資本流動還是信息不對稱
——對中國地方政府稅收競爭動因的實證研究

蒲艷萍 成 肖

(重慶大學 1.公共管理學院 2.公共經濟與公共政策研究中心，重慶 400044)

資本流動還是信息不對稱
——對中國地方政府稅收競爭動因的實證研究

蒲艷萍1,2成 肖1

(重慶大學 1.公共管理學院 2.公共經濟與公共政策研究中心，重慶 400044)

理論上，地區(qū)間稅收競爭行為可能基于資本流動與信息不對稱兩種動因產生?；?999—2014年省級面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)GMM方法對中國地區(qū)宏觀財政收入與各主要稅種及費類收入競爭行為的性質與動因進行實證檢驗。結果表明：總體上，中國地區(qū)間存在顯著且穩(wěn)健的稅收模仿行為；與居民生活密切相關的消費稅表現(xiàn)出信息不對稱下的稅收標尺競爭；對于與資本要素密切相關的增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅，資本的跨地區(qū)流動是解釋其地區(qū)間策略互動關系的最好方式；營業(yè)稅、個人所得稅與行政事業(yè)性收費不具有顯著的空間策略互動特征。

稅收標尺競爭；信息不對稱；資本流動；晉升錦標賽

一、引言及相關文獻回顧

中國的優(yōu)惠政策尤其是區(qū)域性稅收優(yōu)惠政策層見疊出，地區(qū)爭取到的稅收優(yōu)惠幅度和范圍的不同，導致地區(qū)間實際稅收負擔具有較大差異。通過調整稅收審計、稅收督查等稅收征管力度，地方政府可誘發(fā)地區(qū)企業(yè)避稅，降低企業(yè)稅負壓力。該方法更為隱藏，更難被上級政府監(jiān)督，因此在實際中常被地方政府采用。此外，地方政府還可通過多種稅費減免方式來吸引企業(yè)投資，提高地區(qū)競爭力。2007—2008年，11個省區(qū)地方政府以“招商引資”、“舊城改造”等方式變相減免土地出讓收入19.61億元*資料來源：審計署審計報告《40個市地州56個縣區(qū)市土地專項資金征收使用管理及土地征收出讓情況審計調查結果》。?？梢?，中國地方政府雖無權展開以稅收立法和名義稅率為策略性工具的稅收競爭，但可通過稅收優(yōu)惠、稅收征管、財政補貼等手段調整地區(qū)實際稅率，實現(xiàn)地方政府間稅收競爭。在大量研究(沈坤榮 等，2006；郭杰 等，2009；龍小寧 等，2014；王佳杰 等，2014；等等)為中國地方政府稅收競爭的客觀存在提供實證證據(jù)后，有必要進一步深入揭示稅收競爭的動因。實證考察中國地方政府稅收競爭的動因既是客觀刻畫地方政府稅收競爭發(fā)生機理的需要，也將對匡正地方政府稅收競爭行為與深入理解中國式分權有所貢獻，此即本文宏觀立意之所在。

解釋地區(qū)稅收競爭行為最具影響力的理論由Wildasin(1988)提出，該理論基于資本完全流動假設，認為資本稀缺要素的跨地區(qū)流動受各地區(qū)財政政策驅動，某地區(qū)財政政策的選擇會通過影響資本在地區(qū)間的配置進而影響其他地區(qū)的政府預算約束。為吸引更多的資本要素流入以實現(xiàn)本地利益最大化，地方政府會選擇通過稅收優(yōu)惠、財政補貼等手段與同級政府展開競爭，造成地區(qū)間稅收政策選擇的策略性互動。Besley et al.(1995)基于地方官員與選民之間的信息不對稱提出地區(qū)間稅收競爭行為的另一種解釋。提供轄區(qū)內公共產品與公共服務所必需的財政收入信息在地方官員與選民之間是不對稱的。為獲取政治租金，地方官員具有隱瞞該信息、進行機會主義行為的激勵。處于信息相對貧乏一方的選民，有效評估地方官員表現(xiàn)的能力受限，通常會選擇以鄰近地區(qū)稅負狀況作為標尺來推斷本地區(qū)地方官員的表現(xiàn)并對其進行選舉制裁。地方官員為再次獲選，在制定本地區(qū)稅收政策時會參考鄰近地區(qū)的相關稅收政策。因此，標尺競爭機制下地區(qū)間稅收政策選擇呈現(xiàn)空間策略性互動特征。Bosh et al.(2007)揭示出西班牙各選區(qū)的政治選舉結果不僅受轄區(qū)內的稅率影響，也與鄰近地區(qū)的稅率相關，驗證了基于信息不對稱假說的稅收標尺競爭理論的合理性。

