橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)、官員更替與城市綠色全要素生產(chǎn)率
——基于長(zhǎng)三角41個(gè)城市的面板證據(jù)

田時(shí)中，胡福龍

（安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，“必須牢固樹(shù)立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展”，“堅(jiān)持山水林田湖草沙一體化保護(hù)和系統(tǒng)治理，統(tǒng)籌產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、污染治理、生態(tài)保護(hù)、應(yīng)對(duì)氣候變化，協(xié)同推進(jìn)降碳、減污、擴(kuò)綠、增長(zhǎng)，推進(jìn)生態(tài)優(yōu)先、節(jié)約集約、綠色低碳發(fā)展”。新發(fā)展階段，各地需要切實(shí)貫徹上述要求，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)綠色升級(jí)，實(shí)現(xiàn)綠色低碳轉(zhuǎn)型發(fā)展。近年來(lái)，長(zhǎng)三角地區(qū)不斷加強(qiáng)生態(tài)環(huán)境聯(lián)防聯(lián)控，提高資源節(jié)約集約利用水平和整體經(jīng)濟(jì)效率，打造和諧共生綠色發(fā)展樣板，先行建設(shè)長(zhǎng)三角生態(tài)綠色一體化發(fā)展示范區(qū)，為各區(qū)域發(fā)展提供樣板。在長(zhǎng)三角一體化發(fā)展進(jìn)程中，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的雙重影響長(zhǎng)期存在。一方面，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)會(huì)吸引稅源流入本轄區(qū)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；另一方面，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)可能會(huì)產(chǎn)生污染。受官員晉升機(jī)制激勵(lì)，地方官員會(huì)不斷優(yōu)化橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)策略，以謀求更多的優(yōu)質(zhì)企業(yè)流入轄區(qū)，夯實(shí)本地高質(zhì)量發(fā)展基礎(chǔ)。因而，官員更替帶來(lái)的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)策略差異，可能會(huì)影響城市綠色全要素生產(chǎn)率水平。為此，探究橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)和官員更替對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)理，對(duì)推動(dòng)長(zhǎng)三角生態(tài)綠色一體化建設(shè)具有重要意義。

福利經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，政府能夠通過(guò)對(duì)排污企業(yè)征收“庇古稅”，彌補(bǔ)排污企業(yè)生產(chǎn)的私人成本與社會(huì)成本之差并使兩者相等，從而矯正環(huán)境資源配置上的低效率與不公平，這可以認(rèn)為是稅收政策對(duì)環(huán)境污染影響研究的開(kāi)端［1］。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為，無(wú)論是通過(guò)降低實(shí)際稅率還是降低監(jiān)管力度的方式進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)，都會(huì)導(dǎo)致地區(qū)生態(tài)環(huán)境惡化［2-4］。一些研究發(fā)現(xiàn)，地方政府通過(guò)降低本地實(shí)際稅率的方式進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)吸引大量污染密集型企業(yè)入駐本地，而導(dǎo)致本地區(qū)環(huán)境惡化［5］，特別是當(dāng)周邊地區(qū)采取高稅率時(shí)，這種惡化程度還會(huì)進(jìn)一步加?。?］；楊海生等（2008）［7］提出，通過(guò)降低環(huán)境規(guī)制力度的方式進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)，會(huì)導(dǎo)致地區(qū)間出現(xiàn)相互攀比式競(jìng)爭(zhēng)，最終演變成“趨劣競(jìng)爭(zhēng)”，導(dǎo)致環(huán)境污染加劇；崔亞飛和劉小川（2010）［8］在對(duì)污染物進(jìn)行細(xì)分后，發(fā)現(xiàn)地方政府在通過(guò)降低環(huán)境規(guī)制方式進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)中，往往傾向于放寬工業(yè)二氧化硫排放監(jiān)管力度，從而導(dǎo)致環(huán)境污染進(jìn)一步加劇。但還有少部分學(xué)者持有不同觀點(diǎn)，認(rèn)為地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)不僅不會(huì)加劇環(huán)境污染，還一定程度上可以抑制環(huán)境污染排放［9-10］。

