劉卓軒，鐘 海

（中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 中國(guó)公共財(cái)政與政策研究院，北京 100081）

0 引言

自1978 年中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革以來(lái)，中央與地方之間的財(cái)政分配關(guān)系經(jīng)歷了從財(cái)政包干體制到財(cái)政分稅體制的重大轉(zhuǎn)變，逐漸形成財(cái)權(quán)上收與事權(quán)下解的非對(duì)稱性逆向運(yùn)動(dòng)趨勢(shì)[1]。此外，條塊聯(lián)治下財(cái)權(quán)與事責(zé)的垂直分配同時(shí)發(fā)生在層級(jí)政府與職能部門(mén)之間[2]，共同導(dǎo)致了我國(guó)財(cái)政結(jié)構(gòu)中縱向財(cái)政失衡特征的形成?；诖?，地方政府一方面受到轄區(qū)內(nèi)部支出責(zé)任的要求，另一方面受到官員考核體系下地方官員“晉升錦標(biāo)賽”局面的影響[3]，往往通過(guò)爭(zhēng)奪經(jīng)濟(jì)資源等方式確保有足夠的財(cái)政收入支持轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及提供公共服務(wù)，其中對(duì)于稅收資源等的爭(zhēng)奪催生了地區(qū)間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)局面的形成。

縱向財(cái)政失衡與橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)作為政治集權(quán)與經(jīng)濟(jì)分權(quán)制度下的產(chǎn)物，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于二者分別從多個(gè)維度加以探討，但多是將他們割裂開(kāi)來(lái)進(jìn)行研究。Tiebout（1956）[4]最早開(kāi)始系統(tǒng)地構(gòu)建稅收競(jìng)爭(zhēng)理論體系，并指出在稅基流動(dòng)性等假設(shè)下，地方政府通過(guò)降低稅率等方式爭(zhēng)奪稅收資源以最大化轄區(qū)經(jīng)濟(jì)福利，形成稅收競(jìng)爭(zhēng)這一互動(dòng)局面。隨著公共經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域的發(fā)展，學(xué)界對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)的關(guān)注不再僅限于單一的稅收手段，廣義的稅收競(jìng)爭(zhēng)概念擴(kuò)展到了政府之間為了滿足轄區(qū)經(jīng)濟(jì)資源需求和減少特定經(jīng)濟(jì)成本而進(jìn)行的一切競(jìng)爭(zhēng)行為。國(guó)內(nèi)既有文獻(xiàn)大多聚焦于以下三個(gè)方面：一是其存在性及競(jìng)爭(zhēng)途徑[5]；二是將其作為影響因素探究其對(duì)于地區(qū)內(nèi)外的影響效應(yīng)[6,7]；三是驗(yàn)證地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)策略的競(jìng)優(yōu)、競(jìng)次和協(xié)同效應(yīng)。而有關(guān)地方財(cái)政結(jié)構(gòu)對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)影響效應(yīng)的研究則較為欠缺，且綜合考量我國(guó)財(cái)政分權(quán)體制、地方財(cái)政結(jié)構(gòu)失衡與稅收競(jìng)爭(zhēng)策略顯然更貼合我國(guó)實(shí)際，因而這也是本文研究的出發(fā)點(diǎn)。一方面，地方政府的財(cái)政結(jié)構(gòu)與其稅收行為存在著緊密關(guān)聯(lián)，而在其“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”模式下，策略選擇又因地方政府間橫向互動(dòng)博弈關(guān)系而表現(xiàn)出不同特征，因而本文選用空間計(jì)量模型探究地方政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的策略互動(dòng)模式，同時(shí)考察其空間外溢效應(yīng)以及財(cái)政結(jié)構(gòu)的影響機(jī)制；另一方面，地方政府根據(jù)自身財(cái)政失衡狀況而制定的稅收競(jìng)爭(zhēng)策略在不同的空間下可能會(huì)表現(xiàn)出不同的性質(zhì)，因此本文從財(cái)政收入、支出和自主能力三個(gè)方面分別構(gòu)建分權(quán)衡量指標(biāo)并作為門(mén)檻變量，研究地方政府財(cái)政結(jié)構(gòu)對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的非線性影響特征。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

