稅收競爭、環(huán)境治理與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

李愷 上官緒明

摘要：運用構(gòu)造的空間Durbin模型和工具變量，采用2007—2017年間中國278個地級及以上城市數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，稅收競爭對本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用及正向空間溢出效應，環(huán)境治理對本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的直接促進作用及負向空間溢出效應，地方政府稅收競爭抑制了環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的提升效應。進一步異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，稅收競爭和環(huán)境治理對大中城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和空間溢出效應顯著低于小城市，十八大以來環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的提升效應及其與稅收競爭的協(xié)同效應越來越顯著。因此，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展下，還需進一步完善包括環(huán)境權(quán)重在內(nèi)的多元化官員晉升評價體系，引導地方政府間展開綠色稅收競爭，同時，還需進一步強化環(huán)境規(guī)制的倒逼效應及構(gòu)建區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機制。

關(guān)鍵詞：高質(zhì)量發(fā)展;稅收競爭;環(huán)境治理;空間Durbin模型

文獻標識碼：A

文章編號：100228482021（03）011811

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

改革開放以來，我國經(jīng)濟保持高速持續(xù)增長。1978年我國GDP只有3679億元，到2019年GDP接近100萬億元，人均GDP也突破1萬美元。經(jīng)濟持續(xù)高速增長有效地緩解了物質(zhì)文化需要同落后的社會生產(chǎn)之間的矛盾，但也帶來了資源過渡消耗、生態(tài)破壞、產(chǎn)能過剩及資源錯配等弊端。推動我國經(jīng)濟由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展是新時代發(fā)展的戰(zhàn)略目標。新發(fā)展理念下，需堅持在經(jīng)濟發(fā)展中保護生態(tài)環(huán)境、在保護生態(tài)環(huán)境中發(fā)展經(jīng)濟，不僅是推動高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在要求，更是正確處理好“兩山”關(guān)系的根本大計[1]。因此，當前和今后一個時期，如何有效推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，滿足人民對“綠水青山”和“金山銀山”的訴求，是制定經(jīng)濟政策的重點。

十九大以來，中央政府通過加強環(huán)保法制、法規(guī)建設(shè)，強化了環(huán)保風險防控能力，環(huán)境質(zhì)量取得明顯提升，但環(huán)境污染依然阻礙了我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。由于經(jīng)濟發(fā)展水平是當?shù)毓賳T政治晉升的主要考核指標，地方官員不僅有降低環(huán)保標準的傾向，而且區(qū)域協(xié)同治理環(huán)境的意愿也會降低[2]。特別是分稅制改革之后，地方官員晉升受到經(jīng)濟發(fā)展水平的影響更加顯著，形成了以經(jīng)濟績效為指標的中國特色“晉升錦標賽”[3]?！皶x升錦標賽”導致了地方政府官員為了招商引資，降低稅率和放松環(huán)境治理標準[4]。地方政府是否愿意發(fā)展高質(zhì)量的經(jīng)濟和如何發(fā)展高質(zhì)量的經(jīng)濟，不僅受到其治理環(huán)境意愿的影響，也受到其促進經(jīng)濟發(fā)展的稅收政策影響。因此，新發(fā)展理念下，地方政府有采取稅收競爭和環(huán)境治理策略促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的典型事實，系統(tǒng)地考察稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于破解發(fā)展經(jīng)濟與治理環(huán)境的困惑，為地方政府同時留住“綠水青山”和創(chuàng)造“金山銀山”提供新的解決思路。

一、文獻評述與研究假設(shè)

滿足人民日益增長的美好生活需要是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的本質(zhì)性特征，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵是創(chuàng)新成為第一動力及完善經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境保護政策。我國經(jīng)濟處在轉(zhuǎn)換增長動力、轉(zhuǎn)變發(fā)展方式及結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)鍵期，綠色治理是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要保障。但是我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展動力仍然有約束，今后我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的新推力更多的是來自結(jié)構(gòu)再平衡、創(chuàng)新驅(qū)動[5]。任保平等[6]指出培育創(chuàng)新者、延伸產(chǎn)業(yè)鏈條、發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟及新業(yè)態(tài)等是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的綠色路徑。師博等[7]基于經(jīng)濟增長基本面和社會成果兩個維度對我國省級經(jīng)濟增長質(zhì)量進行測度后指出，雖然東、中、西部經(jīng)濟增長質(zhì)量態(tài)勢分布非均衡，但未來將進入上升通道。魏敏等[8]利用熵權(quán)TOPSIS法測度后發(fā)現(xiàn)，我國經(jīng)濟質(zhì)量總體呈現(xiàn)東高、中平、西低的分布格局，并依照綜合水平高低將我國省份劃分為明星型、平庸型和落后型三種類型，為推進我國經(jīng)濟全面、協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展提供了依據(jù)。

