稅收努力對(duì)金融發(fā)展的影響研究

［摘 要］搜集2002—2021年31個(gè)省區(qū)市的非平衡面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用LASSO回歸測(cè)度稅收努力，構(gòu)建非線性計(jì)量模型考察稅收努力與金融發(fā)展的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：稅收努力與金融發(fā)展存在顯著的倒U形關(guān)系，而財(cái)政缺口對(duì)二者關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用，經(jīng)內(nèi)生性處理和一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍成立。異質(zhì)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)稅、西部地區(qū)、低出口退稅率地區(qū)的稅收努力與金融發(fā)展存在明顯的倒U形關(guān)系，增值稅稅收努力決定了總稅收努力對(duì)金融發(fā)展的負(fù)面影響。因此，在未來(lái)推進(jìn)金融發(fā)展的過(guò)程中，既要保持適度稅收努力，穩(wěn)定財(cái)政缺口，又要規(guī)范地方政府行為，合理界定政府與市場(chǎng)的邊界，為地方金融發(fā)展創(chuàng)造良好環(huán)境，助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

［關(guān)鍵詞］稅收努力；金融發(fā)展；營(yíng)改增；LASSO回歸；出口退稅率；財(cái)政缺口

［中圖分類號(hào)］F812.4? ［文獻(xiàn)標(biāo)志碼］A? ［文章編號(hào)］2096-3114（2023）04-0091-11

一、 引言

自2000年以來(lái)，我國(guó)稅收收入呈現(xiàn)高增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，稅收收入占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比超過(guò)15%，已從2002年的14.5%上升到2012年的18.7%，再緩慢降至2022年的13.8%。與之相伴的是，我國(guó)財(cái)政收支出現(xiàn)較大缺口，缺口率從2002年的2.6%上升至2022年的4.7%，期間2020年攀高至6.2%，稅收收入的不斷增加伴隨著財(cái)政缺口的增長(zhǎng)，“稅收增長(zhǎng)之謎”甚囂塵上，不少學(xué)者將其歸咎于稅收努力[1-2]。

然而，此時(shí)期我國(guó)金融業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比卻持續(xù)走高，2022年達(dá)到7.99%，一度超過(guò)英國(guó)、美國(guó)和日本，金融業(yè)增加值占比偏高體現(xiàn)了中國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)“脫實(shí)向虛”傾向和趕超發(fā)展的金融化趨勢(shì)[3]。如何理解在稅收收入大幅增長(zhǎng)并伴隨財(cái)政缺口的同時(shí)，中國(guó)金融發(fā)展卻跑出“加速度”？理論上，通過(guò)稅收努力增加稅收收入，雖有助于緩解財(cái)政缺口①，但當(dāng)財(cái)政支出增速大于稅收收入增速時(shí)亦會(huì)引發(fā)更大的財(cái)政缺口，此時(shí)財(cái)政缺口的出現(xiàn)激勵(lì)了地方政府借助金融手段滿足其資金需要，最終影響金融發(fā)展。

關(guān)于財(cái)政如何影響金融發(fā)展，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要有兩類觀點(diǎn)：一類觀點(diǎn)從供給視角認(rèn)為，在中國(guó)財(cái)政分權(quán)的背景下，財(cái)政分權(quán)將會(huì)影響金融體制，從而影響金融發(fā)展[4]。央地關(guān)系的變化誘致地方政府行為變化，導(dǎo)致其直接干預(yù)金融，影響金融的發(fā)展[5]。另一類觀點(diǎn)從需求視角出發(fā)，認(rèn)為土地財(cái)政、地方政府債務(wù)扭曲了地方官員的晉升激勵(lì)[6]，從而產(chǎn)生了對(duì)金融的需求，間接促進(jìn)了金融的發(fā)展，其邏輯是地方政府創(chuàng)造了金融需求，改變了金融供給，影響了金融發(fā)展[7]。

在需求類觀點(diǎn)中，地方政府之所以創(chuàng)造過(guò)多金融需求，原因在于地方政府面臨較高的財(cái)政赤字（或稱“財(cái)政缺口”“財(cái)政不平衡”）。財(cái)政赤字越大，地方政府借助金融手段滿足資金需求的動(dòng)機(jī)也就越強(qiáng)烈。財(cái)政赤字不僅與財(cái)政支出有關(guān)，還與地方政府財(cái)政收入有關(guān)，其中，70%以上的財(cái)政收入來(lái)源于稅收。稅收收入的高低決定了地方政府財(cái)政收入的高低，而稅收努力在很大程度上影響了地方政府的稅收收入，一定程度上也決定了地方政府運(yùn)用財(cái)政能力調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)和干預(yù)金融的邊界[8]，從而可能影響金融的發(fā)展。