被解釋變量為橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)水平（TC）。本文參考郭杰和李濤（2009）[5]、劉潔和李文（2013）[6]的做法，使用轄區(qū)稅收收入與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值作為橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的測(cè)度指標(biāo)，以反映地方政府從地區(qū)生產(chǎn)活動(dòng)中汲取稅收來(lái)源的相對(duì)能力。

核心解釋變量為財(cái)政分權(quán)（FD）和縱向財(cái)政失衡（VFI）。對(duì)于財(cái)政分權(quán)的測(cè)度有諸多方式，本文主要從兩個(gè)角度進(jìn)行衡量：一是從央地政府間的財(cái)政收支份額考察中央與地方分權(quán)結(jié)構(gòu)[8]，具體包括財(cái)政收入分權(quán)（FDR）和財(cái)政支出分權(quán)（FDE）指標(biāo)，從收入和支出兩個(gè)方面分別加以探究；二是描述地方財(cái)政的自給自足能力，即不需要過(guò)度依賴外部支持、依靠?jī)?nèi)源發(fā)展?jié)M足自身財(cái)政目標(biāo)的綜合實(shí)力[9]，如財(cái)政自主度指標(biāo)（FDA）。具體的變量說(shuō)明見(jiàn)表1。

表1 變量說(shuō)明

對(duì)于財(cái)政結(jié)構(gòu)失衡，本文更多關(guān)注的是地方政府因其財(cái)權(quán)與事權(quán)不對(duì)等而導(dǎo)致的自有財(cái)政收入與轄區(qū)支出需求不匹配的現(xiàn)象，主要基于Eyrand 和Lusinvan（2013）[10]提出的測(cè)度方法，設(shè)定縱向財(cái)政失衡變量：

其中，F(xiàn)GR為財(cái)政缺口率，計(jì)算方法為(一般公共預(yù)算支出-一般公共預(yù)算收入)/一般公共預(yù)算支出。

本文還選取了地方經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、財(cái)政等各方面的異質(zhì)性因素構(gòu)成控制變量集合，具體包括生產(chǎn)力水平（PGDP）、工業(yè)化水平（IND）、貿(mào)易開(kāi)放水平（TRA）、財(cái)政赤字率（DEF）、非稅收入能力（NON）、城鎮(zhèn)化水平（URB）、人口密度（PD），見(jiàn)表1。本文選取我國(guó)30個(gè)省份（不含西藏和港澳臺(tái)）2007—2019 年的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)。其中，財(cái)政相關(guān)變量數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)財(cái)政年鑒》《地方財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》，其余變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省份統(tǒng)計(jì)年鑒及官方統(tǒng)計(jì)報(bào)告。地方貿(mào)易進(jìn)出口總額以當(dāng)年匯率折算為人民幣計(jì)價(jià)。

1.2 地方政府橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的空間策略互動(dòng)模型

考慮到地方政府在稅收競(jìng)爭(zhēng)策略上存在的空間關(guān)聯(lián)，本文選用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)地方政府橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的空間互動(dòng)關(guān)系及財(cái)政結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。在經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展中，區(qū)域間的相互關(guān)聯(lián)不只體現(xiàn)在地理距離上的毗鄰，經(jīng)濟(jì)水平相近的區(qū)域之間往往也表現(xiàn)出一定的相似性。因此，本文分別選取地理和經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行加權(quán)回歸，探究其在地理空間和經(jīng)濟(jì)空間下的不同表現(xiàn)。