以上兩種理論引發(fā)了隨之而來的疑問：中國地方官員晉升錦標賽治理模式下是否有可能存在信息不對稱下的稅收標尺競爭？如果有可能，那么現(xiàn)實中地方政府稅收競爭究竟是基于流動性動因還是基于信息不對稱動因？中國地方政府的稅收競爭可否由流動性動因或信息不對稱動因來單獨解釋？不同稅種的稅收競爭動因是否存在差異？遺憾的是，目前基于中國現(xiàn)實背景解答中國地方政府稅收競爭動因的文獻較為匱乏，且大多停留于初步的邏輯分析，沒有利用經驗數(shù)據(jù)對中國地方政府稅收競爭動因進行實證研究。為填補國內此項實證文獻的空缺并解答上述疑問，本文利用1999—2014年中國省級面板數(shù)據(jù)對中國地方政府稅收競爭的動因進行實證檢驗，并對不同稅種的稅收競爭動因進行區(qū)分。

二、理論分析與假設提出

(一)基于中國現(xiàn)實的理論分析

地區(qū)間稅收策略互動關系的理論根源主要有兩個：一個是地區(qū)間為爭奪稀缺性流動資本而展開稅收競爭，另一個是信息不對稱下選民以鄰近地區(qū)的稅收政策為標尺來對本轄區(qū)地方官員進行選舉制裁所產生的稅收標尺競爭。中國地方政府為爭奪資本稀缺要素而展開稅收競爭的觀點獲得普遍認可。謝貞發(fā)等(2015)在討論了稅收標尺競爭假說在中國的適用性后指出，采用資本流動性動因解釋中國分稅制下同層級政府間的橫向稅收策略互動關系更為合理，但其沒有對該觀點進行進一步的實證驗證。王守坤等(2008)通過在稅收競爭識別模型中引入重大政治經濟會議召開年份虛擬變量與稅收策略反應項的交互項來檢驗標尺競爭效應，結果表明理論上的稅收標尺競爭效應沒有得到證實。那么，信息不對稱下的稅收標尺競爭假說是否可以作為解析中國地方政府稅收競爭問題的理論基礎？這是需要首先回答的重要理論問題。

國內外政治體制存在差異，中國地方官員并不由(至少是不完全由)地區(qū)居民選舉產生，這使得信息不對稱條件下自下而上的稅收標尺競爭理論在中國的適用性需要進一步的推敲與討論?；谥袊胤焦賳T晉升錦標賽治理模式與西方標尺競爭機制的相似性(周黎安，2007；Caldeira，2012)，本文認為，中國地方官員晉升錦標賽治理模式下，地區(qū)間展開基于地方官員與上級政府信息不對稱動因的稅收競爭成為可能。所謂中國地方官員晉升錦標賽治理模式，是指具有集中人事權的中央或上級政府會設計一定的晉升和提拔標準來評估地方官員的績效并決定其升遷?？己藰藴拾℅DP增長、地方財政收入、充分就業(yè)、公眾滿意度*中國現(xiàn)行政府考核機制中，中央政府對地方政府的考核引入群眾上訪一票否決等規(guī)定。等一系列社會經濟目標。由于上下級官員之間存在信息不對稱問題，為減少政績考核的誤差，處于信息相對貧乏一方的上級政府會理性地根據(jù)地方官員績效的相對位次而不是絕對成績來決定其晉升。位居行政金字塔之中的地方政府官員，為在晉升錦標賽中獲得更高的排名，會積極關注競爭對手動向并看著競爭對手“出牌”(尚虎平，2007)?？梢钥闯?，在信息約束和風險規(guī)避條件下，由上級政府發(fā)動的對地方官員的晉升制裁使得地方政府具有與其他地區(qū)保持高度競爭的激勵。考慮到稅收政策與地區(qū)經濟增長、財政收入、地區(qū)就業(yè)、居民滿意度等之間的緊密依存關系，稅收政策的選擇無疑成為了地方政府參與競爭的重要手段。地方官員將競爭性地區(qū)的稅收政策、實際稅負水平等作為自己施政的參照，產生了地區(qū)間稅收的策略性互動。

標尺競爭機制的一個必要前提假設是信息具有可比性(Besley et al.，1995；Emmnuelle et al.，2009)。若鄰近地區(qū)的稅收負擔具有較大差異，信息溢出的有效性和借鑒性大大降低，選民很難確定并統(tǒng)一評價本轄區(qū)稅負狀況所應采用的基準稅負。尋求利益最大化的地方官員提高轄區(qū)內稅負而不被選民準確識別的幾率提高。因此，不同于基于資本流動性動因的稅收競爭假說，在信息不對稱條件下的稅收標尺競爭假說中，地區(qū)稅負與鄰近地區(qū)稅收負擔的離散程度相關。標尺競爭機制的有效性受制于鄰近地區(qū)信息的可比性，這在中國地方官員晉升錦標賽治理模式中依然成立。有效推行晉升錦標賽的一個重要提前是合理的參賽組構成，只有處于“同一起跑線”的地區(qū)才能保證相互競爭的激勵(周黎安，2007)。

