財(cái)政層級改革、競爭效應(yīng)與稅收征管

劉建民 劉曉函 吳金光 劉嘉意

作者簡介：劉建民（1964—），男，湖南省湘鄉(xiāng)人，博士，長沙理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授，湖南大學(xué)經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院博士生導(dǎo)師，研究方向：財(cái)稅理論與政策。

摘 要：以“省直管縣”財(cái)政體制改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分模型，從企業(yè)實(shí)際稅率的角度考量財(cái)政層級改革對縣級政府稅收征管行為的影響。結(jié)果顯示：“省直管縣”財(cái)政體制改革加劇了縣級政府間的稅收競爭，顯著弱化了縣級政府稅收征管努力，降低了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的實(shí)際稅率，并且對于處于不同市場化水平和不同行業(yè)集中度的企業(yè)具有異質(zhì)性影響。

關(guān)鍵詞：財(cái)政層級改革; 省直管縣;稅收征管;競爭效應(yīng)

中圖分類號：F812.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-7217（2021）06-0118-08

一、引 言

政府稅收征管能力是國家治理能力和國家繁榮的重要基石[1，2]，稅收占GDP的比重偏低是發(fā)展中國家的普遍特征，僅不到20%，而在發(fā)達(dá)國家，這個比重將近達(dá)到50%[3]。導(dǎo)致發(fā)展中國家稅收占GDP的比重偏低的因素是多方面的，其中稅收征管力度偏弱是一個不可忽視的重要因素。

關(guān)于稅收征管力度問題，現(xiàn)有研究一般側(cè)重于強(qiáng)調(diào)信息約束和征收機(jī)構(gòu)征管能力的影響[4]，但稅收征管力度不僅受制于社會的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，還受制于政治制度的激勵機(jī)制[5]。地方政府作為政策執(zhí)行者，在稅收征管方面發(fā)揮著重要作用，可以將稅收征管效率作為一種稅收手段使用，從而影響稅收能力[6]。地方政府通常有兩種手段操縱稅收征管能力：一是直接調(diào)整法定稅率，二是降低或加強(qiáng)稅收征管力度。中國地方政府沒有制定法定稅率的權(quán)力，只有有限的稅收征管權(quán)，因此，第二種方法的運(yùn)用便成為可能。稅收征管力度下降會導(dǎo)致企業(yè)避稅行為增加，避稅被發(fā)現(xiàn)的概率以及機(jī)會成本下降，收益增加，因此誘發(fā)更多企業(yè)選擇避稅[7]。這點(diǎn)在中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)得到了證實(shí)。不少研究都發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)實(shí)際稅率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于名義稅率[8]。地方政府執(zhí)法不力是企業(yè)避稅的主要原因[9]，甚至是主導(dǎo)者 [10]。究其原因，是以GDP為導(dǎo)向的官員晉升制度推動同級地方政府競相降低實(shí)際有效稅率或?qū)嵤┒愂諆?yōu)惠，進(jìn)行稅收競爭，從而吸引更多資本以發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)。政府默許、誘導(dǎo)企業(yè)避稅是政府失信行為的體現(xiàn)，而政府公信力是國家治理的重要資源，一旦失去，就會掉入“塔西佗陷阱”。