我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，需要深化稅制改革以助推高質(zhì)量發(fā)展。既有從稅收競爭視角探討經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究認為，逐底的稅收競爭是導致污染的一個重要因素，逐頂?shù)亩愂崭偁幱欣谔嵘?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量[9]。稅收競爭導致的企業(yè)實際稅負差異對企業(yè)投資決策的影響非常顯著[10]，政府為了迎合企業(yè)遷入低稅率區(qū)域的動機會為其提供減稅優(yōu)惠，形成逐底競爭導致環(huán)境污染發(fā)生[11]。Hadjiyiannis等[12]指出為了吸引國際資本流入本國而進行的稅收優(yōu)惠競爭，促進資本輸入國經(jīng)濟增長，同時也引發(fā)了環(huán)境污染。許敬軒等[13]發(fā)現(xiàn)稅收競爭對企業(yè)投融資行為有顯著的影響，但在我國地區(qū)間稅收競爭對投融資的影響只顯著存在于非國有企業(yè)，在國有企業(yè)中并不顯著。政治晉升錦標賽機制激勵下，李香菊等[14]發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠是中國政府普遍采取的稅收招商政策，地方政府間的稅收競爭加劇了生態(tài)惡化，這與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的理念不相符。地方政府為促進經(jīng)濟發(fā)展，展開不合理、不合規(guī)的稅收競爭，對經(jīng)濟發(fā)展的刺激效應正在減弱，且在經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后轉(zhuǎn)變?yōu)橐种菩猍15]。稅收競爭是我國地方政府爭奪流動性要素的主要手段之一，稅收政策的策略互補和策略替代行為同時存在。我國地區(qū)間稅收競爭對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移具有顯著的負向影響，且產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的稅收競爭趨向多樣化[16]。為了有效降低資本稅，吸引流動資本促進本地經(jīng)濟發(fā)展，地方政府的稅收優(yōu)惠政策雖然改善引資環(huán)境，也引發(fā)了資源錯配、環(huán)境污染及產(chǎn)能過剩等問題[17]。地方政府制造稅收“洼地”，形成了稅負“逐底”的惡性競爭，阻礙了我國區(qū)域資源整合[18]。稅收努力在地區(qū)之間存在策略模仿式的競爭，本地稅收征管效率與資本流動存在正相關(guān)，鄰近地區(qū)稅收征管效率與資本流動存在負相關(guān)[19]。在不存在稅收政策協(xié)調(diào)的非合作性競爭情形，區(qū)際稅收政策的不對稱將導致產(chǎn)業(yè)分布和經(jīng)濟發(fā)展的空間不對稱提前發(fā)生并隨時間放大[20]。我國地區(qū)間稅收競爭具有明顯的空間相關(guān)性，稅收競爭抑制了本地區(qū)的綠色發(fā)展，卻提升了相鄰地區(qū)的綠色發(fā)展[21]?；谝陨戏治?，本文提出研究假設(shè)1：

研究假設(shè)1：稅收競爭抑制了本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且由于稅收競爭的外部性，存在正向的空間溢出效應。

綠色化是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的指標之一。既有研究關(guān)于經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境治理關(guān)系的研究，主要考察了經(jīng)濟發(fā)展的環(huán)境污染效應和環(huán)境治理的效果[22]，而忽略了環(huán)境治理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。但十八大以來，環(huán)境治理如何影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量開始成為我國學者關(guān)注的焦點。王群勇等[23]借助門檻效應模型研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境治理影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在門檻效應，當?shù)陀陂T檻值對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響顯著為正，超過門檻值則影響不再顯著。何興邦[24]構(gòu)建了一個經(jīng)濟增長質(zhì)量評價體系，借助我國省際面板數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，總體上環(huán)境治理提升了我國經(jīng)濟質(zhì)量，細分來看，環(huán)境治理顯著地促進了綠色發(fā)展、經(jīng)濟效率及社會福利水平提升，未能促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。孫英杰等[25]研究發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟增長質(zhì)量與環(huán)境規(guī)制之間是倒U型關(guān)系，且我國環(huán)境規(guī)制強度仍然處在拐點左側(cè)，適當?shù)貜娀h(huán)境規(guī)制結(jié)構(gòu)和力度有助于促進企業(yè)技術(shù)革新來實現(xiàn)對經(jīng)濟增長質(zhì)量的有效提高，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要路徑。童紀新等[26]通過動態(tài)面板模型和門檻模型實證檢驗得出，霧霾污染對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有負面效應，環(huán)境規(guī)制抑制霧霾污染的效果不顯著。王夏暉等[27]建議為了實現(xiàn)生態(tài)環(huán)保推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，需要強化生態(tài)環(huán)保的引領(lǐng)和倒逼作用及生態(tài)環(huán)保法規(guī)的剛性約束作用?；谝陨戏治?，本文提出研究假設(shè)2：