綜上，本文認為，中國存在信息不對稱下稅收標尺競爭假說的理論邏輯所要求的基本要素，地方政府有可能展開地方官員與上級政府信息不對稱下自上而下的稅收標尺競爭。*需要注意的是，這里所指的信息不對稱下自上而下的稅收競爭本質上源于晉升競爭。不是稅收競爭促進了標尺競爭，而是晉升競爭促進了稅收競爭。而且，在晉升考量中，稅收只是其中一個因素，還有很多因素也具有決定性。作者感謝審稿人的提醒。

(二)研究假設的提出

近年來，中國的資本跨地區(qū)流動呈不斷上升趨勢(Lai et al.，2013)，已有文獻基于資本形成總額、外商直接投資以及企業(yè)異地并購等視角對稅收環(huán)境與資本流動問題進行實證研究，經驗證據(jù)支持了低稅負的資本流動效應(鐘煒，2006；付文林 等，2011；王鳳榮 等，2015)。因此，理性的地方官員不敢貿然提高與資本要素密切相關的稅種的稅收負擔，因為這樣會將資本驅趕至稅負更低的鄰近地區(qū)。更為普遍的是，針對增值稅、企業(yè)所得稅等對資本流動有著積極影響的稅種，地方政府會采取先征后返、稅收優(yōu)惠、稅收征管力度等多種方式的稅收競爭。根據(jù)姚君(2003)的研究，在2000年中央政府發(fā)文強制取消地方政府自行制定并實施的企業(yè)所得稅先征后返優(yōu)惠政策之前，在深滬兩市上市公司中，有700多家涉及先征后返企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策。高培勇等(2013)使用全國稅收調查數(shù)據(jù)測算發(fā)現(xiàn)，采用最保守的窄口徑金額，2007年中國增值稅稅收優(yōu)惠高達22630.92億元，占當年國內生產總值的8.4%。范子英等(2013)實證發(fā)現(xiàn)，相比由國家稅務局征收企業(yè)所得稅的企業(yè)，由地方稅務局征管所得稅的企業(yè)的避稅情況更加嚴重，即受地方政府稅收競爭直接影響的地方稅務局具有更低的企業(yè)所得稅征管力度。由此，本文提出：

假設1：在地區(qū)經濟高度競爭與區(qū)域一體化日益強化背景下，中國地方政府針對與資本要素密切相關的稅種會展開基于資本流動性動因的稅收競爭。

如果爭奪資本投資是中國地方政府稅收競爭的唯一驅動力，那么地方政府只需針對與資本流動密切相關的稅種展開競爭，對資本流動無顯著影響的稅種的實際稅率選擇在各地區(qū)間相互獨立。然而，有研究發(fā)現(xiàn)，對吸引資本收效甚微的消費稅與費類收入的稅負水平也表現(xiàn)出顯著的空間策略互動特征(童錦治 等，2013；崔治文 等，2015)。這表明，中國很可能存在流動性動因稅收競爭以外的稅收標尺競爭。以消費稅為例，消費稅的稅負轉嫁性質使得消費稅的高低關乎地區(qū)物價水平、居民消費意愿等重要民生問題，劉宇等(2015)利用一般均衡模型模擬不同情景下開征碳稅的經濟影響，發(fā)現(xiàn)若保持政府預算不變，碳稅全部用于減免消費稅，物價水平可下降6.91%，刺激消費支出大幅增加3.22%。地方政府獲得的消費稅返還根據(jù)1993年的基期數(shù)據(jù)按照一定的增長率逐年遞增而確定，與地方政府的征稅行為基本無關。因此，晉升錦標賽下的地方官員具有降低消費稅稅負的激勵。中央政府陸續(xù)出臺一些有關消費稅的稅收優(yōu)惠政策*可參見財稅[2005]174號、財稅[2006]33號、財稅[2008]38號、國稅發(fā)[2008]45號、財稅[2010]98號、財稅[2010]118號、國稅局公告[2010]第12號、國稅局公告[2010]第16號等。，這使得地方政府在使繳納消費稅的生產企業(yè)享受特別消費稅減免優(yōu)惠或給予其財政補貼上具有一定的操作空間。但當鄰近地區(qū)的消費稅稅負具有較大差異性時，消費稅凸顯性降低，消費稅提高對居民消費行為的影響也會降低，這削弱了地方政府降低消費稅稅負的激勵。因此，地區(qū)間消費稅稅負的策略互動關系受制于鄰近地區(qū)消費稅稅負的離散程度。由此，本文提出：

假設2：在中國地方官員晉升錦標賽治理模式下，與居民生活密切相關的消費稅等稅種稅收競爭的驅動力在于地方官員與上級政府之間的信息不對稱。

三、模型設定與估計方法

(一)基于流動性動因的稅收競爭模型

在資本完全流動假設下的稅收競爭簡化模型(Wildasin，1988)中，經濟體由L個同質地區(qū)組成，每個地區(qū)均有N個個體。經濟體共有資本存量K，ki為地區(qū)的資本存量，滿足：