然而，直接揭示或探究稅收努力與金融發(fā)展關(guān)系的文獻(xiàn)卻較鮮見(jiàn)。與之相關(guān)的文獻(xiàn)主要從稅收政策改革、稅收收入等方面研究其對(duì)金融發(fā)展的影響，或是反過(guò)來(lái)探討金融發(fā)展對(duì)稅收收入的影響。如Beck和Feyen認(rèn)為，改革稅收政策有助于金融發(fā)展更接近其可能性邊界，即良好的稅收政策促進(jìn)金融發(fā)展[9]。其中，增值稅改革（VAT）促進(jìn)了企業(yè)外部融資能力，提高了銀行的商業(yè)貸款規(guī)模[10]。Guo和Hung通過(guò)理論分析發(fā)現(xiàn)，較高的稅收GDP比與金融發(fā)展程度正相關(guān)[11]。Bayar等、Nnyanzi等研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與稅收收入具有顯著的非線性、正相關(guān)關(guān)系[12-13]。Mawejje和Sebudde指出，金融發(fā)展顯著提高了一國(guó)潛在稅收水平[14]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)稅收努力與金融發(fā)展的關(guān)系則缺少研究，而對(duì)稅收努力及其影響的探索頗多，研究主要圍繞我國(guó)的財(cái)政體制改革展開(kāi)，涉及稅收努力測(cè)度[15]、稅收努力與地方政府財(cái)政汲取能力[16]、稅收努力與轉(zhuǎn)移支付[17]以及財(cái)政體制失衡與稅收努力[18]等諸多方面。

有鑒于此，本文將稅收努力前置為金融發(fā)展的決定因素之一，并進(jìn)行理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)，以此擴(kuò)延稅收努力研究范疇。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)主要有：擴(kuò)展了財(cái)政與金融關(guān)系的研究邊界，采用非線性框架探索稅收努力與金融發(fā)展的非線性關(guān)系；構(gòu)建了稅收努力與金融發(fā)展的理論框架，從理論上證實(shí)了二者關(guān)系的存在性，彌補(bǔ)了既有文獻(xiàn)忽視理論基礎(chǔ)的不足；運(yùn)用LASSO回歸測(cè)度稅收努力，比直接利用線性回歸或隨機(jī)前沿法測(cè)度更為準(zhǔn)確，且具有一定的現(xiàn)實(shí)性，同時(shí)輔以考察財(cái)政缺口的調(diào)節(jié)作用。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一） 理論分析

參考何德旭和苗文龍的研究[19]，假設(shè)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與地方政府支出滿足關(guān)系y=ln（g-g*），這意味著地方政府在決策支出水平g時(shí)，關(guān)注的是本地區(qū)政府支出的長(zhǎng)期平穩(wěn)值g*。

一方面，考慮到地方政府對(duì)轄區(qū)內(nèi)國(guó)有企業(yè)、銀行的影響和控制，地方政府收入包括地方國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)ple、發(fā)行債務(wù)規(guī)模Δb、地方國(guó)有企業(yè)商業(yè)銀行貸款的壞賬規(guī)模Δlle以及稅收tax。地方政府支出除公共工程支出等一般性支出外，還必須償還上期所欠債務(wù)產(chǎn)生的利息i-1b-1，因此其總支出為：

g=tax+Δb+ple+Δlle-i-1b-1（1）

根據(jù)拉弗曲線，假設(shè)稅收收入是其稅收努力的二次函數(shù)【感謝匿名評(píng)審專家的意見(jiàn)。盡管稅收分直接稅（如勞動(dòng)所得稅、資本利得稅）、間接稅（如消費(fèi)稅、增值稅），但勞動(dòng)所得稅率、資本利得稅率與稅收收入之間存在倒U形關(guān)系，而在勞動(dòng)供給彈性較小時(shí)，消費(fèi)稅率與稅收收入之間亦呈現(xiàn)倒U形關(guān)系。因此，無(wú)論是征收何種稅種，其稅率與稅收收入的關(guān)系基本呈拉弗（Laffer）曲線形狀。具體到地方政府，其既具有提高稅收努力的動(dòng)力，也具有降低稅收努力的動(dòng)力，這就決定了稅收收入與稅收努力之間的倒U形關(guān)系，從而設(shè)計(jì)成二次函數(shù)形式?！?，即tax=α0effort-α12effort2（α0＞0，α1＞0），將其代入式（1），有：

y=lnα0effort-α12effort2+Δb+ple+Δlle-i-1b-1-g*（2）

另一方面，根據(jù)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，并參考張亦春和王國(guó)強(qiáng)的文獻(xiàn)[20]，以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基準(zhǔn)，在全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率方程中引入金融發(fā)展變量【一般認(rèn)為，有效的金融市場(chǎng)和充滿活力的金融中介機(jī)構(gòu)可以幫助篩選好的投資項(xiàng)目，合理將資金分配到邊際產(chǎn)出較高的企業(yè)，同時(shí)鼓勵(lì)具有創(chuàng)新技術(shù)或創(chuàng)新模式的新企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，推動(dòng)資源配置效率改善，從而顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?！縡d。