研究假設(shè)2：提升環(huán)境治理強度有利于本地經(jīng)濟綠色發(fā)展，且由于環(huán)境治理的外部性，對鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在負向的空間溢出效應。

綜上所述，既有關(guān)于環(huán)境治理和稅收競爭對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的研究取得了豐富成果。然而我國地方政府在發(fā)展經(jīng)濟和治理環(huán)境方面呈現(xiàn)明顯的競爭而非合作的典型事實，現(xiàn)有文獻尚未對其系統(tǒng)深入考察，更是忽略了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展需要區(qū)域政府間協(xié)同共進的事實。唐飛鵬[28]指出我國地方稅收優(yōu)惠正處于“一管就死，一放就亂”的兩難困局，“稅收天堂”政策只在低治理強度地區(qū)才是占優(yōu)策略。田時中等[29]指出地方政府間稅收競爭與環(huán)境管制政策相互影響，新發(fā)展理念下獲得“綠水青山”不僅需要當?shù)卣岣攮h(huán)境治理強度，更需要轉(zhuǎn)變區(qū)域稅收競爭的理念和方式。稅收競爭具有外部性，污染物具有流動性，低稅率競爭產(chǎn)生的污染物也會造成鄰近地區(qū)環(huán)境污染，不利于區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同綠色發(fā)展[30]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)3：

研究假設(shè)3：環(huán)境治理可引導稅收綠色化競爭，環(huán)境治理和稅收競爭對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在協(xié)同效應。

本文將在以上框架下分析環(huán)境治理和稅收競爭對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，同時引入經(jīng)濟要素的空間互動效應，探明經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同效應。主要貢獻是：一是考慮了中國地方政府間稅收和環(huán)境治理呈現(xiàn)明顯的競爭而非合作的典型事實，系統(tǒng)地考察了稅收和環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，為地方政府制定滿足民眾對“兩山”訴求的政策提供新視角;二是為了克服從治污結(jié)果或過程選取環(huán)境治理代理變量引致內(nèi)生性問題，本文創(chuàng)新性地構(gòu)造了地級市層面環(huán)境治理的工具變量;三是發(fā)現(xiàn)稅收競爭和環(huán)境治理在不同城市規(guī)模和時期對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在異質(zhì)性效果。

二、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型設(shè)定

由文獻綜述可知，稅收和環(huán)境治理政策是地方政府間爭奪流動資本的有效工具。地方政府會根據(jù)鄰近區(qū)域政府的稅收政策對本地政策進行調(diào)整，這種調(diào)整行為具有空間互動效應。且環(huán)境污染物具有空間流動性，本地政府環(huán)境治理政策調(diào)整不僅會引發(fā)本地環(huán)境污染變化，還會引致鄰近地區(qū)污染程度的變化，本地的環(huán)境保護水平也會受鄰近地區(qū)環(huán)境治理策略的影響。因此，在檢驗稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的實證模型中需要引入體現(xiàn)空間互動效應的相關(guān)變量。

基于地理距離空間權(quán)重（W）

采用地理距離空間權(quán)重的邏輯是，本文討論的稅收競爭和環(huán)境治理更多的是鄰近地區(qū)間的政策互動或模仿，其是根據(jù)城市經(jīng)緯度計算出城市間的地理距離，然后取其倒數(shù)，相互之間的距離越大，賦予的影響權(quán)重就越小，反之亦然。為了減少或消除區(qū)域間的外在影響，以及使得W不再具有量綱，權(quán)重矩陣被標準化成行元素之和為1。對被解釋變量和核心解釋變量數(shù)據(jù)的莫蘭指數(shù)I檢驗結(jié)果報告于表1，可見在1%顯著水平上經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量、稅收競爭及環(huán)境治理均拒絕無空間自相關(guān)的原假設(shè)，說明經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有空間自相關(guān)性，且會受鄰近地區(qū)稅收和環(huán)境治理水平的影響，實證模型中需包括稅收、環(huán)境治理及經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的空間互動效應。

模型中的變量若存在空間互動效應，不能被傳統(tǒng)的計量模型解析，需借助空間計量模型?？臻gDurbin模型同時納入了解釋變量和被解釋變量的空間互動效應，可化解空間滯后模型或空間誤差模型對空間交互效應考察不全面的問題[31]。為了減緩異方差、偏態(tài)性等對模型估計結(jié)果的影響，模型采用Wooldridge[32]建議的對數(shù)函數(shù)形式，本文構(gòu)造的模型（1）如下。

lngtfpit=ρWlngtfpit+β1lntaxit+β2lnereit+β3lntaxit×lnereit+θ1Wlntaxit+θ2Wlnereit+λlnX+ai+γt+vit（1）