(1)

位于地區(qū)i的個體j提供θ≡1

(2)

(3.1)

(3.2)

其中，-i表示i地區(qū)的競爭性地區(qū)。式(3.1)、(3.2)表明，i地區(qū)的資本存量ki與本地區(qū)稅率ti負相關，與競爭性地區(qū)稅率t-i正相關。

政府預算約束與個人預算約束分別為：

gi=tiki

(4.1)

(4.2)

假定個人因消費私人物品c與公共物品g所帶來的效用函數(shù)滿足：

uij=u(cij,gi)=cij+v(gi)

(5)

給定競爭性地區(qū)稅率t-i，選擇本地區(qū)稅率ti以最大化效用函數(shù)：

(6)

對式(6)求ti的一階偏導數(shù)，有：

(7)

其中，v′(gi)為公共物品的邊際價值。式(7)反映地方政府稅率選擇的空間策略性互動：地區(qū)i在其競爭性地區(qū)稅率t-i給定條件下選擇本地區(qū)稅率以最大化本地區(qū)效用函數(shù)；同時，競爭性地區(qū)在地區(qū)i稅率給定條件下選擇該地區(qū)的最佳稅率。

(二)基于信息不對稱動因的稅收競爭模型

借鑒Emmnuelle et al.(2009)建立的地方官員與選民信息不對稱假設下的稅收競爭簡化模型，本文將中國背景下基于地方官員與上級政府信息不對稱動因的稅收競爭模型表達如下：

i地區(qū)地方官員獲得晉升的概率函數(shù)pi滿足：

(8)

(9)

i地區(qū)地方官員制定本地區(qū)稅率ti以最大化其目標函數(shù)：

(10)

其中，t0為提供轄區(qū)內公共產品與公共服務所需的稅率水平，ρ為地方官員在任期間可獲得的政治租金。地方官員最大化其目標函數(shù)意味著式(10)對ti的一階偏導數(shù)等于零，即：

(11)

同時，式(10)對ti的二階偏導數(shù)小于零，即：

(12)

根據(jù)式(11)，應用隱函數(shù)定理，有：

(13)

(三)計量模型的設定

根據(jù)式(7)與式(11)可知，分別在資本流動假設與信息不對稱假設下，地方政府的稅率選擇均呈現(xiàn)空間策略性互動特征。式(13)表明，在基于信息不對稱動因的稅收競爭模型中，地區(qū)稅負與其競爭性地區(qū)稅負水平的離散程度存在正向變動關系。這一關系在基于流動性動因的稅收競爭模型中卻并不成立。因此，判別地方政府稅收競爭是基于流動性動因還是基于信息不對稱動因的關鍵在于檢驗地區(qū)稅負與其競爭性地區(qū)稅負水平的離散程度之間是否顯著正相關。為實證檢驗中國地方政府是否展開稅收競爭，以及可能存在的稅收競爭行為的動因，本文構建如下計量模型：

(14)

(15)

(16)

(四)模型估計方法

四、經驗分析

(一)變量定義和數(shù)據(jù)說明

本文實證模型的變量包括三大類：

第一類是被解釋變量。為區(qū)分不同稅種的稅收競爭特征及動因，本文分別采用地區(qū)宏觀稅負R_fis、增值稅稅負R_vat、消費稅稅負R_ct、營業(yè)稅稅負R_opt、企業(yè)所得稅稅負R_eipt、個人所得稅稅負R_iit、城鎮(zhèn)土地使用稅稅負R_lut和行政事業(yè)性收費稅負R_aift作為計量模型的因變量進行回歸分析。稅收負擔以稅收收入占地區(qū)生產總值的比重衡量。由于中央政府的非稅收預算內財政收入缺失地方統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此本文估算地區(qū)宏觀稅負時僅包括全國稅收收入和地方非稅收預算內收入*2013年，中央非稅收預算內收入占中國財政總收入的比重僅為2.6%，因此，忽略中央非稅收預算內收入分地區(qū)數(shù)據(jù)，不會帶來地區(qū)宏觀稅負估算的顯著偏差。。2014年，增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅、城鎮(zhèn)土地使用稅及行政事業(yè)性收費約占財政總收入的80%，具有較強代表性。

第二類是主要解釋變量。在針對地區(qū)總體財政收入與各細分稅種及費類收入進行的回歸中，根據(jù)式(15)和式(16)，本文構建反映其空間鄰接省份平均稅收負擔的變量(Rv_fis、Rv_vat、Rv_ct、Rv_opt、Rv_eipt、Rv_iit、Rv_lut、Rv_aift)與反映空間鄰接省份稅負離散程度的變量(σ_fis、σ_vat、σ_ct、σ_opt、σ_eipt、σ_iit、σ_lut、σ_aift)。