在進(jìn)行回歸分析之前，使用莫蘭指數(shù)（Moran’s I）進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。莫蘭指數(shù)分為全局（Global）和局部（Local）兩種（計(jì)算公式見(jiàn)式（2）、式（3）），全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)整體空間相關(guān)性，并未揭示局部空間依賴關(guān)系，而局部莫蘭指數(shù)可以揭示這一點(diǎn)，通過(guò)構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量z 值（計(jì)算公式見(jiàn)式（4））及顯著性檢驗(yàn)來(lái)判斷。莫蘭指數(shù)的結(jié)果被歸一化到[-1,1]，正值表示存在空間正相關(guān)性，負(fù)值表示存在空間負(fù)相關(guān)性，取值為0表示呈空間隨機(jī)分布。在局部莫蘭散點(diǎn)圖中，位于一、三象限的點(diǎn)自身觀測(cè)值與周圍點(diǎn)觀測(cè)值都較高或較低，存在局部空間正相關(guān)性。

其中，Wij為空間權(quán)重矩陣元素，地理距離權(quán)重矩陣的構(gòu)建遵循周亞虹等（2013）[11]對(duì)于連續(xù)函數(shù)設(shè)定的方法，使用省份間地表經(jīng)緯度距離計(jì)算并加權(quán)得到，地理空間權(quán)重值；經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣是以樣本期內(nèi)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的均值為基礎(chǔ)進(jìn)行設(shè)定，Wij=1/|PGDPi-PGDPj|,i≠j。PGDP為樣本期內(nèi)地區(qū)人均生產(chǎn)總值均值，矩陣主對(duì)角線（i=j）上的元素賦值為0。

在使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析以及空間相關(guān)性顯著的前提下，普通OLS回歸將無(wú)法處理因時(shí)間趨勢(shì)性及空間依賴性等帶來(lái)的干擾，因而本文使用空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM）并控制固定效應(yīng)進(jìn)行分析，而對(duì)于具體空間模型形式的選取，以及地區(qū)、時(shí)間或是雙向固定效應(yīng)的選擇，則需要通過(guò)相關(guān)檢驗(yàn)進(jìn)行判斷。三種模型的具體形式見(jiàn)式（5）至式（7）。

其中，ρ為空間滯后系數(shù)；λ為空間誤差系數(shù)；ρi則為財(cái)政結(jié)構(gòu)（財(cái)政分權(quán)、財(cái)政失衡及其交互項(xiàng)）的空間滯后項(xiàng)對(duì)于被解釋變量的影響系數(shù)，反映財(cái)政結(jié)構(gòu)的空間外溢效應(yīng)；X為地區(qū)異質(zhì)性特征的控制變量集合；以與空間權(quán)重Wij的加權(quán)項(xiàng)表示對(duì)應(yīng)變量的空間滯后；各變量均取自然對(duì)數(shù)形式；ui、θt和εi,t分別為空間效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)和隨機(jī)干擾項(xiàng)。

1.3 縱向財(cái)政失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)的非線性影響模型

地方政府財(cái)政結(jié)構(gòu)與稅收競(jìng)爭(zhēng)水平之間的關(guān)聯(lián)會(huì)因自身分權(quán)程度的不同而表現(xiàn)出一定的層級(jí)特征，不同權(quán)力層級(jí)的地方政府其財(cái)政結(jié)構(gòu)對(duì)于自身競(jìng)爭(zhēng)策略的影響作用也表現(xiàn)不同，而財(cái)政分權(quán)指標(biāo)又為連續(xù)型變量形式，故基于上述分析，本文引入門(mén)檻回歸模型來(lái)驗(yàn)證這一非線性關(guān)系，同時(shí)這一特征可能表現(xiàn)為“多層級(jí)”，因而使用具有廣義形式的多門(mén)檻回歸模型。單一門(mén)檻回歸模型設(shè)定如式（8）所示。

其中，I(·)為示性函數(shù)，滿足括號(hào)內(nèi)條件取值為1，反之為0；γ為門(mén)檻值；FD為門(mén)檻變量財(cái)政分權(quán)度，本文從收入分權(quán)、支出分權(quán)和財(cái)政自主度三個(gè)方面進(jìn)行門(mén)檻設(shè)定；X為控制變量；μi、θt、εit分別為地區(qū)效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)、隨機(jī)干擾項(xiàng)。