Y=AKαLβ（3）

式（3）兩邊取對(duì)數(shù)，并對(duì)時(shí)間求導(dǎo)數(shù)，得到各變量均轉(zhuǎn)化成速率的表達(dá)形式：

y=gY=αgK+βgL+fd（4）

將式（4）代入y=ln（g-g*）中，移項(xiàng)轉(zhuǎn)化為：

fd=lnα0effort-α12effort2+Δb+ple+Δlle-i-1b-1-g*-（αgK+βgL）（5）

式（5）對(duì)稅收努力effort求偏導(dǎo)數(shù)，得到：

fdeffort=α0-α1efforttax+Δb+ple+Δlle-i-1b-1-g*（6）

因式（6）中的分母tax+Δb+ple+Δlle-i-1b-1-g*＞0，故分子α0-α1effort的大小存在如下兩種情形：

情形1：若effort＜α0α1，則fdeffort＞0，表明地方政府通過(guò)稅收努力有助于促進(jìn)地方金融發(fā)展。

情形2：若effort＞α0α1，則fdeffort＜0，表明地方政府通過(guò)稅收努力將會(huì)阻礙地方金融發(fā)展。

綜合這兩種情形可知，理論上稅收努力與金融發(fā)展存在非線性關(guān)系。

（二） 研究假設(shè)

金融的發(fā)展導(dǎo)源于對(duì)金融的需求。只有對(duì)金融產(chǎn)生持續(xù)甚至超常規(guī)模的需求，才會(huì)導(dǎo)致金融持續(xù)發(fā)展和過(guò)快發(fā)展。若地方政府財(cái)政壓力持續(xù)，財(cái)政自給率下降引發(fā)的財(cái)政缺口加大，則將促使地方政府以干預(yù)金融資源的方式彌補(bǔ)財(cái)政收入不足，產(chǎn)生外部融資需求。

一方面，地方政府存在為政治晉升和財(cái)政收入所必需的GDP增長(zhǎng)壓力，必然要求轄區(qū)內(nèi)金融機(jī)構(gòu)對(duì)特定的部門、行業(yè)、產(chǎn)業(yè)或企業(yè)進(jìn)行資金支持，從而使金融機(jī)構(gòu)的資金計(jì)劃和運(yùn)用符合地方政府的利益。另一方面，地方政府財(cái)力有限，不可能無(wú)限制地利用財(cái)政撥款對(duì)本地區(qū)國(guó)有企業(yè)給予扶持，而國(guó)有銀行、股份制商業(yè)銀行管理體制完善，擺脫了地方政府干預(yù)，因而本地區(qū)金融機(jī)構(gòu)（如城商行、農(nóng)信社）則成為地方政府干預(yù)的對(duì)象，從而達(dá)到滿足其外部資金需求的目的。

財(cái)政缺口可通過(guò)土地出讓收入、發(fā)行地方政府債務(wù)或向上級(jí)申請(qǐng)轉(zhuǎn)移支付等方式彌補(bǔ)，但土地出讓收入屬于地方財(cái)政收入的一部分，發(fā)行地方政府債務(wù)則因發(fā)行條件、發(fā)行成本等因素限制，最終導(dǎo)致發(fā)行規(guī)模有限，而轉(zhuǎn)移支付規(guī)模亦有限，從而均難以緩解持續(xù)的財(cái)政壓力。各種稅收是財(cái)政收入的主要方式，在現(xiàn)有稅制結(jié)構(gòu)和財(cái)政分權(quán)的背景下，地方政府具有增強(qiáng)稅收努力，提高稅收收入的動(dòng)力，以實(shí)現(xiàn)“取之民、用之于民”的目的。

因此，地方政府通過(guò)提高稅收努力增加稅收收入，并且當(dāng)稅收收入增速大于財(cái)政支出增速時(shí)，其引致的財(cái)政缺口下降會(huì)減少地方政府的外部融資需求，從而避免地方政府對(duì)金融的直接干預(yù)，間接抑制金融發(fā)展。反之，當(dāng)財(cái)政支出增速大于稅收收入增速時(shí)，提高稅收努力增加稅收收入?yún)s難以彌補(bǔ)更大的財(cái)政缺口，由此激發(fā)地方政府對(duì)金融資源的干預(yù)，直接促進(jìn)金融發(fā)展。于是，本文提出如下研究假設(shè)：