影響地方政府稅收征管行為的因素，一直是學(xué)者們研究和關(guān)注的重點(diǎn)。在稅收征管主要由地方政府負(fù)責(zé)的情況下，稅收分成成為影響地方政府稅收征管行為的重要因素。政府間的稅收分成會影響地方政府征稅努力，上級政府稅收分成越高，下級政府的征稅努力越低[11]，征稅收益下降使得地方政府放松稅收征管[12]。轉(zhuǎn)移支付也是影響地方政府稅收征管力度的重要因素。一方面，轉(zhuǎn)移支付對稅收征管力度具有替代效應(yīng)，轉(zhuǎn)移支付收入的增加抑制了地方政府的征稅努力[13];另一方面，轉(zhuǎn)移支付的存在會在平衡地區(qū)發(fā)展的同時(shí)，產(chǎn)生“鞭打快?！钡男Ч?，加強(qiáng)地方政府稅收征管力度[14]。但政府支出偏向?qū)е逻@兩種效應(yīng)相對強(qiáng)弱不一，對稅收征管行為影響具有不確定性[15]。當(dāng)政府對生產(chǎn)性支出總體重視程度相對較高時(shí)， 增加一般性轉(zhuǎn)移支付會降低征稅努力，而增加生產(chǎn)性轉(zhuǎn)移支付卻會加強(qiáng)稅收征管力度。當(dāng)政府對民生性支出重視程度較高時(shí)，結(jié)果剛好與之相反。除此之外，地方政府間的稅收競爭[9]、政治關(guān)聯(lián)度[16]、財(cái)政緊縮的壓力[17]、地方層面的稅收任務(wù)[18]等外部因素沖擊也會對稅收征管產(chǎn)生影響。

隨著財(cái)政“省直管縣”改革的不斷推進(jìn)，學(xué)術(shù)界的相關(guān)研究也在不斷豐富。有學(xué)者從本級收入和轉(zhuǎn)移支付著手，發(fā)現(xiàn)改革主要是通過約束地級市政府對轉(zhuǎn)移支付的截留行為來提高縣域財(cái)力[19]。“省直管縣”財(cái)政體制改革提高了縣域經(jīng)濟(jì)增長速度[20]，這種經(jīng)濟(jì)增長主要來源于經(jīng)濟(jì)管理權(quán)限擴(kuò)張[21]和地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[22]?！笆≈惫芸h”財(cái)政體制改革會提高政府支出規(guī)模[23]，但會引致“重基建、輕民生”的支出傾向[24]，扭曲地方政府職能，強(qiáng)化了以GDP為導(dǎo)向的支出行為偏差[25]。大量研究表明，財(cái)政層級改革通過影響地方政府競爭行為對地方財(cái)政收支產(chǎn)生重要影響，強(qiáng)化縣級政府城市支出偏向，加劇城鄉(xiāng)收入差距[26]?！笆≈惫芸h”改革不可避免地會造成市級財(cái)政收入縮減[27]，削弱市級政府財(cái)政自主權(quán)[28]，但也不能籠統(tǒng)斷定[29]。

影響地方政府的稅收征管力度的因素有很多，少量學(xué)者開始關(guān)注財(cái)政“省直管縣”改革對稅收征管的影響，但結(jié)論不一。從企業(yè)盈余管理行為上看，財(cái)政“省直管縣”顯著抑制企業(yè)避稅行為，增強(qiáng)縣級政府稅收征管力度[30]。但通過對縣級政府稅收努力程度的測算，卻發(fā)現(xiàn)財(cái)政“省直管縣”改革對縣級政府稅收征管力度具有顯著負(fù)面影響[31]。可見，現(xiàn)有文獻(xiàn)由于使用樣本及方法的不同，對改革的效應(yīng)并無統(tǒng)一結(jié)論。同時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮有從企業(yè)實(shí)際增值稅率的角度分析財(cái)政“省直管縣”改革對縣級政府稅收征管行為的影響。增值稅作為企業(yè)繳納的主體稅種，占據(jù)企業(yè)全部稅費(fèi)的大頭，如果用企業(yè)實(shí)際增值稅率衡量企業(yè)稅率，則更具代表性?；诖耍疚膰L試將“省直管縣”財(cái)政體制改革作為一個準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從企業(yè)繳納實(shí)際增值稅率的角度，分析財(cái)政制度因素對縣級政府稅收征管能力的激勵機(jī)制，揭示財(cái)政層級扁平化是否以及如何影響地方政府稅收征管力度，并嘗試構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型，采用1998-2007年①中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù) ，通過更長時(shí)間跨度的樣本，以及一系列識別策略，對這種影響方向與程度加以檢驗(yàn)，試圖得出更加穩(wěn)健的結(jié)論。