第三類是控制變量。計量模型控制各地區(qū)財政支出比重、地方財政自主性、產業(yè)結構、城市化水平、固定資產投資比重、貿易開放度、外資實際利用水平等因素對地區(qū)稅負的影響。地方政府財政支出比重gov為地方政府財政支出規(guī)模與地區(qū)生產總值之比；地方財政自主性decen為地方財政凈收入與地方財政總支出之比，其中，地方財政凈收入等于地方本級財政收入減去上解中央支出；產業(yè)結構ts為地區(qū)第二、三產業(yè)產值與地區(qū)生產總值之比；城市化水平urban為地區(qū)非農業(yè)人口與地區(qū)總人口之比；固定資產投資比重invest為各地區(qū)固定資產投資總額與地區(qū)生產總值之比；貿易開放度trade為各地區(qū)進出口總額與地區(qū)生產總值之比；外資實際利用水平FDI為各地區(qū)實際利用外資額與地區(qū)生產總值之比。

1994年分稅制的實施帶來中國財政收入體制的巨大變化，鑒于分稅制改革從實施到生效的時間滯后性及可得數(shù)據(jù)的完整性，本文采用1999—2014年中國大陸31個省份的面板數(shù)據(jù)作為研究對象。基礎數(shù)據(jù)來自《中國稅務年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》。變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結果(觀測值=496) (單位：%)

(二)計量結果與分析

本文采用系統(tǒng)GMM方法，分別利用1999—2014年中國大陸31個省份的地區(qū)宏觀財政收入、增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅、城鎮(zhèn)土地使用稅及地區(qū)行政事業(yè)性收費等數(shù)據(jù)進行模型(14)的回歸分析，實證結果見表2。廣義矩估計采用一階段估計法存在過度識別問題，在小樣本中采用兩階段估計法則容易導致標準差被嚴重低估。因此，本文采用一階段估計結果進行系數(shù)統(tǒng)計推斷，采用兩階段估計進行模型篩選，較為合理。表2中AR(1)、AR(2)與Hansen行分別對應相應的p值。干擾項序列相關檢驗結果表明存在一階序列相關，但不存在二階序列相關。Hansen檢驗結果表明不能拒絕工具變量與擾動項不相關的原假設，工具變量外生，模型設定合理。

表2中，除列(6)針對個人所得稅進行的回歸分析外，其余各列結果中L.R的回歸系數(shù)均顯著為正，表明各地區(qū)當年的稅負水平與該地區(qū)上一年的稅負水平呈現(xiàn)顯著的正向關聯(lián)關系，反映出地區(qū)稅收負擔自身的慣性，即地區(qū)宏觀財政收入、增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、城鎮(zhèn)土地使用稅與行政事業(yè)性收費的稅收負擔均表現(xiàn)出顯著的時間上的路徑依賴特征?；诘貐^(qū)宏觀稅負的回歸結果顯示，中國地方政府展開呈策略性互補特征的稅收競爭，某地區(qū)相鄰省份的平均稅負增加或減少1%時，會導致該地區(qū)的宏觀稅負水平同向增加或減少0.1833%。列(1)中，變量空間鄰接省份稅收負擔標準差σ的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，表明整體上中國地方政府稅收競爭是為爭奪更多的稀缺性流動資本。

具體來看各主要細分稅種和費類收入的回歸結果。對于增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅，估計得到的稅收競爭反應系數(shù)分別為0.5243、0.2921與0.6135，并在5%的顯著性水平下通過檢驗，中國各地區(qū)間增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅的稅收負擔均存在顯著的模仿行為。其中，城鎮(zhèn)土地使用稅的稅收競爭反應系數(shù)最大，原因在于：地方稅務局由地方政府管理，直接受地方政府稅收競爭的影響。相比國家稅務局，地方稅收局具有更強的調整稅收執(zhí)法力度進行稅收競爭的激勵。城鎮(zhèn)土地使用稅全部由地方稅務局負責征管，因此具有更大的稅收競爭空間。列(2)、(5)、(7)中，衡量鄰接省份稅收負擔離散程度的變量σ均不顯著。增值稅、企業(yè)所得稅及城鎮(zhèn)土地使用稅與資本投資高度相關。在地區(qū)經濟高度競爭與區(qū)域一體化日益強化背景下，對于直接影響資本跨地區(qū)流動的增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅，中國地方政府展開了基于資本流動性動因的稅收競爭，驗證了假設1。

表2 地區(qū)總體稅負及各主要稅種和費類收入稅負水平的系統(tǒng)GMM回歸結果

注：*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著，括號內數(shù)值為t統(tǒng)計值；L.R、Rv與σ在回歸結果(1)～(8)中分別表示相應稅種的解釋變量名(因篇幅有限，其指標具體形式此處省略)。下同。