地方政府主要官員的行為與偏好不同，勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致其制定的政策有所差異，當(dāng)?shù)胤街饕賳T變更時(shí)，必然會(huì)對(duì)本地區(qū)綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。龍碩和胡軍（2014）［11］研究發(fā)現(xiàn)，地方官員在任職期間可能會(huì)與企業(yè)達(dá)成某種關(guān)系，并認(rèn)為這種“政企合謀”現(xiàn)象是導(dǎo)致環(huán)境污染的重要原因；郭峰和石慶玲（2017）［12］提出，城市主要官員發(fā)生變更形成的政治敏感期，有助于降低“政企合謀”的程度，從而可在短期內(nèi)改善空氣質(zhì)量；梁平漢和高楠（2014）［13］通過(guò)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，官員變更確實(shí)能夠在短期內(nèi)減少企業(yè)污染物排放量，但隨著時(shí)間推移，新任官員又會(huì)與企業(yè)建立合謀關(guān)系，依舊會(huì)加劇環(huán)境污染；還有部分學(xué)者認(rèn)為，在以GDP為考核核心指標(biāo)的情況下，地方官員受晉升激勵(lì)影響，往往會(huì)選擇犧牲環(huán)境以達(dá)到經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的目的，這也是導(dǎo)致環(huán)境污染的原因之一［14-15］；吳培材和王忠（2016）［16］研究發(fā)現(xiàn)，這種由于晉升激勵(lì)造成的環(huán)境污染只會(huì)發(fā)生在官員更替的初期，隨著官員任期的增加，官員的激勵(lì)效應(yīng)將會(huì)逐漸下降，地方政府逐漸減少以破壞環(huán)境換取經(jīng)濟(jì)發(fā)展的行為，環(huán)境污染將會(huì)得到緩解。

綜上所述，目前學(xué)界關(guān)于橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)、官員更替與城市綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系的理論與實(shí)踐探索成果豐碩，但現(xiàn)有研究也存在不足：第一，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率影響的研究大多從環(huán)境方面考量，鮮有研究將經(jīng)濟(jì)與環(huán)境因素納入其中進(jìn)行綜合分析；第二，通過(guò)構(gòu)建橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)、官員更替與城市綠色全要素生產(chǎn)率的理論模型進(jìn)行實(shí)證研究的較少?；诖?，本文以2008—2020年長(zhǎng)三角41 個(gè)城市面板數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建面板Tobit模型和門檻效應(yīng)模型，實(shí)證探討橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)、官員更替對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。本文可能的邊際貢獻(xiàn)包括：第一，探究橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響，且從稅制結(jié)構(gòu)角度，進(jìn)一步分析增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響，豐富了同類問(wèn)題研究視角；第二，在研究橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率影響的基礎(chǔ)上，引入官員更替，考察了官員更替在橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)與長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率之間的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)論可為地方政府推進(jìn)城市綠色轉(zhuǎn)型發(fā)展提供決策參考。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)與城市綠色全要素生產(chǎn)率

地方政府間傳統(tǒng)的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)主要通過(guò)以下兩種方式獲得更多的稅源：一是地方政府通過(guò)先征后返等途徑直接降低本地區(qū)實(shí)際稅率［17］，較低稅負(fù)水平將使環(huán)境污染的邊際外部成本得不到補(bǔ)償，導(dǎo)致環(huán)境污染外部性無(wú)法達(dá)到帕累托最優(yōu)，從而降低了稅收效率［18］；二是地方政府通過(guò)放松環(huán)境政策的方法爭(zhēng)奪生產(chǎn)性要素尤其是流動(dòng)性要素，但弱環(huán)境政策會(huì)導(dǎo)致競(jìng)相模仿，最終演變成環(huán)境政策“趨劣競(jìng)爭(zhēng)”［19］?？梢?jiàn)，上述兩種方式均不利于城市綠色發(fā)展。近年來(lái)，隨著環(huán)保觀念增強(qiáng)，地方政府意識(shí)到粗放式稅收競(jìng)爭(zhēng)所帶來(lái)的效益是短暫的，營(yíng)造創(chuàng)新與綠色的稅收營(yíng)商環(huán)境才是長(zhǎng)久之計(jì)。因此，地方政府開(kāi)始不斷優(yōu)化橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)策略，通過(guò)完善地區(qū)創(chuàng)新與綠色稅收優(yōu)惠政策體系來(lái)改善本地投資環(huán)境。地區(qū)稅收營(yíng)商環(huán)境不斷優(yōu)化，將有利于本地技術(shù)創(chuàng)新水平提升，進(jìn)而減少對(duì)環(huán)境的污染，促進(jìn)城市綠色全要素生產(chǎn)率提高［20］。從稅制結(jié)構(gòu)方面來(lái)看，地方政府間的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)行為可以劃分為間接稅競(jìng)爭(zhēng)和直接稅競(jìng)爭(zhēng)。其中，作為間接稅代表的增值稅，我國(guó)采用的分享原則是生產(chǎn)地原則。為獲得更多稅收收入，地方政府也會(huì)更樂(lè)于提高本地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚度，形成產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)［21］。產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)形成有利于企業(yè)間實(shí)現(xiàn)資源共享和優(yōu)化配置，提高創(chuàng)新資源配置效率，加快綠色創(chuàng)新成果應(yīng)用，進(jìn)而促進(jìn)城市綠色全要素生產(chǎn)率提升［22］。作為直接稅代表的企業(yè)所得稅，地方政府通過(guò)稅收優(yōu)惠及所得稅減免政策進(jìn)行稅收競(jìng)爭(zhēng)，直接降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，使得企業(yè)有充足資金從事環(huán)保研發(fā)活動(dòng)，進(jìn)而有利于城市綠色全要素生產(chǎn)率提高?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)1、假設(shè)2。