二、制度背景與理論分析

（一）制度背景

我國的財(cái)政體制改革一直以來與行政管理體制改革密切相關(guān)，最初我國實(shí)行的是“中央-大區(qū)-省-（地區(qū)）-縣”的行政管理體制。1954年，“大區(qū)”被撤銷，形成了“中央-省-（地區(qū)）-縣”的行政管理格局。1982年中央開始實(shí)行地區(qū)體制改革，“市管縣”體制再度興起。由此至2003年，我國除海南省、直轄市以及港澳臺地區(qū)外，其余各省、自治區(qū)一直實(shí)行“中央-省-市-縣-鄉(xiāng)鎮(zhèn)”五級政府管理體制。

五級政府管理體制運(yùn)行初期，為地區(qū)“晉升錦標(biāo)賽”“為增長而競爭”提供了制度環(huán)境，拉開了20世紀(jì)90年代中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的序幕。然而，隨著市場經(jīng)濟(jì)體制建立、政府職能轉(zhuǎn)換，五級政府體制的負(fù)面影響逐步顯現(xiàn)。地級市多重身份暗藏的利益沖突，隨著1994年分稅制改革收入大幅上移、事權(quán)層層下放而日漸顯現(xiàn)和加劇。財(cái)力與事權(quán)的不匹配使得地級市財(cái)政收入縮水，出于對自身利益的考慮，地級市“市本位”思想傾向越來越嚴(yán)重，“市刮縣”“市占縣”屢見不鮮?？h域財(cái)富被市級政府盤剝，中央和省政府給予縣級政府的轉(zhuǎn)移支付等財(cái)政補(bǔ)貼被市級政府截留、挪用[32];同時(shí)，市級政府又將支出責(zé)任轉(zhuǎn)嫁給縣級政府，導(dǎo)致縣級政府幾乎承擔(dān)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的所有職責(zé)?？h域經(jīng)濟(jì)發(fā)展受制，財(cái)政陷入困境現(xiàn)象突出。

為應(yīng)對縣域財(cái)政困境，從2004年起，湖北、安徽、吉林、江蘇等省區(qū)先后開始進(jìn)行“省直管縣”財(cái)政體制改革探索。截至到2007年底，全國共10個省份進(jìn)行了改革，改革主要涉及收支劃分、財(cái)政收入目標(biāo)、稅收返還、轉(zhuǎn)移支付等方面。

（二）理論分析

2004年開始的“省直管縣”財(cái)政體制改革，其主要目的是減少政府層次，由現(xiàn)行的“市管縣”平穩(wěn)過渡至“省管縣”，壯大縣域經(jīng)濟(jì)，為縣域財(cái)政解困。改革的主要內(nèi)容是在政府間收支劃分、轉(zhuǎn)移支付、資金往來、預(yù)決算、年終結(jié)算等方面，省財(cái)政與縣財(cái)政直接聯(lián)系，繞過市級政府，進(jìn)而避免市級政府對縣級財(cái)政的截留和侵占。改革不可避免地造成市級政府財(cái)政緊縮，地級政府在壓力之下改變其稅收征管行為。財(cái)政層級改革帶來的市級政府財(cái)政壓力，會激勵其加強(qiáng)稅收征管[33]。對于縣級政府而言，“省直管縣”財(cái)政體制改革提高了縣級政府稅收分成比例和轉(zhuǎn)移支付收入，增強(qiáng)了縣級政府自主財(cái)力，一定程度的財(cái)政寬松也會改變縣級政府的稅收征管行為。稅收征管強(qiáng)度是稅收分成的增函數(shù)[11]，改革提高了縣級政府稅收分成比例，在一定程度上激勵地方政府加強(qiáng)稅收征管[30];縣級政府財(cái)政收入的增加也會提升地方政府發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)的動機(jī)，通過參與稅收競爭，降低稅收征管強(qiáng)度，吸引地區(qū)間流動資本進(jìn)入[34]。可見，現(xiàn)有研究對改革的效應(yīng)是正是負(fù)并無一致結(jié)論。