在單一門(mén)檻顯著的前提下進(jìn)行雙重門(mén)檻檢驗(yàn)，若結(jié)果不顯著，則仍然使用單一門(mén)檻模型進(jìn)行回歸；若結(jié)果顯著，則使用雙重門(mén)檻面板模型進(jìn)行回歸分析，其形式設(shè)定如式（9）所示。更高階門(mén)檻模型的使用前提及設(shè)定形式與之類似。

其中，γ1和γ2分別為第一門(mén)檻和第二門(mén)檻。

對(duì)于門(mén)檻效應(yīng)顯著性以及門(mén)檻值的檢驗(yàn)，本文參考Hansen（2000）[12]的做法，通過(guò)構(gòu)造LR 統(tǒng)計(jì)量以檢驗(yàn)門(mén)檻效應(yīng)的顯著性，使用Bootstrap方法獲得其漸近分布。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)造門(mén)檻估計(jì)值的置信區(qū)間并對(duì)原假設(shè)“H0:γ=”進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，當(dāng)似然比值LRn(γ)≤c(α)=-2 ln(1-α)時(shí)（α代表顯著性水平），不能拒絕原假設(shè)，在5%的顯著性水平上c(α)=7.35。多門(mén)檻回歸模型則需要對(duì)每一門(mén)檻分別進(jìn)行檢驗(yàn)。

2 實(shí)證分析

2.1 地方政府橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的空間策略互動(dòng)

2.1.1 空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 為2007—2019 年的全局莫蘭指數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。莫蘭指數(shù)均為正，除在地理距離權(quán)重下的2012—2014 年未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)外，其余年份在兩種權(quán)重下均顯著。說(shuō)明地方政府在稅收競(jìng)爭(zhēng)策略上存在著明顯的空間互動(dòng)，競(jìng)爭(zhēng)水平在地理空間和經(jīng)濟(jì)空間下呈現(xiàn)正向關(guān)聯(lián)，即地理位置鄰近的政府之間和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近的政府之間，競(jìng)爭(zhēng)水平分別存在著集聚特征。此外，從莫蘭指數(shù)的大小來(lái)看，經(jīng)濟(jì)空間相關(guān)性整體大于地理空間相關(guān)性，盡管在樣本期內(nèi)該指數(shù)值存在著一定的波動(dòng)，但并未影響地方政府通過(guò)“標(biāo)尺競(jìng)爭(zhēng)”的作用機(jī)制推進(jìn)區(qū)域稅收競(jìng)爭(zhēng)水平形成空間集聚的宏觀趨勢(shì)。

圖1 地理、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下的全局莫蘭指數(shù)隨時(shí)間變化的趨勢(shì)

圖2展示了兩種權(quán)重下2019年的莫蘭散點(diǎn)集聚結(jié)果，其中的每一個(gè)散點(diǎn)都代表一個(gè)省份。由圖2可知，兩種距離加權(quán)下的稅收競(jìng)爭(zhēng)水平均表現(xiàn)出明顯的空間正相關(guān)性，多數(shù)散點(diǎn)落于High-High 板塊和Low-Low 板塊，即地理位置鄰近或經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平接近的地區(qū)在稅收競(jìng)爭(zhēng)水平上表現(xiàn)出正向集聚特征。表2總結(jié)了散點(diǎn)的分布情況及區(qū)域分布特征。總的來(lái)說(shuō)，地理距離權(quán)重下，高水平集聚區(qū)（High-High板塊）的省份主要來(lái)源于東部地區(qū)，中西部地區(qū)的多數(shù)省份主要集中于低水平集聚區(qū)（Low-Low板塊）；經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下，這一特征同樣明顯，但部分經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)落后的東部地區(qū)省份出現(xiàn)在低水平集聚區(qū)。這意味著無(wú)論是從地理位置還是經(jīng)濟(jì)水平來(lái)看，東部地區(qū)發(fā)達(dá)省份與中西部地區(qū)省份在稅收競(jìng)爭(zhēng)水平上已出現(xiàn)明顯分化，且表現(xiàn)出區(qū)域集聚特征，這與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展東西不均衡的現(xiàn)狀一致。