H1：從稅收總量來(lái)看，地方政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用；

H2：從稅制結(jié)構(gòu)來(lái)看，增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)均有利于城市綠色全要素生產(chǎn)率的提高。

（二）橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)、官員更替與城市綠色全要素生產(chǎn)率

隨著綠色發(fā)展理念深入人心，生態(tài)環(huán)境被納入官員績(jī)效考核中且權(quán)重不斷增大。為了在激烈競(jìng)爭(zhēng)中勝出，新任官員不再盲目地追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而是致力于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境協(xié)同共進(jìn)的綠色生態(tài)可持續(xù)發(fā)展。地方政府在利用稅收政策引資時(shí)，開(kāi)始注重對(duì)引入企業(yè)審查，從而使得大量擁有先進(jìn)技術(shù)研發(fā)成果的企業(yè)入駐本地。同時(shí)，環(huán)境監(jiān)管力度的加強(qiáng)也會(huì)倒逼本地企業(yè)從事生產(chǎn)技術(shù)與治污技術(shù)升級(jí)活動(dòng)，通過(guò)技術(shù)進(jìn)步收益抵消污染治理成本，加大對(duì)綠色低碳產(chǎn)品設(shè)計(jì)和研發(fā)資金投入，獲得更多綠色產(chǎn)出，從而實(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展［23］?；诖?，本文提出假設(shè)3。

H3：官員更替可以顯著增強(qiáng)政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。

三、長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度與分析

（一）測(cè)度方法

綠色發(fā)展是在考慮地區(qū)生態(tài)承載能力和資源稟賦條件的情況下，通過(guò)保護(hù)自然環(huán)境實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的新型發(fā)展理念［24］，它強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)與自然三大系統(tǒng)的共生性和發(fā)展目標(biāo)的多元化［25］。綠色全要素生產(chǎn)率作為衡量地區(qū)綠色發(fā)展水平的重要標(biāo)準(zhǔn)，既能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，又能反映資源利用和生態(tài)環(huán)境保護(hù)程度［26］。為精準(zhǔn)量化長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率，借鑒黃建歡等（2014）［27］和王少劍等（2020）［28］的方法，采用包含非期望產(chǎn)出的VRS下的超效率SBM模型對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度，得到的綜合指數(shù)越大，表明經(jīng)濟(jì)綠色化程度越高；反之，則越低。具體計(jì)算步驟如下：假設(shè)有n個(gè)決策單元，每一個(gè)決策單元都包含投入、期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出三個(gè)要素，使用m單位投入產(chǎn)生S1的期望產(chǎn)出和S2的非期望產(chǎn)出，分別用以下三個(gè)向量表示：x∈Rm、yg∈RS1、yb∈RS2。其中，矩陣X、Yg、Yb的定義如下：

生產(chǎn)可能性集合定義如下：

其中，實(shí)際投入水平和實(shí)際非期望產(chǎn)出都會(huì)高于前沿水平，而實(shí)際期望產(chǎn)出水平也都會(huì)低于前沿水平。根據(jù)上述有效決策單元的定義，超效率SBM構(gòu)建如下：