為此，本文從企業(yè)實(shí)際稅率入手，使用雙重差分、基于PSM的雙重差分等實(shí)證方法，重點(diǎn)研究“省直管縣”財(cái)政體制改革對縣級政府稅收征管行為的影響效應(yīng)，并分析影響機(jī)制及異質(zhì)性效應(yīng)。

三、數(shù)據(jù)與模型設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

“省直管縣”財(cái)政體制改革是由中央決定、省級政府跟進(jìn)的一項(xiàng)政策，對于縣級政府來說是一項(xiàng)外生政策沖擊，因此，選取雙重差分模型（DID）來識別政策效應(yīng)。不同省份實(shí)行“省直管縣”財(cái)政體制改革的年份不同，而是否進(jìn)行改革為一個政策沖擊項(xiàng)?；诖?，構(gòu)建以下雙重差分模型：

其中，evatict表示位于c縣的i企業(yè)在t年的實(shí)際增值稅率。PMCct表示受到政策沖擊的縣，若在t年縣c實(shí)行了“省直管縣”財(cái)政體制改革，取值為1;否則為0。δi為企業(yè)固定效應(yīng)，δt為年份固定效應(yīng)，εict為誤差項(xiàng)。X為加入的一系列控制變量，包括企業(yè)層面的特征變量和地區(qū)層面的特征變量。參考已有研究，從企業(yè)層面實(shí)際增值稅率的變動來刻畫地方政府稅收征管強(qiáng)度的變動[17]。實(shí)際增值稅率以應(yīng)交增值稅與工業(yè)增加值的比值來衡量。地方政府稅收征管強(qiáng)度越高，實(shí)際增值稅率越高。其他控制變量，借鑒相關(guān)研究[35]，具體定義見表1，變量描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

（二）數(shù)據(jù)來源及處理

本文主要使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫、《地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》以及“省直管縣”財(cái)政體制改革等數(shù)據(jù)，通過地區(qū)代碼以及年份對數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配并做相應(yīng)處理，得到主要使用的數(shù)據(jù)。（1）首先對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行相關(guān)處理。刪除一些明顯不合理的觀測值：刪除負(fù)債、總資產(chǎn)、折舊、實(shí)收資本、存貨、應(yīng)收帳款、固定資產(chǎn)小于0的觀察值，以及總資產(chǎn)小于企業(yè)固定資產(chǎn)凈值與企業(yè)流動資產(chǎn)的和、累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊的觀察值。對所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理，以消除異常值的影響。（2）由于河南、江西、山西、陜西、青海、甘肅六省實(shí)行的是漸進(jìn)式改革，為避免改革錯覺，刪除在2004-2007年進(jìn)行漸進(jìn)式改革的省份。（3）刪除地區(qū)發(fā)展水平和社會環(huán)境與改革省份差異明顯的西部地區(qū)的樣本。（4）剔除北京、上海、重慶、天津四個直轄市轄區(qū)內(nèi)企業(yè)。（5）市轄區(qū)與縣和縣級市在財(cái)政自主權(quán)方面存在明顯差異，因此刪除所有市轄區(qū)樣本。（6）由于浙江、寧夏長期實(shí)行省直管縣財(cái)政體制，而海南一直實(shí)行省直管縣體制，所以剔除這三個省份的企業(yè)。（7）剔除在2004年之前就已經(jīng)實(shí)行省直管的縣級樣本，包括河南省的濟(jì)源市、湖北省的仙桃市、天門市和潛江市，確保所有樣本在改革前均處于同一狀態(tài)。經(jīng)過上述處理，使用的樣本的時(shí)間跨度為1998-2007年，最終使用的是1998-2007年共687963個觀測值。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為檢驗(yàn)“省直管縣”財(cái)政體制改革對政府稅收征管激勵的影響，首先對模型（1）進(jìn)行雙重差分回歸。所有回歸均控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，并在縣級層面進(jìn)行聚類以緩解可能存在的內(nèi)相關(guān)問題。回歸結(jié)果見表3。其中，列（1）為單變量回歸結(jié)果，只加入了“省直管縣”與年份的交互項(xiàng)PMCct?；貧w結(jié)果顯示PMCct的系數(shù)為-0.0148，并在1%的水平上顯著，表明“省直管縣”財(cái)政體制改革確實(shí)弱化了縣級政府的稅收征管強(qiáng)度，顯著降低了企業(yè)的實(shí)際稅率。列（2）進(jìn)一步控制企業(yè)特征變量企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率以及企業(yè)年齡，PMCct的系數(shù)為-0.0170，依然在1%的水平上顯著。而企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率以及企業(yè)年齡的系數(shù)皆為正且顯著。列（3）依次加入獲得貸款能力、資本強(qiáng)度、核算差異以及盈利能力等企業(yè)層面的變量。在控制了企業(yè)自身特征可能影響實(shí)際增值稅率的因素后，交互項(xiàng)系數(shù)依然為負(fù)且顯著。列（4）和列（5）在前面的基礎(chǔ)上加入了反映縣域特征的財(cái)政自給率、第二產(chǎn)業(yè)占比、人均GDP，并控制擴(kuò)權(quán)縣影響，交互項(xiàng)系數(shù)也顯著為負(fù)，表明研究結(jié)果是穩(wěn)健的。企業(yè)層面的控制變量企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)年齡、資本強(qiáng)度、核算差異的系數(shù)顯著為正，盈利能力的系數(shù)顯著為負(fù)，估計(jì)結(jié)果與既有研究結(jié)論一致[18]。