圖2 地理、經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下2019年的局部莫蘭散點(diǎn)圖

表2 局部莫蘭散點(diǎn)圖的板塊分布和區(qū)域分布

2.1.2 空間模型回歸結(jié)果

下頁(yè)表3 為以財(cái)政自主度為分權(quán)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果，考慮到地方政府可能存在對(duì)于往期財(cái)政結(jié)構(gòu)的路徑依賴，使用核心變量的當(dāng)期與滯后1期數(shù)據(jù)分別回歸并加以比較。對(duì)于SAR、SEM、SDM三種空間模型以及個(gè)體、時(shí)間和雙向固定及隨機(jī)效應(yīng)的選擇，本文分別對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行了Wald、LR 和Hausman 檢驗(yàn)以確定模型是否適用，結(jié)果顯示，除列（4）回歸使用隨機(jī)效應(yīng)（RE）下的SDM 模型外，其余均使用雙向固定效應(yīng)（FE）SDM模型。

由表3 的回歸結(jié)果可知：（1）空間自回歸系數(shù)ρ在當(dāng)期核心解釋變量的回歸中顯著為正，證明地方政府的稅收競(jìng)爭(zhēng)行為存在著空間外溢效應(yīng)，以周邊地區(qū)為標(biāo)尺進(jìn)行空間互動(dòng)，競(jìng)爭(zhēng)模式為“向上競(jìng)爭(zhēng)”。（2）以財(cái)政自主度衡量的財(cái)政分權(quán)變量在當(dāng)期與往期均促進(jìn)了自身稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的提高，表明財(cái)政自主能力較強(qiáng)的地方政府其稅收競(jìng)爭(zhēng)水平也較高，同時(shí)這一影響具有時(shí)期延伸性，對(duì)于未來(lái)競(jìng)爭(zhēng)水平的提高起到促進(jìn)作用，但從系數(shù)大小來(lái)看，對(duì)于當(dāng)期影響更為明顯。（3）縱向財(cái)政失衡的影響僅在當(dāng)期顯著為負(fù)，可見(jiàn)地方財(cái)政結(jié)構(gòu)的失衡削弱了自身稅收競(jìng)爭(zhēng)水平，失衡嚴(yán)重的地方政府往往缺少長(zhǎng)期穩(wěn)定的收入渠道以滿足轄區(qū)支出需求，財(cái)政結(jié)構(gòu)的相對(duì)不健全導(dǎo)致地方政府難以拓展稅收資源以提高自身競(jìng)爭(zhēng)能力；這一影響只體現(xiàn)于當(dāng)期，表明現(xiàn)階段我國(guó)地方政府通過(guò)稅收競(jìng)爭(zhēng)手段以彌補(bǔ)過(guò)往財(cái)政缺口的做法可能并不常見(jiàn)，更多的是用于緩解當(dāng)期財(cái)政壓力。（4）交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明財(cái)政自主度的提高加劇了財(cái)政失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的削弱作用，可能的原因是，財(cái)政自主度較高的地方政府對(duì)于自身財(cái)政資源的依賴程度也較高，較少通過(guò)外部渠道（如上級(jí)轉(zhuǎn)移支付等）來(lái)彌補(bǔ)財(cái)政缺口，財(cái)政失衡時(shí)的自有收入缺失對(duì)于其稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的抑制作用體現(xiàn)得更為明顯。