投入指標(biāo)包括資本投入、勞動(dòng)投入和能源投入，產(chǎn)出指標(biāo)從期望產(chǎn)出和非期望產(chǎn)出兩方面考慮，具體說(shuō)明見(jiàn)表1所列。

表1 長(zhǎng)三角41城市綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度指標(biāo)

（二）長(zhǎng)三角41個(gè)城市綠色全要素生產(chǎn)率測(cè)度結(jié)果分析

1.整體分析

運(yùn)用MATLAB 2018a，按照包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM 公式，即可測(cè)度出2008—2020 年長(zhǎng)三角41個(gè)城市綠色全要素生產(chǎn)率（篇幅所限，結(jié)果省略，備索），依據(jù)測(cè)度結(jié)果繪制長(zhǎng)三角綠色全要素生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演變趨勢(shì)圖，如圖1所示。

圖1 長(zhǎng)三角整體綠色全要素生產(chǎn)率時(shí)序演變特征

總體來(lái)看，長(zhǎng)三角41 個(gè)城市在研究期13 年內(nèi)（2008—2020年）的綠色全要素生產(chǎn)率呈“波浪式”上升趨勢(shì)。綠色全要素生產(chǎn)率最低值出現(xiàn)在2009年，其值為0.327 9；最高值出現(xiàn)在2020 年，其值為0.888 2。2009—2019 年綠色全要素生產(chǎn)率一直處于穩(wěn)步上升階段，年均增長(zhǎng)6.47 個(gè)百分點(diǎn)，增速明顯。2020年綠色全要素生產(chǎn)率由2019年的0.561 5陡升至0.888 2，這可能是由于受到2020 年新冠疫情影響，部分企業(yè)勞動(dòng)力和原材料短缺，企業(yè)實(shí)際投入生產(chǎn)日期被延后，使得企業(yè)污染物排放量大幅度下降，進(jìn)而促使2020 年長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率大幅度提升。

2.分地區(qū)分析

根據(jù)超效率SBM 模型測(cè)度的長(zhǎng)三角41 個(gè)城市綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)，繪制三省一市綠色全要素生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)演變折線圖，如圖2所示。

圖2 三省一市綠色全要素生產(chǎn)率時(shí)序演變特征

由圖2 可知，2008—2020 年，上海綠色全要素生產(chǎn)率整體呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)，年均增速高達(dá)30.74%；江蘇綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)逐年上升態(tài)勢(shì)，年均增速為12.07%；浙江綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)波動(dòng)上升態(tài)勢(shì)，增長(zhǎng)較為緩慢，年均增速僅為2.64%；安徽綠色全要素生產(chǎn)率則近似呈現(xiàn)“U”型變動(dòng)趨勢(shì)，且總體水平低于上海、江蘇和浙江。究其原因：第一，上海綠色全要素生產(chǎn)率不斷提升主要得益于其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，上海一直將金融業(yè)、軟件信息服務(wù)業(yè)和現(xiàn)代商貿(mào)業(yè)等第三產(chǎn)業(yè)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要?jiǎng)恿?，在兼顧環(huán)境保護(hù)的情況下快速發(fā)展經(jīng)濟(jì)，使得綠色全要素生產(chǎn)率逐年提高；第二，蘇浙兩省都以先進(jìn)制造業(yè)為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，但兩者側(cè)重點(diǎn)有所不同，江蘇側(cè)重于機(jī)械裝備制造、軌道交通以及電子信息等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，浙江則側(cè)重于與“互聯(lián)網(wǎng)+”相關(guān)的數(shù)字經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)，因此，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于高級(jí)化，兩省的綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)不斷向好的發(fā)展態(tài)勢(shì)；第三，安徽城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展大多依托工業(yè)，傾向于以資源和環(huán)境換取經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，因此，安徽綠色全要素生產(chǎn)率從2008年就一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，2015 年之后，安徽通過(guò)加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，逐步淘汰高污染、高耗能、低效率企業(yè)，其綠色全要素生產(chǎn)率水平有所提升。