在五列基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，雙重差分項(xiàng)PMCct的系數(shù)始終為負(fù)，且均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，系數(shù)在-0.0170～-0.0148之間小范圍波動，表明“省直管縣”財(cái)政體制改革會顯著減弱縣級政府稅收征管強(qiáng)度，弱化縣政府稅收執(zhí)法動力，降低企業(yè)實(shí)際增值稅率。

（二）平行趨勢檢驗(yàn)

使用雙重差分進(jìn)行實(shí)證分析的一個重要前提條件是要滿足平行趨勢假定，使用事件研究法（Event Study Approach）對平行趨勢進(jìn)行驗(yàn)證?；貧w方程如式（2）所示。

其中，PMCnct為第n年雙重差分項(xiàng)，若縣c在“省直管縣”財(cái)政體制改革之前（后）的第n年取1，否則取0。控制變量X及固定效應(yīng)與基準(zhǔn)回歸相同。回歸結(jié)果如圖1所示?？梢钥闯?，在實(shí)施改革的前三期，交互項(xiàng)系數(shù)不顯著異于0，而在實(shí)施改革之后的1～3年交互項(xiàng)系數(shù)皆顯著為負(fù)，由此可證滿足平行趨勢假定。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)。通過構(gòu)造虛擬政策實(shí)行時(shí)間的方式進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，進(jìn)一步驗(yàn)證上文結(jié)論的穩(wěn)健性。由于各省改革年度不一致，假定各省政策實(shí)施前一年、前兩年、前三年為改革的年份，刪掉政策實(shí)施當(dāng)年及后的所有樣本，然后構(gòu)建一個虛擬的交互項(xiàng)PMCct，原有處理組在原政策實(shí)施前一年、前兩年、前三年時(shí)取1，否則取0?；貧w結(jié)果如表4所示?？梢钥吹剑校?）～（6）中虛擬的交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，說明基準(zhǔn)回歸中對實(shí)際增值稅率的負(fù)向影響確實(shí)是由改革帶來的，進(jìn)一步說明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.基于PSM-DID的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，以傾向得分匹配雙重差分法對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，在縣市層面根據(jù)模型（3）對實(shí)施“省直管縣”財(cái)政體制改革的縣進(jìn)行傾向得分匹配。其中，ln rjgdpct、eczbct、czzjlct的含義與上文相同;yczbct表示第一產(chǎn)業(yè)占地區(qū)GDP的比重;rkmdct表示人口密度，用總?cè)丝谂c縣域面積的比值衡量;czhlct表示地方城鎮(zhèn)化率，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎囟攘?。以上指?biāo)在經(jīng)濟(jì)、城鎮(zhèn)人口、財(cái)政幾個方面反映了縣市的特征，具有一定代表性。