模型（1）中，i表示城市，t表示年份，gtfp衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，tax反映地方政府稅收競爭水平，ere代表環(huán)境治理強度。X表示城市特征和經(jīng)濟相關(guān)控制變量。此外，ai是城市固定效應，γt是時間固定效應，W是空間權(quán)重，ρ是空間自回歸系數(shù)，vit是誤差項。由于模型（1）中包含了Wlngftp、Wlntax及Wlnere等空間交互項，點估計得到的回歸系數(shù)不能反映相應的空間溢出效應。偏微分估計可有效化解點估計在測度空間效應方面存在的缺陷，為檢驗空間效應提供了堅實的基礎(chǔ)。具體推導過程如下：

先將一般形式的空間Durbin模型轉(zhuǎn)化為式（2）：

Y=（I-ρW）-1（Xβ+WXθ）+ε（2）

對式（2）的k個解釋變量求偏導，得到期望值偏導矩陣式（3）：

E（Y）x1k·E（Y）xNk=

E（y1）x1k…E（y1）xNk

E（yN）x1k…E（yN）xNk=

（I-ρW）-1

βkw12θk…w1Nθk

w21θkβk…w2Nθk

wN1θkwn2βk…wn2βk（3）

以式（3）對角線元素的均值來度量直接效應，非對角線元素的平均列效應來度量空間溢出效應（間接效應），直接效應與空間溢出效應之和為總效應。

（二）變量及數(shù)據(jù)說明

1.被解釋變量

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（gtfp）?，F(xiàn)有文獻對如何測度經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展未能達成共識，有的構(gòu)建了指標體系，也有的采用人均GDP等衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。但都沒有考慮綠色發(fā)展問題，與新發(fā)展理念不相符，本文采用綠色全要素生產(chǎn)率代理區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。綠色全要素生產(chǎn)率具體測度過程參考Fre等[33]的做法，借助Malmquist-Luenberger指數(shù)對城市綠色全要素生產(chǎn)率進行測算。數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

2.核心解釋變量

（1）稅收競爭（tax）。稅收競爭是吸引流動性要素、優(yōu)化資源配置、影響經(jīng)濟發(fā)展的重要手段之一。雖然我國稅率由中央統(tǒng)一控制，但是地方政府為了吸引流動資本，在實際操作過程中可采取降低征管效率、財政返還、補貼及降低土地出讓金等手段降低本地實際稅率[34]，既有研究也證實了我國地方政府間存在著顯著的稅收競爭關(guān)系[35]。但是現(xiàn)有文獻中關(guān)于稅收競爭衡量指標仍未達成共識，本文參考唐飛鵬[28]將區(qū)域企業(yè)所得稅、營業(yè)稅及增值稅占第二、三產(chǎn)業(yè)增加值的比重作為衡量地區(qū)實際稅負高低的思路，同時，考慮到地方政府間爭奪流動資本采取的稅收競爭手段主要是針對工業(yè)部門，工業(yè)部門也是環(huán)境治理的主要對象?；诖?，本文實證中采用單位工業(yè)產(chǎn)值的稅收額作為地區(qū)稅收競爭的代理變量，即采用地區(qū)工業(yè)稅收總額占工業(yè)總產(chǎn)值比的倒數(shù)表示地方政府間稅收競爭程度。根據(jù)本文的稅收競爭指標，當某地區(qū)單位工業(yè)產(chǎn)值的稅收額較低時，該地區(qū)相對其他地區(qū)具有較高的稅收競爭強度，反之，該地區(qū)稅收競爭強度較低。以上數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（2）環(huán)境治理（ere）。Lanoie等[36]認為地方政府環(huán)境治理策略的選擇主要依賴其治理環(huán)境的意愿，從污染治理結(jié)果對環(huán)境治理進行考察相對更全面和客觀。考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文參考沈坤榮等[22]選擇的工業(yè)煙（粉）塵去除率和二氧化硫去除率兩項指標測度環(huán)境治理水平，此外還增加了固體廢物綜合利用率和廢水排放達標率，形成本文實證研究需要的城市層面環(huán)境治理綜合指數(shù)（ere）。具體步驟如下：

