需要注重提高人民的消費水平，以此促進經(jīng)濟增長；人力資本水平的提高直接有助于提高全要素生產(chǎn)率，進而促進經(jīng)濟增長。

2.穩(wěn)健性檢驗

(1)樣本分組的面板分位數(shù)估計

考慮城市之間的發(fā)展差異，將城市按地區(qū)分為東部、中部、西部*根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標準，東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、山東、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、海南；中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、陜西、青海、寧夏、甘肅、重慶、四川、貴州、云南、新疆。三組，而且考慮到現(xiàn)有城市規(guī)模等級體系和稅收競爭體制，將城市樣本按規(guī)模分為超大城市、特大城市、大城市、中等城市*根據(jù)國發(fā)(2014)51號文件《關于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》，將城市規(guī)模分為五類，其中超大城市劃分標準為城區(qū)常住人口1000萬以上；特大城市劃分標準為城區(qū)常住人口500萬以上1000萬以下；大城市劃分標準為城區(qū)常住人口100萬以上500萬以下；中等城市劃分標準為50萬以上100萬以下；小城市劃分標準為城區(qū)常住人口50萬以下。四組，由于樣本中超大城市和中等城市樣本數(shù)較少，故不再單獨進行回歸檢驗，具體檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗：不同樣本分組的檢驗結(jié)果

注：限于篇幅，本表中只報告了稅收競爭指標的回歸結(jié)果(下同)。

從地區(qū)分組的估計結(jié)果來看，東部、中部、西部地區(qū)在所有分位數(shù)水平下均通過了1%的顯著性水平檢驗，稅收競爭顯著地促進了經(jīng)濟增長，這印證了前文的結(jié)論是穩(wěn)健的。從各分位數(shù)水平來看，中部最高、西部次之、東部最低，這說明提高中部稅收競爭水平有利于城市經(jīng)濟增長。從稅收競爭變量的系數(shù)估計值的波動情況來看，西部和東部地區(qū)波動范圍較大，分別處在[4.937 8,6.237 2]與[3.658 5,5.068 9]區(qū)間內(nèi)，而中部地區(qū)稅收競爭系數(shù)估計值波動范圍較小，處于[5.884 1,6.844 9]，且三個地區(qū)的估計系數(shù)均隨著分位數(shù)水平的提高依次經(jīng)歷了先降后升的過程，這也與前文的估計系數(shù)表現(xiàn)出的“U型”特征相吻合，說明在東部、中部、西部地區(qū)稅收競爭對已控制城市條件水平下經(jīng)濟增長較快或較慢的地區(qū)產(chǎn)生的推動作用更加明顯。從城市規(guī)模分組估計結(jié)果來看，特大城市、大城市在各分位數(shù)水平上稅收競爭的估計系數(shù)全部為正，同樣證實了前文的結(jié)論，而且大城市的稅收競爭回歸系數(shù)總體上高于特大城市，大城市的稅收競爭回歸系數(shù)隨著分位數(shù)水平的提高依次經(jīng)歷了先降后升的過程，這也與前文表現(xiàn)出來的特征相吻合。

(2)稅收競爭的不同度量指標

作為穩(wěn)健性檢驗，選取了“增值稅競爭”與“營業(yè)稅競爭”兩個代理指標進行回歸檢驗，具體回歸結(jié)果如表5所示。與基準回歸結(jié)果一樣，在固定效應模型和各分位數(shù)上增值稅競爭與營業(yè)稅競爭均顯著地促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，且隨著城市發(fā)展水平的提高，稅收競爭對經(jīng)濟增長的促進作用經(jīng)歷了先降后升的過程。此外，發(fā)現(xiàn)總稅收競爭回歸估計系數(shù)遠遠高于同等情況下增值稅競爭與營業(yè)稅競爭的估計系數(shù)，這說明其他稅種的稅收競爭同樣促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，只是選取了最具代表性的兩個稅種而已。

表5 穩(wěn)健性檢驗：不同稅收競爭指標的檢驗結(jié)果

(3)離群值和異常值處理

分位數(shù)回歸在很大程度上可以減少離群值和異常值對回歸結(jié)果的影響，但是，選取的樣本依然不可避免地存在如下異常情況：一是由于地區(qū)之間存在差異性，這種差異性體現(xiàn)在城市資源稟賦、地理位置方面，而經(jīng)濟增長很可能受這些因素的影響，從而使得經(jīng)濟增長和稅收競爭不存在直接關聯(lián)，使估計結(jié)果產(chǎn)生偏差。二是由于某些城市行政區(qū)位的變動導致經(jīng)濟增長存在結(jié)構(gòu)突變點，從而扭曲稅收競爭與經(jīng)濟增長的關系。三是北京、上海等城市特殊的經(jīng)濟與社會功能，導致稅收競爭體制與其他地區(qū)相比存在差異，稅收競爭對經(jīng)濟增長的作用機制也可能不同，因此，為保證估計結(jié)果的準確性，本文剔除了四個直轄市和五個計劃單列市，加上綜合考慮其他可能產(chǎn)生影響的因素，共剔除異常樣本38個，占總樣本數(shù)14%，剩余233個城市樣本。具體的樣本回歸結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗：異常樣本點的檢驗結(jié)果