其次，用匹配好的樣本按照模型（1）進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，回歸結(jié)果見表5。為加強(qiáng)結(jié)果可靠性，用不同的匹配方法進(jìn)行匹配。列（2）和列（3）為n=1、2近鄰匹配，列（4）和列（5）為n=1，半徑為0.01和0.05的卡尺內(nèi)K近鄰匹配?？梢钥闯?，無論是何種匹配方法，交互項(xiàng)PMCct的系數(shù)均顯著為負(fù)，由此可證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.替代變量檢驗(yàn)。選取實(shí)際所得稅率來從另一個角度度量，實(shí)際所得稅率以應(yīng)交所得稅與總利潤的比例表示?；貧w結(jié)果如表6所示。其中，PMCct的系數(shù)為-0.0089，在5%的水平上顯著，說明無論是有效增值稅率還是實(shí)際所得稅率均顯著下降，“省直管縣”改革對縣級政府稅收征管有顯著負(fù)向效應(yīng)，基礎(chǔ)回歸結(jié)果穩(wěn)健。

除此之外，實(shí)際增值稅率的下降可能來自企業(yè)工業(yè)增加值的增加，而非應(yīng)交增值稅的下降?；诖?，從兩個角度檢驗(yàn)該假設(shè)的可靠性：一是直接研究改革對企業(yè)工業(yè)增加值的影響，二是通過研究改革對利潤差距率的影響來交叉驗(yàn)證稅收執(zhí)法。利潤差距率主要衡量應(yīng)計(jì)利潤和報(bào)告利潤之間的差額，反映企業(yè)是否通過虛報(bào)利潤來進(jìn)行避稅。應(yīng)計(jì)利潤的值=公司總產(chǎn)值-中間投入-財(cái)務(wù)費(fèi)用-總工資單-現(xiàn)行折舊-應(yīng)交增值稅，利潤差距率=（應(yīng)計(jì)利潤-報(bào)告利潤）/工業(yè)增加值。回歸結(jié)果（見表6）顯示，交互項(xiàng)的系數(shù)為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，表明改革對工業(yè)增加值的影響微弱。PMCct的系數(shù)顯著為正，表明“省直管縣”改革確實(shí)降低了地方政府稅收征管努力，間接鼓勵轄區(qū)內(nèi)公司通過少報(bào)利潤來避稅。

4.排除其他政策影響。2002年企業(yè)所得稅改革，自改革方案實(shí)施之日起新登記注冊的企業(yè)單位的所得稅由國家稅務(wù)局征收管理。這里刪除了2001年后成立的新公司，以使樣本中剩余的公司不會受到2002年所得稅收入分享改革的影響。表7顯示，結(jié)果依然顯著為負(fù)。2004年東三省實(shí)行增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)改革，為排除增值稅轉(zhuǎn)型影響，本文刪除了東三省轄區(qū)內(nèi)的所有公司（見表7），交互項(xiàng)系數(shù)依然穩(wěn)健。

改革開放以來，地方政府為了刺激投資，通常會對新公司給予優(yōu)惠稅收待遇，這可能會影響“省直管縣”改革對實(shí)際增值稅率的效應(yīng)估計(jì)，造成偽回歸。刪除1997年以后成立的公司，以保證在樣本期間不包括新成立的公司（見表7）。結(jié)果表明，“省直管縣”改革對實(shí)際增值稅率的影響仍然很大。