第一步：對污染物的原值進行標準化處理。為了數(shù)據(jù)的可比性，構(gòu)造式（4），對環(huán)境治理綜合指數(shù)的4個單項指標進行標準化處理。

scpijt=cpijt-min（cpjt）max（cpjt）-min（cpjt）（4）

其中，scpijt是t時期城市i產(chǎn)生污染物j的標準化值，cpijt是t時期城市i產(chǎn)生j類污染物數(shù)量的原值，max（cpjt）表示t時期所有城市中j類污染物數(shù)量的最大值，min（cpjt）表示t時期在所有城市中j類污染物數(shù)量的最小值。

第二步：構(gòu)造城市污染物的合理權(quán)重。由于不同城市的廢水排放、固體廢物、二氧化硫及工業(yè)煙（粉）產(chǎn)生和排放的比重具有異質(zhì)性，且不同污染物的同城排放量也存在差異。為了確保環(huán)境治理綜合指數(shù)能正確地反映城市環(huán)境治理強度，本文構(gòu)造權(quán)重式（5）。

wijt=pijt∑pijtYit∑Yit（5）

其中，pijt代表在t時期i城市排放j污染物的量，Yit表示在t時期i城市的GDP。wijt表示j污染物在t時期i城市排放量占全國j污染物t時期排放量的比重與t時期i城市GDP占全國GDP的比重之比。采用wijt為權(quán)重的邏輯是若t時期城市i排放j污染物較高，則同樣的去除率意味環(huán)境治理力度更大，需要賦予更大的權(quán)重。

第三步：測算環(huán)境治理綜合指數(shù)。根據(jù)以上4種排放物的標準化值和權(quán)重，由式（6）測算t時期i城市的環(huán)境治理強度。

ereit=4∑4jwijtscpijt（6）

其中，ereit表示i城市t年環(huán)境治理強度，ereit越大說明當?shù)卣卫砦廴镜膹姸仍酱?，反之亦是。以上?shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》。

3.控制變量

為了減少遺漏變量導致模型回歸結(jié)果偏誤，在本文構(gòu)造的空間Durbin模型（1）中進一步控制經(jīng)濟相關(guān)和城市特征變量。經(jīng)濟發(fā)展方式是影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要因素，若模型中遺漏了相關(guān)變量，將導致估計結(jié)果不可靠。參考李曉英等[37]的研究，模型中控制的經(jīng)濟發(fā)展方式變量包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry）、金融發(fā)展水平（finance）、利用外資（fdi）及消費水平（consume）等。為了進一步緩解遺漏變量造成的估計偏誤，參考上官緒明和葛斌華[1]的研究，模型中控制城市特征變量包括城市綠化率（green）、基礎(chǔ)交通（traffic）、信息化水平（info）及城市人口密度（popu）。相關(guān)控制變量及數(shù)據(jù)來源見表2，其中，不能直接獲取數(shù)據(jù)的變量，根據(jù)《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站等基礎(chǔ)數(shù)據(jù)計算得到。借助省級居民消費水平指數(shù)（2007=100）對貨幣數(shù)值變量進行平減，以消除價格變動的影響，采用當年匯率將實際利用外資額由美元轉(zhuǎn)換為人民幣。

三、實證結(jié)果及分析

（一）基于空間Durbin模型的基準回歸分析

本文采用最大似然法（ML）對空間Durbin模型進行估計，估計結(jié)果報告于表3

為了避免嚴重的多重共線性問題導致估計結(jié)果出現(xiàn)偏差，本文在回歸之前進行了方差膨脹因子（VIF）檢驗，其值是6.8，不存在嚴重的多重共線性問題。。與第（1）列相比，第（2）列在模型中納入了稅收競爭和環(huán)境治理交互項，以考察稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的協(xié)同效應。在控制了城市和經(jīng)濟特征相關(guān)變量后，估計結(jié)果顯示空間自相關(guān)系數(shù)（ρ）在1%顯著性水平下顯著為正，這與前文的莫蘭指數(shù)I檢驗結(jié)果一致，支持了經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量存在較強空間自相關(guān)的理論分析。稅收競爭抑制了本地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升，其主要原因是“晉升錦標賽”誘發(fā)地方政府間稅收競爭趨向逐底競爭，降低了資本流向污染行業(yè)的成本，形成了資源錯配，抑制了企業(yè)采用先進技術(shù)的意愿和動力，不利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。環(huán)境治理對本地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響顯著為正，即提升環(huán)境治理強度可促進城市綠色全要素生產(chǎn)率提升。環(huán)境治理和稅收競爭交互項的系數(shù)不顯著，但為正，說明地方政府間逐底的稅收競爭行為抑制了環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的倒逼效應。稅收競爭的空間效應回歸系數(shù)顯著為正，說明本地采取逐底稅收競爭會導致污染企業(yè)向本地轉(zhuǎn)移，有利于鄰近地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。環(huán)境治理的空間溢出效應回歸系數(shù)顯著為負，說明隨著環(huán)境治理強度的提升，污染產(chǎn)業(yè)會轉(zhuǎn)移到環(huán)境治理強度較弱的鄰近地區(qū)，不利于鄰近地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，這與沈坤榮等[22]的結(jié)論一致。