從表6中的回歸結(jié)果來看，在各分位數(shù)水平上均通過了1%的顯著性水平檢驗，系數(shù)估計值處于[4.551 8，5.750 3]之間，說明稅收競爭促進了經(jīng)濟增長這一結(jié)論是極其穩(wěn)健的。與基準回歸結(jié)果相比，系數(shù)估計值比較接近，說明異常值的存在對估計結(jié)果并沒有造成實質(zhì)性的影響。

五、主要結(jié)論

基于271個地級及以上城市2008—2013年的面板數(shù)據(jù)，采用面板分位數(shù)模型實證檢驗了稅收競爭與城市經(jīng)濟增長之間的聯(lián)動影響機制，研究結(jié)果證實，如果基于參數(shù)同質(zhì)性假設，則得出的結(jié)論會產(chǎn)生較大的偏差，因此考慮參數(shù)的異質(zhì)性是完全有必要的。通過研究可以得出如下結(jié)論：在各個分位數(shù)水平上，稅收競爭顯著地促進了城市經(jīng)濟增長，城市稅收競爭程度每提高1%，人均GDP增長區(qū)間處于[4.659 2,5.768 9]之間，但對于不同經(jīng)濟發(fā)展水平的城市而言，稅收競爭對經(jīng)濟增長的促進作用存在顯著差異，稅收競爭對經(jīng)濟發(fā)展水平較低和經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)產(chǎn)生更加明顯的促進作用。分地區(qū)、分規(guī)模的穩(wěn)健性檢驗均支持了這一結(jié)論，其中分地區(qū)回歸結(jié)果中，中部地區(qū)在各分位數(shù)水平上的系數(shù)估計值最高，西部次之、東部最低；而分規(guī)模的回歸結(jié)果中，大城市稅收競爭回歸系數(shù)在各分位數(shù)水平上均高于特大城市；采用增值稅與營業(yè)稅競爭代理指標均證實了稅收競爭顯著地促進經(jīng)濟增長這一結(jié)論，但影響程度遠遠不及總稅收競爭那么明顯。此外，對外開放、人力資本以及消費稅平均顯著地促進了城市經(jīng)濟增長，說明目前我國的經(jīng)濟增長仍然需要“三架馬車”來拉動，但仍需要加大對人力資本的投入力度以及進一步提高對外開放與居民消費水平，以此來促進經(jīng)濟增長。

面對我國經(jīng)濟繼續(xù)下行帶來的財政支出壓力，地方政府均在想方設法來提高地區(qū)財政收入，因此稅收競爭成為了地方政府爭奪經(jīng)濟資源與稅收資源的主要手段之一，與西方財政聯(lián)邦制財政體制不同，我國地方政府沒有稅收立法權(quán)，只有稅收管理權(quán)限，但是地方政府卻具有較大的稅收政策裁量權(quán)，部分地方政府在制定區(qū)域稅收優(yōu)惠政策過程中難免會違背稅收法定原則，從而滋生尋租與腐敗空間，甚至引起惡性稅收競爭，阻礙經(jīng)濟發(fā)展。因此必須規(guī)范地方稅收競爭，防止惡性稅收競爭的出現(xiàn)，建立合理規(guī)范的稅收競爭體制是未來各級城市需要重點關注的問題。

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Heterogeneity, Tax Competition and Urban Economic Growth——Based on Panel Quantile Model Analysis

XIAO Ye， JIA Hong

(School of Financial and Monetary, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China)

Under the sustained downward pressure of economic growth, regional economic needs to explore new growth from tax competition. Based on the panel data of 1 626 tax competition cases in 271 China’s cities from 2008 to 2013, considering individual heterogeneity and parameter heterogeneity, panel quantile regression model method is used to test the influence of tax competition on urban economic growth. The results show that tax competition has significantly positive impact on urban economic development, but the influence coefficient differs at various quantiles of economic development levels. The tax competition in poor areas and developed areas have bigger influence on economic growth, while the estimated coefficient of tax competition shows the “U” type —first declining and then rising. The robustness test draws the same conclusion. At the same time, the result shows that there is no malignant tax competition among regional governments.

quantile regression model; tax competition; urban economic growth

2016- 07 - 28

國家社會科學基金項目(12XM2062)；重慶市教委科技項目(KJ1500618)；重慶市教育科學規(guī)劃重點項目(2015-GX-007)；重慶市高等教育學會項目(CQGJ15341C)

肖葉(1991—)，男，湖南邵陽人，重慶工商大學財政金融學院財政學2014級碩士研究生，主要研究方向為財稅理論與政策。

F812.7;F127

A

1008-7729(2016)06- 0081- 08