H1：在控制其他變量的共同影響后，稅收努力與金融發(fā)展存在非線性的倒U形關(guān)系。

H2：在控制其他變量的共同影響后，財(cái)政缺口對(duì)稅收努力與金融發(fā)展的倒Ｕ形關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、 研究設(shè)計(jì)

（一） 模型設(shè)定

如前所述，稅收努力既能促進(jìn)也會(huì)抑制金融發(fā)展，二者可能存在非線性關(guān)系。由于地方政府普遍存在財(cái)政缺口，因此財(cái)政缺口變動(dòng)亦影響稅收努力與金融發(fā)展的關(guān)系。為準(zhǔn)確考察稅收努力與金融發(fā)展的關(guān)系，檢驗(yàn)研究假設(shè)H1，本文構(gòu)建如下的固定效應(yīng)【我國(guó)地域廣闊，各地區(qū)的稅收收入、金融業(yè)發(fā)展不可避免受到政策、文化、行業(yè)等因素影響，這些變量無(wú)法一一放入回歸方程，從而可能產(chǎn)生遺漏變量偏誤。為此，本文所有研究均采用固定效應(yīng)模型，加入每個(gè)省區(qū)市的固定效應(yīng)，以控制所有與地域有關(guān)又不隨時(shí)間變動(dòng)的因素，比如地域文化、地區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、地方對(duì)稅收政策的執(zhí)行力度等?！坑?jì)量模型：

fdit=β0+β1effortit+β2effort2it+β′3Xit+γi+εit（7）

式（7）中，下標(biāo)i表示地區(qū)，t表示時(shí)間，fd表示金融發(fā)展，effort、effort2表示稅收努力及其平方項(xiàng)，X表示系列控制變量，ε表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。式（7）兩邊對(duì)稅收努力effort求偏導(dǎo)并令其等于0，得到稅收努力的臨界值：

effort*=-β12β2。

若β1＞0，β2＜0，且顯著，則表明稅收努力與金融發(fā)展存在倒U形關(guān)系；否則，則不存在倒U形關(guān)系。

為檢驗(yàn)研究假設(shè)H2，在式（7）基礎(chǔ)上加入財(cái)政缺口（gap）與核心解釋變量的交互項(xiàng)，變形得到：

fdit＝β0+β1effortit+β2effort2it+β3effortit×gapit+β4effort2it×gapit+β5gapit+β′6Xit+γi+εit

（8）

式（8）兩邊同時(shí)對(duì)稅收努力effort求偏導(dǎo)，并令其等于0，有

effort*=-β1+β3gap2β2+2β4gap

（9）

為解釋財(cái)政缺口對(duì)稅收努力與金融發(fā)展非線性關(guān)系的影響，式（9）繼續(xù)對(duì)財(cái)政缺口gap求偏導(dǎo)，得到：

ffortgap=β1β4-β2β32（β2+β4gap）2

（10）

式（10）中，根據(jù)Haans等人的判斷[21]，財(cái)政缺口變量的引入并未改變倒U形曲線的形狀，而是使轉(zhuǎn)折點(diǎn)位置發(fā)生了移動(dòng)，且移動(dòng)方向取決于β1β4-β2β3的符號(hào)。當(dāng)β1β4-β2β3＞0時(shí)，財(cái)政缺口的增加將使拐點(diǎn)向右移動(dòng)；反之，則向左移動(dòng)。而且β4決定了曲線形狀變化，當(dāng)β4＞0時(shí)，財(cái)政缺口使得倒U形曲線變得更平緩；當(dāng)β4＜0時(shí)，財(cái)政缺口使得倒U形曲線變得更陡峭。

（二） 變量測(cè)度

1． 自變量：稅收努力（effort）

目前，稅收努力指標(biāo)的測(cè)算主要包括“稅柄法”“代表性稅制法”等，前者由國(guó)際貨幣基金組織的經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出，主要是利用實(shí)際稅收比率與潛在稅收比率的偏離度來(lái)近似衡量，后者則是利用一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的代表性稅基與代表性稅率的乘積測(cè)算潛在稅收收入[22-23]。