5.樣本篩除。外資企業(yè)長期在我國享受超國民待遇，在稅收等方面享受多種優(yōu)惠。為排除外企對結(jié)果的可能干擾，這里刪除外資企業(yè)（見表8），PMCct的系數(shù)為負(fù)，且通過了1% 的顯著性水平檢驗(yàn)，說明改革對稅收征管的影響依然穩(wěn)健。因考慮到改革只涉及稅收劃分和轉(zhuǎn)移支付，因此，將福建省視為對照組進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸。在這里，將其剔除以控制其可能對結(jié)果產(chǎn)生的干擾，PMCct的系數(shù)依然顯著為負(fù)，可證結(jié)論的穩(wěn)健性。除此之外，增值稅出口退稅也可能通過法定退款率影響實(shí)際增值稅率，為了消除出口退稅的潛在影響，刪除所有出口為正數(shù)的公司，然后重新進(jìn)行回歸分析，系數(shù)仍然顯著為負(fù)。

五、機(jī)制分析與異質(zhì)性檢驗(yàn)

（一）機(jī)制分析：稅收競爭效應(yīng)

“省直管縣”財(cái)政體制改革提高了縣級政府稅收分成比例和轉(zhuǎn)移支付收入，增強(qiáng)了縣域自有財(cái)力，有效緩解了縣級財(cái)政困局，作為一項(xiàng)分權(quán)改革使得縣級政府更有動力以及財(cái)力發(fā)展當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)，進(jìn)而加劇縣級政府間以“GDP”為導(dǎo)向的稅收競爭[34]，弱化地方政府部門的稅收征管力度[9]，降低轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的實(shí)際增值稅率。

首先，計(jì)算縣級政府一般預(yù)算收入占地區(qū)GDP的比值incit;然后，用incit 與全省平均水平incpt的離差值作為縣級政府稅收競爭LTC的度量指標(biāo)[36]，即：

其中，LTCct表示c縣在t年的地區(qū)稅收競爭水平。表9使用地區(qū)稅收競爭（LTCct）作為被解釋變量，按照式（4）進(jìn)行回歸。其余與基準(zhǔn)回歸式一致?；貧w結(jié)果中PMCct系數(shù)顯著為正，表明“省直管縣”財(cái)政體制改革會加劇地區(qū)稅收競爭，放松稅收征管，驗(yàn)證了稅收競爭效應(yīng)的存在。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證機(jī)制穩(wěn)健性，將改革省份按照所轄縣市的數(shù)量分為兩組：一組是所轄縣市數(shù)量較多的安徽和湖北，一組是所轄縣市數(shù)量較少的江蘇和吉林[25]。財(cái)政層級扁平化會增加縣級政府競爭主體，省轄縣市越多，競爭主體越多，地區(qū)間競爭就越激烈。若上述機(jī)理存在，那么，轄縣越多的省份“省直管縣”改革引致的地區(qū)稅收競爭強(qiáng)度的增加越明顯，因而縣級政府稅收征管力度就越弱（見表9）?？梢?，改革對安徽和湖北的稅收征管力度的負(fù)向效應(yīng)要大于對江蘇和吉林的負(fù)向效應(yīng)，且非常顯著。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.制度壁壘：市場化水平。為進(jìn)一步研究“省直管縣”財(cái)政體制改革的作用途徑，在異質(zhì)性檢驗(yàn)部分使用交互項(xiàng)方程展開進(jìn)一步回歸分析：

其中，Z是需要關(guān)注的異質(zhì)性檢驗(yàn)變量，其余變量含義與基礎(chǔ)回歸式（1）相同。

采用樊綱的市場化指數(shù)來衡量地方市場化改革的深度和廣度，作為反映不同地區(qū)制度壁壘程度的指標(biāo)。 “省直管縣”財(cái)政體制改革通過加劇地方競爭進(jìn)而弱化地方政府稅收征管力度，降低企業(yè)實(shí)際增值稅率，這種效應(yīng)在不同制度壁壘的地區(qū)具有異質(zhì)性影響?；貧w結(jié)果②中交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為正，表明地區(qū)市場化水平越高，即制度壁壘程度越低，改革對縣級政府稅收征管的影響越弱。地區(qū)市場化水平越高，政府對市場和企業(yè)的干預(yù)越少，通過改變稅收征管行為，操縱企業(yè)實(shí)際稅率來進(jìn)行地區(qū)競爭的意愿也就越低。