四、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

由于包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM 模型測(cè)度城市綠色全要素生產(chǎn)率指數(shù)均大于0，采用普通最小二乘法進(jìn)行估計(jì)會(huì)造成結(jié)果有偏且不一致。為了避免OLS估計(jì)帶來(lái)的偏誤，故采用受限因變量模型中的面板Tobit模型進(jìn)行估計(jì)［30］。因此，為研究稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響，構(gòu)建以下回歸模型：

為了檢驗(yàn)官員更替在橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)與城市綠色全要素生產(chǎn)率之間的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建以下模型：

其中：i表示城市；t表示年份；GTEPit表示城市綠色全要素生產(chǎn)率；COMitj表示橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)程度，j=1、2、3，分別代表總稅收、增值稅和企業(yè)所得稅；CHANGEit表示官員更替；Xkit表示系列控制變量；εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量定義

1.核心解釋變量：橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)（COM）

參考傅勇和張晏（2007）［31］的做法，采用公式（6）計(jì)算橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)程度。

其中：Taxtj/GDPt表示第t年j種稅收所有樣本城市的平均實(shí)際稅率；Taxitj/GDPit表示第i個(gè)城市t年的j種稅收的實(shí)際稅率。COMitj值越大，說(shuō)明地方橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)程度越高；反之，則越低。

2.調(diào)節(jié)變量：官員更替（CHANGE）

參照陳秋平等（2019）［32］的方法，采用虛擬變量表示地方官員更替。如果市委書(shū)記變更發(fā)生在1—6月，則把當(dāng)年定義為變更年；如果變更發(fā)生在7—12月，則把下一年定義為變更年。當(dāng)市委書(shū)記發(fā)生變更時(shí)，CHANGE賦值為1，否則為0。

3.門檻變量：公共支出規(guī)模（PUBEXP）

參考雷明和虞曉雯（2013）［33］的方法，采用地方一般公共預(yù)算支出額與本地區(qū)生產(chǎn)總值之比來(lái)衡量公共支出規(guī)模。其值越大，說(shuō)明當(dāng)?shù)卣仓С鲆?guī)模越大；反之，則越小。

4.控制變量

本文選取的控制變量具體說(shuō)明如下：①經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECO），用人均GDP的對(duì)數(shù)表示。一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低，會(huì)影響其環(huán)境治理資金投入。②對(duì)外開(kāi)放程度（FDI），用外商直接投資實(shí)際使用額的對(duì)數(shù)表示。發(fā)達(dá)國(guó)家環(huán)境監(jiān)管力度普遍強(qiáng)于發(fā)展中國(guó)家，發(fā)達(dá)國(guó)家污染密集型產(chǎn)業(yè)會(huì)選擇從本土轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國(guó)家，因此，對(duì)外開(kāi)放程度高低勢(shì)必會(huì)影響本地環(huán)境質(zhì)量［34］。③技術(shù)創(chuàng)新水平（TECH），用各城市專利授權(quán)數(shù)來(lái)衡量。技術(shù)創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步是城市綠色發(fā)展的核心驅(qū)動(dòng)力，有利于提高資源利用率，減少污染排放［35］。④環(huán)境保護(hù)水平（INV），用地方公共一般預(yù)算支出中的環(huán)保支出額表示。環(huán)保資金投入多少，反映了地方政府對(duì)本地區(qū)環(huán)境保護(hù)工作的重視程度。⑤城鎮(zhèn)化率（URB），用城鎮(zhèn)人口數(shù)與城市總?cè)丝跀?shù)之比表示。隨著城鎮(zhèn)化不斷推進(jìn)，公共服務(wù)質(zhì)量得到明顯提升，進(jìn)而推動(dòng)社會(huì)治理和環(huán)境污染的改善［36］。

（三）樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

考慮數(shù)據(jù)可得性，選取2008—2020 年長(zhǎng)三角41個(gè)城市面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》《浙江統(tǒng)計(jì)年鑒》《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地方城市統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)等，其中部分缺失數(shù)據(jù)通過(guò)插值法補(bǔ)齊。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