由于各地區(qū)稅基、稅率和稅種的差異，代表性稅制法測(cè)算結(jié)果不具有可比性，因而通過(guò)科學(xué)性和可行性的比較，本文借鑒李言和雷紅的“稅柄法”[24]構(gòu)建如下回歸模型：

taxgit=γ0+γ1lnrgdpit+γ2openit+γ3seegit+γ3thgit+lnpopit+γit+εit（11）

式（11）中，下標(biāo)i表示地區(qū)，t表示時(shí)間；taxg是稅收收入占比，即將地區(qū)實(shí)際稅收收入比上該地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，lnrgdp是人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)；open是出口占比，即將出口貿(mào)易總額按當(dāng)年匯率換算后的值比上地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；secg是第二產(chǎn)業(yè)占比，即第二產(chǎn)業(yè)增加值比上地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；thg是第三產(chǎn)業(yè)占比，即第三產(chǎn)業(yè)增加值比上地區(qū)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；lnpop為地區(qū)常住人口規(guī)模對(duì)數(shù)。

對(duì)式（11）使用理論推演（Plugin）篩選模型【在進(jìn)行LASSO的懲罰回歸中，系數(shù)估計(jì)和變量篩選（模型設(shè)定）都取決于調(diào)節(jié)參數(shù)λ。常見(jiàn)的確定最優(yōu)調(diào)節(jié)參數(shù)λ*的方法有信息準(zhǔn)則（IC）、交叉驗(yàn)證（CV）和理論推演（Plugin）。其中，理論推演（Plugin）通過(guò)推導(dǎo)出最優(yōu)調(diào)節(jié)參數(shù)，而不必執(zhí)行CV和IC方法的搜索過(guò)程，頗為省時(shí)，更傾向于選出精簡(jiǎn)的模型，而且當(dāng)樣本較小時(shí)，出于預(yù)測(cè)目的，使用Plugin是很好的選擇?！窟M(jìn)行LASSO估計(jì)，利用篩選后的模型對(duì)被解釋變量進(jìn)行預(yù)測(cè)，得到預(yù)測(cè)值（taxghit），以此衡量潛在稅收比率，然后利用實(shí)際稅收比率與潛在稅收比率之比得到各地區(qū)的稅收努力水平：

effortit=taxgittaxghit

（12）

稅收努力值越接近于1，表明地方政府的稅收努力水平越高。

2． 因變量：金融發(fā)展（fd）

關(guān)于金融發(fā)展指標(biāo)的度量，代表性的有金融相關(guān)比率（FIR）［25］、金融深化率（M2/GDP）［26］、商業(yè)銀行向私人部門提供的信貸占GDP之比［27］，或是基于深度、進(jìn)入和效率三個(gè)方面構(gòu)建的金融發(fā)展指標(biāo)［28］，但是這些指標(biāo)均是在國(guó)家層面，無(wú)法對(duì)省級(jí)或地級(jí)金融發(fā)展程度進(jìn)行度量。

對(duì)我國(guó)金融發(fā)展來(lái)說(shuō)，一個(gè)直接后果是不斷攀升的金融業(yè)增加值的GDP占比。金融業(yè)增加值反映的是各類金融機(jī)構(gòu)在某一年度提供金融服務(wù)創(chuàng)造的價(jià)值總量，由融資服務(wù)增加值和中間服務(wù)增加值組成，是度量金融發(fā)展的較好指標(biāo)，而且亦很好地平衡了銀行主導(dǎo)與市場(chǎng)主導(dǎo)之爭(zhēng)【也就是說(shuō)，金融發(fā)展的衡量既包括金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，也包括金融市場(chǎng)發(fā)展兩方面。當(dāng)然，每個(gè)方面的金融發(fā)展也涵蓋規(guī)模、效率、可及性、開(kāi)放、普惠等若干維度。】。因此，本文使用金融業(yè)增加值占GDP之比度量金融發(fā)展水平。

3． 控制變量

（1）金融開(kāi)放度（fopen），用各地區(qū)外商投資企業(yè)投資額占該地區(qū)GDP之比表示。金融開(kāi)放程度越高，則地方政府獲取外資支持力度越大，由此能夠帶來(lái)豐富的生產(chǎn)資本和先進(jìn)的管理技術(shù)，激發(fā)市場(chǎng)活力，進(jìn)而促進(jìn)金融發(fā)展。

（2）政府需求（gov），采用全社會(huì)固定資產(chǎn)投資扣除固定資產(chǎn)來(lái)源中的國(guó)家預(yù)算內(nèi)資金表示。為了在地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中取得優(yōu)勢(shì)地位、發(fā)展本地區(qū)經(jīng)濟(jì)，地方政府往往積極加大包括基礎(chǔ)設(shè)施在內(nèi)的各種投資，增加資金需求，從而影響地區(qū)金融發(fā)展。