從相關(guān)控制變量系數(shù)來看，5%的顯著性水平下基礎(chǔ)交通和城市綠化對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響顯著為正，10%顯著性水平下信息化對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響為正，1%的顯著性水平下人口密度的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展效應為負，因而改善城市環(huán)境有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。5%的顯著性水平下利用外資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有負效應，金融發(fā)展和消費對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有正向影響，但不顯著，可見還需進一步推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，提高外資進入質(zhì)量，促進經(jīng)濟由粗放發(fā)展邁向高質(zhì)量發(fā)展。

為了避免環(huán)境治理和稅收競爭滯后效應導致模型估計結(jié)果不可靠，采用其滯后1期對模型（1）再回歸。估計結(jié)果報告于表3的第（3）（4）列，與第（1）（2）列結(jié)果相比，稅收競爭對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的負向影響及環(huán)境治理的正向影響及顯著性基本與當期一致，其滯后效應對估計結(jié)果影響不顯著，下文仍將基于當期變量進行討論。

直接采用回歸系數(shù)分析空間計量模型中變量間的相互影響是不準確的，應借助直接效應和空間溢出效應（間接效應）進行解釋。表4報告了地方政府稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應、空間溢出效應以及總效應。稅收競爭對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)

量的直接效應顯著為負，環(huán)境治理的直接效應顯著為正，即稅收競爭每提高1%，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平平均下降0.069%，而環(huán)境治理強度每提高1%，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平平均提高0.081%。稅收競爭對鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的空間溢出效應為正，即在10%顯著水平下，本地稅收競爭平均每提高1%，鄰近經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平平均上升0.042%。在1%顯著水平下，本地環(huán)境治理強度每提高1%，鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平平均下降0.052%。與點估計結(jié)果相比，稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，在顯著性和方向上基本一致，系數(shù)大小均有所下降，支持了直接采用點估計系數(shù)分析空間計量模型解釋變量對被解釋變量的影響是不準確的。

（二）內(nèi)生性討論及工具變量法再估計

環(huán)境治理強度影響經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，而經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量也影響環(huán)境治理強度，采用排污量代理環(huán)境治理強度將產(chǎn)生內(nèi)生性問題，導致模型估計結(jié)果有偏。我國主要通過頒布環(huán)境保護法規(guī)、制定保護條例、出臺節(jié)能減排行政命令等手段實現(xiàn)環(huán)境治理。政府工作報告是經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理工作的規(guī)劃和指導性政策文件，地方政府環(huán)境治理和改善的意愿和力度在政府工作報告中得到全面體現(xiàn)?；诖?，借鑒Chen等[38]的思路，搜集中國31個省份2007—2017年間的政府工作報告，對文本分詞處理后，以相關(guān)環(huán)境詞匯占政府工作報告總詞匯之比作為環(huán)境治理的工具變量。本文選擇了13個環(huán)境相關(guān)詞匯，與Chen等只采用了5個與環(huán)境相關(guān)的詞匯相比，本文構(gòu)造的工具變量更能夠全面地反映環(huán)境治理強度。

以上構(gòu)造的環(huán)境治理工具變量很好地緩解了內(nèi)生性問題，但也隱含假設(shè)了省內(nèi)地級市政府在治理環(huán)境方面的意愿和實施強度是同質(zhì)的，即不能有效反映省內(nèi)地級市政府環(huán)境治理的異質(zhì)性，這一點與現(xiàn)實不相符。由于工業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展過程中主要的污染源，地級市工業(yè)比例不同，省級政府的環(huán)境治理規(guī)劃和指導性政策文件對其治理環(huán)境力度和治理意愿的影響會存在差異。本文創(chuàng)新性地采用地級市工業(yè)總產(chǎn)值占全省工業(yè)總產(chǎn)值的比例反映省內(nèi)地級市政府環(huán)境治理意愿和強度的異質(zhì)性，進一步與上文構(gòu)造的環(huán)境治理工具變量相乘，最終構(gòu)造出異質(zhì)的地級市環(huán)境治理的工具變量。本文構(gòu)造的工具變量不直接影響被解釋變量（綠色全要素生產(chǎn)率）

實際操作過程中，本文采用了Anderson canon LM檢驗、Cragg-Donald F檢驗及Sargan-Hansen檢驗對構(gòu)造的工具變量進行檢驗表明工具變量不存在識別不足、弱工具變量及過度識別等問題，為了行文的連貫性，不再報告檢驗過程。，但與內(nèi)生變量（環(huán)境治理）高度相關(guān)，滿足工具變量的外生性假定。