表4 是以收支分權(quán)分別作為財(cái)政分權(quán)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果，同樣經(jīng)過(guò)了表3的檢驗(yàn)過(guò)程。其中，列（7）、列（8）使用隨機(jī)效應(yīng)SDM 模型，其余均為雙向固定效應(yīng)SDM模型。從結(jié)果來(lái)看：收入、支出兩個(gè)方面的分權(quán)變量系數(shù)在兩個(gè)時(shí)期的回歸中均保持正向顯著，表明財(cái)政收支分權(quán)程度的提高促進(jìn)了自身稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的提升，這一影響同樣也具有時(shí)期延伸性?？v向財(cái)政失衡變量的系數(shù)在收入分權(quán)下的當(dāng)期和支出分權(quán)下的滯后期顯著為負(fù)，表明財(cái)政結(jié)構(gòu)失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的抑制作用在財(cái)政收入分權(quán)層面更傾向于當(dāng)期，而在財(cái)政支出分權(quán)層面則更傾向于下一期。從當(dāng)期交互項(xiàng)來(lái)看，收支分權(quán)程度的提高顯著抑制了財(cái)政失衡對(duì)稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的削弱效應(yīng)，可能的原因是，收支分權(quán)程度較高的地方政府對(duì)于自身財(cái)政收支的裁量能力較強(qiáng)，能夠根據(jù)自身財(cái)政情況制定合適的收支策略，因此其稅收決策受到財(cái)政結(jié)構(gòu)失衡的影響在一定程度上得到緩沖。

表4 策略互動(dòng)空間模型回歸結(jié)果（2）

2.2 多門(mén)檻模型回歸結(jié)果

2.2.1 門(mén)檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)

在回歸之前，需要先對(duì)不同門(mén)檻變量下的門(mén)檻效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。在上文的分析中，財(cái)政分權(quán)變量的回歸系數(shù)表現(xiàn)出明顯的時(shí)期延伸性，因此本文同時(shí)也選取滯后一期財(cái)政分權(quán)變量作為門(mén)檻變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5所示。在當(dāng)期和滯后一期的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)下，門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)得到了相似的結(jié)果：收入分權(quán)與支出分權(quán)只通過(guò)了單一門(mén)檻的顯著性檢驗(yàn)，財(cái)政自主度通過(guò)了單一和雙重門(mén)檻檢驗(yàn)。基于上述檢驗(yàn)結(jié)果，使用對(duì)應(yīng)的門(mén)檻模型進(jìn)行回歸分析。

表5 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.2.2 門(mén)檻估計(jì)值檢驗(yàn)

在門(mén)檻效應(yīng)顯著的前提下，使用LR 統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行門(mén)檻估計(jì)值檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示。似然比檢驗(yàn)圖能直觀地展示門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果，以財(cái)政自主度雙重門(mén)檻的似然比檢驗(yàn)為例，圖3給出了其當(dāng)期和滯后一期的LR檢驗(yàn)結(jié)果，兩個(gè)門(mén)檻值均通過(guò)了5%水平上的檢驗(yàn)。

圖3 門(mén)檻值LR檢驗(yàn)