（3）市場(chǎng)需求（market），采用扣除金融業(yè)增加值后的人均GDP表示。以市場(chǎng)化為導(dǎo)向的資金需求引致金融產(chǎn)品的供給增加，反過(guò)來(lái)又會(huì)推動(dòng)金融業(yè)務(wù)與產(chǎn)品的提升，促進(jìn)金融發(fā)展。

（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（structure），使用第三產(chǎn)業(yè)增加值比第二產(chǎn)業(yè)增加值表示。不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)意味著地方政府在產(chǎn)業(yè)間的資本配置情況存在差異，更傾向于第三產(chǎn)業(yè)（含金融業(yè)）的資本配置有助于帶動(dòng)本地區(qū)金融發(fā)展。

4． 調(diào)節(jié)變量

財(cái)政缺口（gap），使用地區(qū)財(cái)政支出減去財(cái)政收入后與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表示。該值若為正數(shù)，表明存在財(cái)政缺口，反之則存在財(cái)政盈余。財(cái)政缺口越大，地方政府借助金融手段滿足其資金需求的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，創(chuàng)造了金融需求，促進(jìn)了地方金融發(fā)展。

（三） 數(shù)據(jù)來(lái)源

測(cè)算稅收努力指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)稅務(wù)年鑒》，測(cè)算金融發(fā)展、金融開(kāi)放、政府需求、市場(chǎng)需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財(cái)政缺口等變量的原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。其中，金融開(kāi)放變量用人民幣兌美元的年均匯率換算為以人民幣為單位。

（四） 描述性統(tǒng)計(jì)

表1報(bào)告的是各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，2002—2021年我國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展水平年均為5.81%，最小值為1.42%（廣西壯族自治區(qū)，2002年），最大值為19.63%（北京市，2020年），標(biāo)準(zhǔn)差為3.16%。隨著時(shí)間的推移，各省金融發(fā)展水平差異變大，但總體上金融發(fā)展水平在提高，其KDE曲線呈現(xiàn)右偏拖尾狀。

2002—2020年我國(guó)各地區(qū)稅收努力程度最低為0.2328（西藏自治區(qū)，2007年），最高為0.863（海南省，2014年），平均達(dá)到0.5038，說(shuō)明我國(guó)各省區(qū)稅收努力水平越來(lái)越高。但是，我國(guó)各省區(qū)稅收努力水平隨時(shí)間推移有下降趨勢(shì)，且2020年峰頂均比2002年、2012年的峰頂高，尖峰形態(tài)比較明顯，大部分地區(qū)集中在0.4左右。

四、 實(shí)證結(jié)果分析

（一） 基準(zhǔn)回歸

表2列出了

式（7）和式（8）的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。從表2中列（1）可知，稅收努力與金融發(fā)展正相關(guān)，稅收努力二次項(xiàng)與金融發(fā)展負(fù)相關(guān)，而且在5%的水平上顯著，表明金融發(fā)展隨稅收努力水平的上升先增長(zhǎng)后下降，二者呈非線性的倒U形關(guān)系，假設(shè)H1得到支持。原因可能是，稅收努力既提高了財(cái)政收入水平，降低了政府直接干預(yù)金融的可能，又由于過(guò)高的稅收努力【需要注意的是，企業(yè)所得稅由地方稅變?yōu)楣蚕矶惡?，由于部分地?fù)p失了征管權(quán)與收益權(quán)，追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)機(jī)使地方官員會(huì)傾向于減少企業(yè)所得稅的稅收努力；相反，個(gè)人所得稅在改革后仍由地方政府征管，因而仍被視為稅收努力的“發(fā)力點(diǎn)”?！坎焕谄髽I(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增加了政府直接干預(yù)金融的可能性，政府以此方式達(dá)到刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目的，從而間接促進(jìn)金融發(fā)展。

控制變量中，金融開(kāi)放、市場(chǎng)需求、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等三個(gè)變量的回歸系數(shù)顯著。其中，金融開(kāi)放的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，意味著金融開(kāi)放水平的提高總體上不利于金融發(fā)展。市場(chǎng)需求的回歸系數(shù)顯著為正，表明以市場(chǎng)為導(dǎo)向的資金需求有利于促進(jìn)金融發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)顯著為正，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越傾向于第三產(chǎn)業(yè)，越有助于推動(dòng)金融發(fā)展。值得注意的是，政府需求的回歸系數(shù)為正但不顯著，意味著政府需求對(duì)金融發(fā)展的促進(jìn)作用尚未彰顯。