表5第（1）列是基于工具變量法估計的結(jié)果，在方向和顯著性上，稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平的影響均與表3第（2）列的結(jié)果基本一致。從直接效應來看，環(huán)境治理的直接效應增大了13.6%，稅收競爭的直接效應下降了40.6%;從空間溢出效應來看，環(huán)境治理的空間溢出效應增大了21.2%，稅收競爭的空間溢出效應降低了30.9%。說明內(nèi)生性問題導致低估環(huán)境治理政策對地方政府促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的正面效應，高估了稅收競爭抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的負效應。

（三）基于城市規(guī)模和時期異質(zhì)性的拓展分析

不同的城市規(guī)?；驎r期的經(jīng)濟發(fā)展和環(huán)境治理政策具有異質(zhì)性，進一步拓展分析是否由于城市大小或時期的異質(zhì)性導致地方政府稅收和環(huán)境治理政策對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的不同?；诃h(huán)境治理工具變量的城市規(guī)模異質(zhì)性回歸結(jié)果報告于表5第（2）（3）列，發(fā)現(xiàn)大中城市稅收競爭和環(huán)境治理對本地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應顯著低于小城市，即環(huán)境治理提高同樣1單位，在小城市提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量具有更顯著效果。主要是在同等環(huán)境治理意愿假定下，小城市控制污染比大中城市更直接更有效，因而，同樣的環(huán)境治理政策在提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量方面，小城市會顯得更有效。大中城市環(huán)境治理和稅收競爭產(chǎn)生的空間溢出效應絕對值均比小城市小，說明小城市的稅收競爭和環(huán)境治理政策比大城市更具有外部性和空間示范性。

表5第（4）（5）列報告了考察核心解釋變量時期異質(zhì)下模型估計結(jié)果。發(fā)現(xiàn)十八大以來，稅收競爭對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的直接效應變化不顯著，而環(huán)境治理對經(jīng)濟質(zhì)量影響的直接效應顯著提升，平均提高了36.5%，稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間溢出效應均顯著變小。主要是十八大以來對環(huán)境治理強度不斷提升和力度加大，出臺了環(huán)境治理不力約談當?shù)刂饕撠熑说男姓侄?，甚至環(huán)境治理出了問題對當?shù)卣撠熑藛栘煹日?，迫使地方政府提升環(huán)境政策執(zhí)行效率和意愿。環(huán)境治理和稅收競爭對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同效應由不顯著變成在5%的顯著水平下顯著為正，說明隨著環(huán)境治理力度提升，引導了地方政府避免了以環(huán)境換經(jīng)濟增長的陷阱，轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展模式，顯現(xiàn)出區(qū)域經(jīng)濟協(xié)同高質(zhì)量發(fā)展的新趨勢。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為確保模型估計結(jié)果可比性及結(jié)論的可靠性，在樣本數(shù)據(jù)中剔除地級市以上城市，基于工具變量回歸結(jié)果報告于表6第（1）列。結(jié)果顯示，稅收競爭和環(huán)境治理對本地經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應大小和方向與前文估計結(jié)果基本一致，提升了稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的空間溢出效應，但變化不顯著。為避免樣本數(shù)據(jù)的異常值對回歸結(jié)果產(chǎn)生影響，進一步剔除環(huán)境治理和稅收競爭樣本最低和最高0.5%的樣本數(shù)據(jù)，表6第（2）列報告了剔除異常值后的估計結(jié)果。盡管環(huán)境治理和稅收競爭對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應和空間溢出效應有所下降，但方向和顯著性水平?jīng)]有變化，可見異常值對模型回歸結(jié)果影響不顯著?；贐ootstrap法（自抽樣法）再對模型進行回歸，以檢驗結(jié)論對數(shù)據(jù)的敏感性。表6第（3）列是自抽樣1000次估計結(jié)果，可見稅收競爭和環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應和空間溢出效應變化不顯著，因此，前文基于工具變量估計的空間Durbin模型的直接效應和空間溢出效應具有穩(wěn)健性。

以上穩(wěn)健性檢驗是基于地理距離空間權(quán)重得到的結(jié)果，為了避免空間權(quán)重選擇不當引致估計結(jié)果偏誤，表6第（4）—（6）列是基于后相鄰空間權(quán)重對以上穩(wěn)健檢驗方法進行再估計