2.行業(yè)壁壘：赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI指數(shù)）。 政府稅收征管行為不僅會面臨制度壁壘制約，也同樣會受到行業(yè)壁壘的影響。采用赫芬達(dá)爾指數(shù)作為衡量行業(yè)壁壘的指標(biāo)，分析不同行業(yè)壁壘水平下改革對稅收征管行為的異質(zhì)性影響。行業(yè)壁壘程度越弱，企業(yè)進(jìn)入成本越低，縣級政府放松稅收征管吸引稅源流入的動機(jī)也就越強(qiáng)。赫芬達(dá)爾指數(shù)數(shù)值越小，行業(yè)的集中度越低，行業(yè)壟斷程度越弱，企業(yè)趨向于自由競爭。以總銷售額計(jì)算縣級行業(yè)HHI指數(shù)，基于式（5）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果②顯示，PMCct ×HHIi項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明壁壘水平越低的行業(yè)，“省直管縣”財(cái)政體制改革的實(shí)施對放松稅收征管的激勵越大。

六、主要結(jié)論與政策啟示

以上研究顯示，在控制了其他因素后， “省直管縣”財(cái)政體制改革顯著降低了地方政府稅收征管水平，這一結(jié)論在經(jīng)歷一系列檢驗(yàn)后依然穩(wěn)健?！笆≈惫芸h”財(cái)政體制改革提高了縣級政府財(cái)政收入，緩解了縣域經(jīng)濟(jì)困境，促使地方更有動力發(fā)展經(jīng)濟(jì)。收入增加后的縣級政府更有財(cái)力投入地方競爭，放松了稅收征管，降低了企業(yè)實(shí)際稅率，吸引企業(yè)進(jìn)入，發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)。對于市場化水平高、行業(yè)壁壘較強(qiáng)的地區(qū)，企業(yè)進(jìn)入成本高，政府對市場的干預(yù)較少，縣級政府通過調(diào)節(jié)稅收征管強(qiáng)度干預(yù)企業(yè)的動機(jī)較低。

雖然“省直管縣”財(cái)政體制改革能夠增加縣級財(cái)政收入，緩解縣域財(cái)政困局，但是這項(xiàng)改革會降低縣級政府稅收征管水平，誘導(dǎo)更大范圍的企業(yè)避稅。因此，在為縣級財(cái)政解困、擴(kuò)大地方政府財(cái)政自主權(quán)的同時(shí)，也應(yīng)注意加強(qiáng)地方政府稅收征管水平，防止國家稅收流失。為此，對穩(wěn)步推進(jìn)“省直管縣”財(cái)政體制改革提供以下幾點(diǎn)啟示：（1）在“省直管縣”財(cái)政體制改革逐漸鋪開的過程中，上級政府應(yīng)加強(qiáng)對縣級政府稅收征管的監(jiān)督，建立健全稅收監(jiān)管機(jī)制，以約束地方政府為招商引資、發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)而競相降低稅收征管水平的短期逐利行為。（2）上級政府在加強(qiáng)監(jiān)管的同時(shí)，也可將地方政府的稅收征管水平加入官員績效考核體系，根據(jù)不同地區(qū)實(shí)際情況設(shè)置合理的績效指標(biāo)，以激勵政府官員提高稅收征管水平。（3）“一刀切”式“省直管縣”財(cái)政體制改革更適合在市場化水平較高的地區(qū)進(jìn)行。在這些地區(qū)，政府較少干預(yù)市場，“省直管縣”財(cái)政體制改革對縣級政府稅收征管的負(fù)向效應(yīng)較弱，不會導(dǎo)致稅源流失問題。在其他市場化水平較弱的地區(qū)，上級政府應(yīng)根據(jù)各地的實(shí)際情況，因地制宜，選擇合適的改革模式，并完善財(cái)稅監(jiān)管制度，規(guī)范稅收征繳。

注釋：

① 由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)只到2007年，因此本文數(shù)據(jù)跨度截止至2007年。

② 限于篇幅，具體結(jié)果未呈現(xiàn)，備索。

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