列(3)的回歸結果顯示，消費稅的稅收競爭反應系數(shù)為0.2028，中國地區(qū)間消費稅稅負表現(xiàn)出顯著的正向空間競爭特征。值得注意的是，衡量鄰接省份消費稅稅負離散程度的變量σ在1%的顯著性水平下通過檢驗，某地區(qū)相鄰省份消費稅稅負標準差提高或降低1%，會使得本地區(qū)消費稅的稅收負擔同向提高或降低0.1679%*這一回歸結果也可能是因遺漏解釋變量而造成。如經濟發(fā)展不均衡的區(qū)域，比經濟發(fā)展較均衡的區(qū)域消費稅稅率更高。因此，本文進一步在回歸模型中引入以1998年不變價格計算的人均實際國內生產總值?；貧w結果顯示，控制地區(qū)經濟發(fā)展水平不改變模型主要結論，此時，消費稅的稅收競爭反應系數(shù)為0.2058，衡量鄰接省份消費稅稅負離散程度的變量σ為0.1964，且均在5%的顯著性水平下通過檢驗。。這一實證結果驗證了假設2，在中國地方官員晉升錦標賽治理模式下，地方政府針對與居民生活密切相關的消費稅展開了基于地方官員與上級政府信息不對稱動因的稅收競爭。

分別針對營業(yè)稅、個人所得稅與行政事業(yè)性收費進行的回歸結果見列(4)、(6)、(8)。可以看到，空間鄰接省份平均稅負Rv的回歸系數(shù)并不顯著，某地區(qū)鄰近省市的營業(yè)稅稅負、個人所得稅稅負與行政事業(yè)性收費負擔對該地區(qū)的稅收負擔無顯著影響，即地區(qū)間營業(yè)稅稅負、個人所得稅稅負與行政事業(yè)性收費負擔不呈現(xiàn)空間策略互動特征。營業(yè)稅的稅收競爭反應系數(shù)不顯著的可能原因如下：營業(yè)稅主要是對建筑業(yè)與第三產業(yè)(不含批發(fā)與零售業(yè))征收的稅種，相對績效考核壓力下的地方政府容易做出短視行為，更傾向于爭奪投資規(guī)模大的工業(yè)企業(yè)，往往通過財稅優(yōu)惠、租金減免、資金扶持等競爭手段以開發(fā)區(qū)為載體來吸引工業(yè)企業(yè)的入駐。根據(jù)《中國開發(fā)區(qū)年鑒》相關數(shù)據(jù)計算發(fā)現(xiàn)，2011年131個國家級經濟技術開發(fā)區(qū)工業(yè)增加值與第三產業(yè)增加值占開發(fā)區(qū)生產總值的比重分別為72.62%與22.68%，而同期全國工業(yè)增加值與第三產業(yè)增加值占國內生產總值的比重分別為39.99%與43.10%。另外，營業(yè)稅(不含鐵道部門、各銀行總行、各保險公司總公司集中交納的營業(yè)稅)屬于地方稅，是地方財政收入的主要來源，因此，地方政府針對營業(yè)稅進行“競爭到底”競次行為的激勵較低。行政事業(yè)性收費同屬地方稅，地方政府選擇征管行政事業(yè)性收費來滿足地方財政需求，找補對其他稅種向下的稅收競爭所造成的財政收入損失。個人所得稅的稅收競爭反應系數(shù)不顯著與目前中國勞動力市場買方壟斷相關。

表2還給出了各控制變量對地區(qū)稅收負擔的影響。由于被解釋變量的不同，相同控制變量在不同回歸模型中的回歸系數(shù)值與顯著性水平存在差異。觀察通過顯著性檢驗的控制變量的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)：(1)地方政府財政支出比重的提高與地區(qū)稅負之間存在正相關關系。這是因為：在通過稅收融資實現(xiàn)公共支出的財政理念下，財政支出規(guī)模的擴大會倒逼地方政府提高稅負；產業(yè)結構的高度化會提高地區(qū)稅收負擔，這與對農業(yè)傾斜的稅收優(yōu)惠政策相關，如2006年農業(yè)稅、牧業(yè)稅和農業(yè)特產稅的全面取消，再如增值稅中制造業(yè)部門的適用稅率一般為17%，而農業(yè)相關貨物的適用稅率多為13%。(2)固定資產投資與地區(qū)宏觀稅負、增值稅稅負、企業(yè)所得稅稅負等具有負向關系，這是因為企業(yè)固定資產投資受宏觀經濟形勢與企業(yè)資金制約，稅負降低對企業(yè)盈利能力起積極作用，因此固定資產投資比重的提升意味著企業(yè)面臨較低水平的稅收負擔。(3)總體上，對外開放程度與地區(qū)稅負之間存在正向變動關系，盡管出口企業(yè)享有一定的出口退稅與出口補貼，但其對地區(qū)稅負的抑制作用被較高的進口稅負抵消。