表2的列（2）顯示，當(dāng)加入財(cái)政缺口（gap）作為調(diào)節(jié)變量時(shí)，稅收努力二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)但不顯著，一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，倒U形結(jié)構(gòu)并未發(fā)生改變【倒U形曲線形狀發(fā)生翻轉(zhuǎn)的臨界條件為gap*=-β1/β2，根據(jù)表2中列（2）的回歸結(jié)果計(jì)算得到該值為1.23，不在財(cái)政缺口變量的取值范圍內(nèi)，因而曲線形狀并未改變。】。財(cái)政缺口與稅收努力的交乘項(xiàng)（effort×gap）系數(shù)為正，但不顯著，財(cái)政缺口與稅收努力二次項(xiàng)的交乘項(xiàng)（effort2×gap）系數(shù)顯著為負(fù)，表明財(cái)政缺口對(duì)稅收努力與金融發(fā)展倒U形關(guān)系起著顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。拐點(diǎn)平移判斷式β1β4-β2β3=-0.013＜0，表明財(cái)政缺口的調(diào)節(jié)作用使原來(lái)的倒U形曲線拐點(diǎn)左移（拐點(diǎn)值變?。┎⑻崆俺霈F(xiàn)【根據(jù)財(cái)政缺口大中小的調(diào)節(jié)效果來(lái)看，財(cái)政缺口處于中等以下水平時(shí)，稅收努力對(duì)金融發(fā)展非線性影響的閾值是0.6，低于表2中測(cè)算的0.62，而當(dāng)財(cái)政缺口處于高位時(shí)，稅收努力對(duì)金融發(fā)展非線性影響閾值降低到0.4。因此，引入財(cái)政缺口降低了稅收努力與金融發(fā)展非線性關(guān)系的拐點(diǎn)值，使拐點(diǎn)值向左移動(dòng)?！?。另外，β4=-0.27＜0，

表明財(cái)政缺口的調(diào)節(jié)作用使原來(lái)的倒U形曲線更加陡峭。因此，財(cái)政缺口的引入削弱了稅收努力對(duì)金融發(fā)展的非線性影響，假設(shè)H2得到支持。

進(jìn)一步地，為了驗(yàn)證財(cái)政缺口對(duì)稅收努力與金融發(fā)展非線性關(guān)系的影響，在轉(zhuǎn)折點(diǎn)左側(cè)和右側(cè)分別進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸，結(jié)果如表2的列（3）和列（4）所示。從列（3）的結(jié)果來(lái)看，財(cái)政缺口與稅收努力的交乘項(xiàng)（effort×gap）系數(shù)為負(fù)，表明財(cái)政缺口抑制了稅收努力對(duì)金融發(fā)展的正向影響。從列（4）的結(jié)果可知，財(cái)政缺口進(jìn)一步強(qiáng)化了稅收努力對(duì)金融發(fā)展的負(fù)面影響，因而財(cái)政缺口對(duì)稅收努力與金融發(fā)展的非線性關(guān)系的影響主要體現(xiàn)在拐點(diǎn)左側(cè)。

（二） 內(nèi)生性處理

1．雙向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性。一方面，稅收努力提高了地方政府財(cái)政收入，降低了地方政府干預(yù)金融的可能性，從而抑制了政府創(chuàng)造的金融需求，降低金融發(fā)展水平，同時(shí)越高的稅收努力也越不利于金融發(fā)展。另一方面，金融發(fā)展降低了微觀主體的融資約束，從而弱化其逃稅、避稅行為，發(fā)達(dá)的金融部門與市場(chǎng)還會(huì)抑制影子經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，促進(jìn)稅收部門征管工作的便利化，帶動(dòng)稅收努力水平提升【根據(jù)收集的數(shù)據(jù)，回歸結(jié)果顯示也只存在線性關(guān)系。】。

為處理由于雙向因果關(guān)系帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，我們使用聯(lián)立方程模型，其不僅能有效解決內(nèi)生性問(wèn)題，而且還可以分解各變量間相互影響的作用渠道，并以似不相關(guān)回歸法進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)表3。

由表3的列（1）和列（2）可知，在考慮稅收努力與金融發(fā)展的雙向影響后，稅收努力對(duì)金融發(fā)展的非線性影響仍然存在，而且拐點(diǎn)值上升至0.72，但是該值仍處于[0.23，0.86]的范圍內(nèi)。同時(shí)，金融發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，表明金融發(fā)展亦有助于提高稅收努力程度。