表6 門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

2.2.3 門(mén)檻回歸結(jié)果

下頁(yè)表7中，當(dāng)期和滯后一期財(cái)政自主度作為門(mén)檻變量時(shí)使用雙重門(mén)檻模型進(jìn)行估計(jì)，收支分權(quán)指標(biāo)作為門(mén)檻變量時(shí)使用單一門(mén)檻模型進(jìn)行估計(jì)。從當(dāng)期財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的回歸結(jié)果來(lái)看：（1）在當(dāng)期財(cái)政收入分權(quán)門(mén)檻值兩側(cè)，縱向財(cái)政失衡均顯著削弱了地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)水平，從其影響大小來(lái)看，當(dāng)財(cái)政收入分權(quán)≤-0.0958 時(shí)，系數(shù)為-0.592，當(dāng)財(cái)政收入分權(quán)>-0.0958 時(shí)，系數(shù)為-0.329，系數(shù)絕對(duì)值下降約44%，可見(jiàn)財(cái)政收入分權(quán)程度較低的地方政府其財(cái)政結(jié)構(gòu)失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的削弱作用更為明顯，這也與上文空間模型中財(cái)政收入分權(quán)與財(cái)政失衡交互項(xiàng)系數(shù)的回歸結(jié)果相一致。當(dāng)期財(cái)政支出分權(quán)門(mén)檻下的回歸結(jié)果與此相似。（2）當(dāng)期財(cái)政自主度作為門(mén)檻變量時(shí)體現(xiàn)為雙重門(mén)檻特征。當(dāng)財(cái)政自主度≤-1.0032 時(shí)，財(cái)政失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的影響作用顯著為正；當(dāng)財(cái)政自主度處于第一、第二門(mén)檻估計(jì)值之間時(shí)，系數(shù)不顯著；當(dāng)財(cái)政自主度>-0.8160 時(shí)，這一影響效應(yīng)變?yōu)樨?fù)向顯著，表明隨著財(cái)政自主度的逐漸提高，財(cái)政失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的影響作用經(jīng)歷了從促進(jìn)到抑制的轉(zhuǎn)變過(guò)程。由上文分析可知，財(cái)政自主能力較強(qiáng)的政府對(duì)于自身財(cái)政資源的依賴性較強(qiáng)，面對(duì)財(cái)政結(jié)構(gòu)失衡時(shí)，一方面自有收入渠道難以在短期內(nèi)恢復(fù)，另一方面難以通過(guò)外來(lái)收入渠道彌補(bǔ)自身稅收，因而對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的抑制作用更為明顯；而對(duì)于財(cái)政自主能力較差的政府，上級(jí)轉(zhuǎn)移支付及財(cái)政補(bǔ)貼等往往是其財(cái)政收入的一大重要來(lái)源，且對(duì)于轄區(qū)自有稅源進(jìn)行拓展的邊際效果也更為明顯，因而當(dāng)自有財(cái)政收入不足以彌補(bǔ)財(cái)政缺口從而形成財(cái)政失衡時(shí)，外來(lái)渠道財(cái)政收入以及對(duì)于自有稅源的開(kāi)拓反而可能明顯促進(jìn)自身競(jìng)爭(zhēng)水平的提高。總體來(lái)看，滯后期財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的結(jié)果與當(dāng)期回歸結(jié)果相似，但在財(cái)政自主度指標(biāo)下影響效應(yīng)始終為負(fù)，且這一抑制作用沿門(mén)檻區(qū)間而逐級(jí)減小。

表7 多門(mén)檻面板回歸結(jié)果

3 結(jié)論

本文基于我國(guó)30 個(gè)省份的動(dòng)態(tài)空間面板數(shù)據(jù)，使用空間計(jì)量模型研究地方政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的策略互動(dòng)模式以及財(cái)政結(jié)構(gòu)對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的影響機(jī)制，并以不同的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)構(gòu)建門(mén)檻變量，使用多門(mén)檻回歸模型檢驗(yàn)政府財(cái)政結(jié)構(gòu)對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的非線性影響特征，得到以下結(jié)論：（1）地方政府間的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)存在空間外溢性，形成了正向空間集聚的宏觀趨勢(shì)，在地理空間和經(jīng)濟(jì)空間下均表現(xiàn)出明顯的“向上競(jìng)爭(zhēng)”特征。（2）收支分權(quán)程度和財(cái)政自主能力的提高賦予了地方政府更多的自主權(quán)來(lái)強(qiáng)化稅收競(jìng)爭(zhēng)，且這一影響具有時(shí)期延伸性；縱向財(cái)政失衡起到了抑制作用且僅在當(dāng)期顯著；財(cái)政自主度的提高加劇了縱向財(cái)政失衡對(duì)自身稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的抑制作用，而收支分權(quán)則削弱了這一抑制作用。（3）縱向財(cái)政失衡對(duì)于稅收競(jìng)爭(zhēng)水平的影響存在著門(mén)檻效應(yīng)，在收支分權(quán)和財(cái)政自主度門(mén)檻下分別表現(xiàn)為單一和雙重門(mén)檻特征：在收支分權(quán)門(mén)檻下始終起到抑制作用，但這一影響效應(yīng)逐級(jí)下降；在財(cái)政自主度的雙重門(mén)檻下經(jīng)歷了“明顯促進(jìn)—影響不明顯—明顯抑制”的過(guò)程。