Anselin指出，構(gòu)造空間相鄰權(quán)重一般有車（Rook）鄰近和后（Queen）鄰近2種，其中車鄰近是指僅有共同邊界，后鄰近除了共有邊界外還包括共同頂點[39]。本文采用的是后相鄰空間權(quán)重，另外相鄰空間權(quán)重除了一階鄰近矩陣外，還有更高階的鄰近矩陣，本文的空間相鄰權(quán)重只考慮一階后相鄰情況。的結(jié)果。與第（1）—（3）列基于地理距離空間權(quán)重估計結(jié)果相比，發(fā)現(xiàn)稅收競爭和環(huán)境治理相關(guān)效應顯著性水平、方向及大小均變化不顯著，說明空間權(quán)重沒有導致模型估計產(chǎn)生偏誤，前文基于地理距離空間權(quán)重估計的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

四、研究結(jié)論及政策建議

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，地方政府有采取環(huán)境治理和稅收競爭雙重政策發(fā)展地方經(jīng)濟的典型事實。本文采用2007—2017年間中國278個地級及以上城市數(shù)據(jù)，基于構(gòu)造的空間計量模型，實證檢驗了環(huán)境治理和稅收競爭對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。實證發(fā)現(xiàn)，一是稅收競爭對本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有抑制作用及正向空間溢出效應;二是環(huán)境治理對本地經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的直接促進作用及負向空間溢出效應;三是地方政府稅收競爭抑制了環(huán)境治理對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的提升效應;四是不同的城市規(guī)模和時期實施稅收競爭和環(huán)境治理政策對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響存在異質(zhì)性，稅收競爭和環(huán)境治理對大中城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的直接效應和空間溢出效應顯著低于小城市，十八大以來，環(huán)境治理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升效應及其與稅收競爭的協(xié)同效應越來越顯著。

為了實現(xiàn)新時代既要“金山銀山”又要“綠水青山”的發(fā)展愿景，黨中央和地方政府還需進一步調(diào)整戰(zhàn)略和優(yōu)化相關(guān)政策。

一是弱化地方官員晉升的經(jīng)濟考核指標。新時代貫徹新官員晉升考核理念，引導地方政府間發(fā)展經(jīng)濟競爭方式轉(zhuǎn)變，提升地方官員發(fā)展高質(zhì)量經(jīng)濟的動力，滿足人民對“兩山”日益增長的需要。因此，官員政績考核中，不能再采用唯GDP論“英雄”的政績考核方式，應完善包括環(huán)境權(quán)重的多元化評價體系，形成新時代政績考核體系。

二是引導地方政府間稅收綠色化競爭。稅收競爭導致行政力量干預了市場的資源配置功能，引發(fā)地方政府在促進GDP增長的同時，造成資源錯配、環(huán)境惡化等問題。中央應進一步規(guī)范地方政府間稅收競爭行為，規(guī)范其管轄權(quán)，減少不利于環(huán)境改善的地方稅收優(yōu)惠行為，引導地方政府稅收競爭由逐底競爭轉(zhuǎn)向逐頂競爭。

三是強化環(huán)境規(guī)制的倒逼效應。通過環(huán)境規(guī)制糾正生產(chǎn)要素錯配，形成以環(huán)境規(guī)制引導市場要素配置的機制，為新動能發(fā)展創(chuàng)造條件，倒逼產(chǎn)業(yè)綠色升級。

四是完善區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機制。本地促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的政策，可能會因為政策本身具有的空間互動性，造成實施后效果不顯著。為了實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，還需引導地方政府協(xié)同規(guī)劃和實施經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的聯(lián)合監(jiān)督、監(jiān)測及預警體系，進一步完善區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同機制。

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責任編輯、校對： 李再揚

Tax Competition， Environmental Governance and High-quality Economic Development

—An Empirical Study Based on Spatial Durbin Model

LI Kai1， SHANGGUAN Xuming2

（1. School of management， Xian University of Architecture and Technology， Xian 710055， China;

2. School of Economics， Central University of Finance and Economics， Beijing 100081， China）

Abstract： Based on the constructed spatial Durbin model， this paper uses 278 urban data at prefecture level and above from 2007 to 2017 and finds that tax competition has negative effect and positive spatial spillover effect on the quality of local economic development. Environmental governance has significant promotion effect and negative spatial spillover effect on the local quality of economic development. Tax competition restrains the promotion effect of environmental governance on high-quality economic development. Further research finds that the direct effect of tax competition and environmental governance on the quality of economic development of large and medium-sized cities is significantly lower than that of small cities， and the spatial spillover effect is higher than that of small cities. Since the 18th National Congress， the direct promotion effect of environmental governance on the quality of economic development and its synergistic effect with tax competition have become more and more significant. Therefore， high-quality economic development needs to further strengthen the adverse effect of environmental governance， guide local government tax from bottom-to-top competition and build a synergistic mechanism for high-quality regional economic development.

Keywords： high-quality economic development; tax competition; environmental governance; spatial Durbin model