在表3的列（3）和列（4）中，若考慮財(cái)政缺口（gap）的調(diào)節(jié)效應(yīng)，則發(fā)現(xiàn)財(cái)政缺口與稅收努力一次項(xiàng)的交乘項(xiàng)系數(shù)為正，二次項(xiàng)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明考慮稅收努力與金融發(fā)展的雙向影響后，財(cái)政缺口對(duì)稅收努力與金融發(fā)展的非線性影響具有明顯的負(fù)向調(diào)節(jié)作用，即財(cái)政缺口削弱了稅收努力對(duì)金融發(fā)展的非線性作用。而且，金融發(fā)展對(duì)稅收努力的正向促進(jìn)作用稍微變小，回歸系數(shù)從3下降到2.92，這說(shuō)明財(cái)政缺口也削弱了金融發(fā)展對(duì)稅收努力的影響。

2. 遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性。盡管采用聯(lián)立方程模型一定程度上會(huì)降低反向因果帶來(lái)的影響，但由于金融發(fā)展水平可能存在時(shí)間慣性，因此還會(huì)導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。首先，采用滯后期工具變量法。以稅收努力滯后一期（effortt-1）、滯后兩期（effortt-2）作為工具變量，采用工具變量-廣義矩估計(jì)（IV-GMM）方法估計(jì)。其次，控制隨時(shí)間變化但無(wú)法觀測(cè)的遺漏變量。從理論上看，金融發(fā)展不僅與地域文化、地區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)、地方對(duì)稅收政策的執(zhí)行力度這些不隨時(shí)間變化的因素有關(guān)，還與那些隨時(shí)間變化而無(wú)法觀測(cè)的因素有關(guān)，如地方官員更替、產(chǎn)業(yè)政策變更、宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)等因素，由于這些時(shí)變因素難以全部納入控制變量中，因此通過(guò)控制時(shí)間固定效應(yīng)的方式加以消解。如表4列（1）的結(jié)果顯示，Anderson canon. corr. LM統(tǒng)計(jì)值為21.147，Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)值為11.017，大于10，而且Sargan統(tǒng)計(jì)值為7.247，不存在不可識(shí)別、弱工具變量及過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，說(shuō)明在控制內(nèi)生性問(wèn)題后，稅收努力與金融發(fā)展間仍存在顯著的倒U形關(guān)系。同時(shí)，表4的列（2）、列（3）結(jié)果表明，在控制時(shí)間固定效應(yīng)、個(gè)體固定效應(yīng)后，稅收努力與金融發(fā)展的倒U形關(guān)系仍存在，唯一不同的是，財(cái)政缺口的負(fù)向調(diào)節(jié)作用不再顯著，說(shuō)明受那些隨時(shí)間變動(dòng)因素的影響后，財(cái)政缺口不再是調(diào)節(jié)稅收努力與金融發(fā)展關(guān)系的主要因素。

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［責(zé)任編輯：黃 燕］

Research on the Effect of Tax Efforts on Financial Development

LIU Fang

（School of Economics and Management， Yunnan Normal University， Kunming 650500， China）

Abstract：

This paper establishes the unbalance panel data of 31

provincial-level administrative regions

from 2002 to 2021， and sets a nonlinear econometric model to examine the relationship between tax efforts and financial development after using LASSO regression to measure the variable of tax efforts. The result shows that there is a significant inverted U-shaped relationship between tax efforts and financial development， and the fiscal gap has a negative moderating effect on the relationship between them， which is still true after endogeneity treatment and a series of robustness tests. Heterogeneity test shows that there is an obvious inverted U-shaped relationship between tax efforts and financial development in consumption tax， western regions and low export rebate rate regions. VAT tax effort determines the negative impact of total tax efforts on financial development. Therefore， in the process of promoting financial development in the future， we should not only maintain moderate tax efforts and stabilize the fiscal gap， but also regulate the behavior of local governments and reasonably define the boundary between the government and the market， so as to create a favorable environment for local financial development and support the high-quality development of the real economy.

Key Words： tax effort; financial development; replacing business tax with value-added tax; LASSO regression; export rebate rate; financing gap

［收稿日期］2023-02-17

［基金項(xiàng)目］國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金一般項(xiàng)目（21BGJ043）

［作者簡(jiǎn)介］劉方（1986— ），男，貴州畢節(jié)人，云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，博士，主要研究方向?yàn)榻鹑诎l(fā)展與金融科技，郵箱：451943642@qq.com。

①地方政府彌補(bǔ)財(cái)政缺口主要是通過(guò)土地出讓收入、地方政府債務(wù)（含地方平臺(tái)公司的債務(wù)）和向上級(jí)申請(qǐng)轉(zhuǎn)移支付等方式，但其中的土地出讓收入屬于地方政府財(cái)政收入一部分。根據(jù)2021年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)，稅收收入占地方財(cái)政收入的75%，而非稅收收入僅占25%。從這個(gè)意義上來(lái)說(shuō)，稅收收入仍然是地方政府彌補(bǔ)財(cái)政缺口的重要方式。