(三)穩(wěn)健性分析

本文采用多種方法對表2的回歸結果進行穩(wěn)健性分析，結果見表3。

表3 綜合多種方法進行的穩(wěn)健性檢驗估計結果

注：R_fis、R_iit分別表示地區(qū)小口徑宏觀稅負與廣義個人所得稅稅負，并相應調整列(9)、(14)中L.R、Rv與σ的統(tǒng)計口徑。

列(9)是以地區(qū)小口徑宏觀稅負進行的穩(wěn)健性檢驗結果，測算小口徑宏觀稅負時僅包括中央與地方稅收收入，不包含地區(qū)非稅收預算內收入；2004年，東北地區(qū)率先啟動增值稅轉型改革試點，由生產型增值稅轉為國際上通用的消費型增值稅，以2004—2014年增值稅相關數(shù)據(jù)進行的穩(wěn)健性檢驗結果見列(10)；列(11)和列(12)分別為采用差分GMM方法對消費稅與營業(yè)稅進行的穩(wěn)健性檢驗結果；2002年中國實施所得稅收入分享改革，將企業(yè)所得稅由原來的地方稅轉變?yōu)橹醒?地方共享稅，同時規(guī)定在2002年之前成立的企業(yè)還保留在地稅局管理，而所有新成立企業(yè)的企業(yè)所得稅必須由國稅局征管，這可能影響地方政府稅收競爭激勵與稅收競爭空間，因此，列(13)為利用2002—2014年企業(yè)所得稅相關數(shù)據(jù)進行的穩(wěn)健性檢驗結果；考慮到城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險、城鎮(zhèn)基本醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險和生育保險等社會保險基金雖然不是采用征稅的方式繳納，但它是對勞動工資征收，屬于對個人所得課稅，因此，列(14)是以個人所得稅收入與社會保險基金收入之和占地區(qū)生產總值的比重衡量的廣義個人所得稅稅負進行的穩(wěn)健性檢驗結果；由于西藏城鎮(zhèn)土地使用稅數(shù)據(jù)缺失嚴重，列(15)是剔除西藏樣本后的穩(wěn)健性檢驗結果；列(16)是剔除控制變量后對行政事業(yè)性收費進行的穩(wěn)健性檢驗結果。

對比表2與表3，可發(fā)現(xiàn)調整變量統(tǒng)計口徑、更換模型估計方法、變更樣本估計區(qū)間或剔除模型控制變量對模型關鍵解釋變量Rv與σ回歸系數(shù)的正負號及顯著性與否均無影響，表明表2的結果具有穩(wěn)健性。具體來看回歸系數(shù)值的大小與顯著性水平，列(9)中地區(qū)小口徑宏觀稅負的競爭系數(shù)為0.2174，大于表2中的0.1833，其顯著性水平也明顯提升，表明中國地方政府財政收入的空間策略性互動更多地體現(xiàn)在稅收收入而非地區(qū)非稅收預算內收入上，進一步佐證前文行政事業(yè)性收費不具有顯著的空間策略性互動特征的結論。以2004—2014年增值稅相關數(shù)據(jù)進行的回歸結果顯示，中國地區(qū)間增值稅稅收競爭行為加劇(稅收競爭反應系數(shù)由表2中的0.5243上升至表3中的0.5788)，這與近年來中國資本跨地區(qū)流動呈不斷上升趨勢相契合。企業(yè)所得稅的稅收競爭反應系數(shù)由表2的0.2921提高至表3的0.3346，這是因為在仍由地稅局負責征管企業(yè)所得稅的系統(tǒng)中，中央政府稅收分成比例的提高，將降低地方政府提高稅收征管努力的激勵，地方政府更傾向于降低企業(yè)所得稅實際稅率以吸引資本要素流入。剔除數(shù)據(jù)存在缺失的西藏樣本后，城鎮(zhèn)土地使用稅的稅收競爭反應系數(shù)也進一步提高(由表2中的0.6135變?yōu)楸?中的0.6183)。

表4 以變異系數(shù)指標衡量離散程度進行的穩(wěn)健性檢驗估計結果

注：cv在列(17)～(24)中分別表示相應稅收在空間鄰接省市稅負水平的變異系數(shù)，計算公式為：cv=σRv。

為增強檢驗結果的信度，本文進一步地采用變異系數(shù)指標衡量空間鄰接省市稅負水平的離散程度，采用系統(tǒng)GMM方法進行模型(14)的回歸分析，結果見表4，可以看到，與表2一致，在針對地區(qū)宏觀財政收入、增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅進行的回歸中，空間鄰接省份平均稅收負擔的回歸系數(shù)均在10%的水平下顯著為正，而其變異系數(shù)均未通過顯著性檢驗；空間鄰接省份消費稅平均稅負與其變異系數(shù)的回歸系數(shù)均顯著為正；在針對營業(yè)稅、個人所得稅與行政事業(yè)性收費進行的回歸中，空間鄰接省份平均稅負與其變異系數(shù)的回歸系數(shù)則均未通過10%的顯著性檢驗。綜上，可以發(fā)現(xiàn)：中國地區(qū)間增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅表現(xiàn)出基于稅基流動性動因的正向空間競爭，消費稅的正向空間競爭則源于地方官員與上級政府之間的信息不對稱問題，營業(yè)稅、個人所得稅與行政事業(yè)性收費不具有顯著的空間策略性互動特征，具有較好的穩(wěn)健性。

五、結論與啟示

本文對中國地方官員晉升錦標賽治理模式下地區(qū)間稅收標尺競爭的可能性進行了分析。一方面，由上級政府發(fā)動的對地方官員的晉升制裁使得中國地方政府具有與其他地區(qū)在稅收政策選擇上保持高度競爭的激勵；另一方面，鄰近地區(qū)信息要具有可比性的必要提前假設在中國地方官員晉升錦標賽治理模式中依然成立，晉升錦標賽的有效推行受制于鄰近地區(qū)經濟發(fā)展條件差異。因此，本文認為，稅收標尺競爭假說可以作為解析中國地方政府稅收競爭問題的理論基礎。

利用1999—2014年中國地區(qū)宏觀財政收入以及增值稅、消費稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅、城鎮(zhèn)土地使用稅與行政事業(yè)性收費的省際面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)廣義矩估計法，對地方政府稅收競爭行為的性質與動因進行了實證分析，結果驗證了“與資本要素相關的稅收要素爭奪競爭、與居民生活相關的稅收可蒙混競爭”的理論假設。具體而言：(1)總體上，中國地區(qū)間存在顯著且穩(wěn)健的稅收模仿行為，并且中國地方政府財政收入的空間策略性互動更多地體現(xiàn)在稅收收入而非地區(qū)非稅收預算內收入上。隨著區(qū)域一體化的日益強化，中國地區(qū)間稅收競爭呈加劇趨勢。(2)對于與資本要素密切相關的增值稅、企業(yè)所得稅與城鎮(zhèn)土地使用稅，資本的跨地區(qū)流動是解釋其地區(qū)間策略互動關系的最好方式。為爭奪稀缺的流動性資本，地方政府會展開以競賽到底為特征的稅收競爭行為，出現(xiàn)均衡稅率低于最優(yōu)水平的結果?？镎胤秸異盒远愂崭偁幮袨榭蓮亩愂辗殖杀壤c稅收征管機構著手，因為這會顯著影響地方政府的稅收競爭激勵與稅收競爭空間。(3)與居民生活密切相關的消費稅表現(xiàn)出信息不對稱下的稅收標尺競爭。當鄰近地區(qū)消費稅稅負具有較大差異時，地方官員更容易“渾水摸魚”去提高本地區(qū)消費稅稅負。因此，在規(guī)范地方政府稅收競爭行為時，應特別注意不同稅種的稅收競爭動因存在差異。(4)營業(yè)稅、個人所得稅與行政事業(yè)性收費稅不具有顯著的空間策略互動特征，地方政府選擇其來滿足地方財政需求，找補對其他稅種向下的稅收競爭所造成的財政收入損失。中國地方政府并沒有對營業(yè)稅和個人所得稅展開競爭，表明現(xiàn)階段中國地區(qū)經濟增長仍依賴于資本的大量投入，并沒有轉向創(chuàng)新和人才的使用上，須進一步加快產業(yè)結構的調整與升級。

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(責任編輯 劉志煒)

CapitalMobilityorInformationAsymmetry:AnEmpiricalStudyofMotivationsofTaxCompetitioninChina

PU YanPingCHENG Xiao

(Chongqing University, Chongqing 400044)

Two mechanisms, capital mobility and information asymmetry, can theoretically lead to strategic interaction of tax policies across provinces. This paper tests the nature and motivations of competition in overall revenue and each major category of taxes on China′s provincial panel data from 1999 to 2014. The results indicate that there exists significant and positive spatial tax competition. Consumption tax which highly related to the living is involved in an information-led tax competition, while in the case of value-added tax, enterprise income tax, and urban land use tax which is closely related to capital and the mobility of the tax base seems to be the best way to explain tax competition. Business tax, personal income tax and administrative fees don′t have significant strategic interactions.

tax competition; information asymmetry; capital mobility; promotion tournament

2017-07-09

蒲艷萍(1965--)，女，四川西充人，重慶大學公共管理學院教授，博士生導師，公共經濟與公共政策研究中心研究員。

成 肖(1990--)，女，湖南邵陽人，重慶大學公共管理學院博士生。

國家社會科學基金重點項目“多態(tài)疊加下的中國勞動力市場新表現(xiàn)與新挑戰(zhàn)研究”(15AZD022)；重慶市研究生科研創(chuàng)新項目“新經濟地理學框架下的中國地方政府稅收競爭研究”(CYB16052)。

F812.4

A

1001-6260(2017)09-0075-12

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.09.008