表2中的模型（1）—（3）分別是稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率影響的回歸結(jié)果。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從稅收總量來(lái)看，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響在1%的水平下顯著為正，這說(shuō)明政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)能夠提升長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率，H1 得到驗(yàn)證?；谇拔姆治?，上述結(jié)果表明政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)處于“趨優(yōu)競(jìng)爭(zhēng)”狀態(tài)，這可能是由于隨著地區(qū)稅收營(yíng)商環(huán)境不斷優(yōu)化，減少了企業(yè)稅收遵從成本，增強(qiáng)了企業(yè)創(chuàng)新意愿，進(jìn)而促進(jìn)了長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高。一方面，行政審批流程簡(jiǎn)化有效減少了基層稅務(wù)部門在“經(jīng)濟(jì)人”訴求下對(duì)企業(yè)的尋租行為，降低了企業(yè)隱性成本［37］，同時(shí)隨著稅收信息化建設(shè)不斷推進(jìn)，大大節(jié)約了企業(yè)辦稅時(shí)間，有效降低了企業(yè)納稅成本，提高了企業(yè)辦稅效率；另一方面，公平透明的稅收營(yíng)商環(huán)境能夠抑制“政企合謀”現(xiàn)象出現(xiàn)，使得更多科技創(chuàng)新類稅收優(yōu)惠流向更具效率的創(chuàng)新型企業(yè)而非政府關(guān)聯(lián)企業(yè)，提高了稅收政策的實(shí)際效率。由于此類稅收優(yōu)惠政策的流入，企業(yè)也會(huì)更愿意將因享受優(yōu)惠而節(jié)省的資金投入到科技研發(fā)活動(dòng)中，有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和科技成果轉(zhuǎn)化，進(jìn)而促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升［38］。

從稅制結(jié)構(gòu)來(lái)看，增值稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響在1%的水平下顯著為正，即增值稅競(jìng)爭(zhēng)程度提高會(huì)促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高。一方面，鑒于增值稅采用的分享原則有利于產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)形成，在產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)，由于地理位置較為接近，企業(yè)之間的分工協(xié)作也會(huì)變多，有利于新工藝、新知識(shí)、新技術(shù)在企業(yè)間擴(kuò)散，提高企業(yè)生產(chǎn)效率。同時(shí)，處于產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)的企業(yè)生產(chǎn)成本和交易費(fèi)用都會(huì)有所降低，更易獲得產(chǎn)品價(jià)格優(yōu)勢(shì)，大幅度提升處于產(chǎn)業(yè)集聚內(nèi)企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，從而獲得更好的盈利，支持企業(yè)污染治理活動(dòng)展開(kāi)［39］。另一方面，隨著集聚規(guī)模擴(kuò)大，企業(yè)之間競(jìng)爭(zhēng)壓力也會(huì)隨之增加。面臨競(jìng)爭(zhēng)壓力，企業(yè)將會(huì)積極進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新、管理制度創(chuàng)新以及工藝創(chuàng)新，以滿足瞬息萬(wàn)變的市場(chǎng)需求。優(yōu)勝劣汰的市場(chǎng)機(jī)制也能夠淘汰高能耗、高污染、低效率企業(yè)，使更多生產(chǎn)要素流入高效率企業(yè)，進(jìn)而促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高［40］。

企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響在1%的水平下顯著為正，即企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)程度提高會(huì)導(dǎo)致長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率上升，H2得到驗(yàn)證。一方面，企業(yè)所得稅是企業(yè)所負(fù)擔(dān)的第二大稅種，企業(yè)所得稅是對(duì)企業(yè)所得額進(jìn)行征稅，與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)直接掛鉤，在國(guó)稅、地稅合并前，企業(yè)所得稅主要由地方稅務(wù)局進(jìn)行征管，因此地方政府在企業(yè)所得稅的稅收優(yōu)惠政策與征收管理細(xì)則上，有著較大的自主權(quán)，能夠更加靈活地制定本地區(qū)稅收競(jìng)爭(zhēng)策略，實(shí)現(xiàn)本地區(qū)綠色低碳循環(huán)發(fā)展；另一方面，隨著企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)策略不斷優(yōu)化，如對(duì)購(gòu)買環(huán)保設(shè)備的企業(yè)允許其抵免應(yīng)納稅所得額、對(duì)從事研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)產(chǎn)生的研發(fā)費(fèi)用允許其加計(jì)扣除等綠色稅收優(yōu)惠政策逐步出現(xiàn)，激勵(lì)了本地企業(yè)從事科技研發(fā)和環(huán)保活動(dòng)，有利于提高企業(yè)生產(chǎn)效率，減少污染物排放量，進(jìn)而促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升。

系列控制變量中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，這是因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，就會(huì)更有財(cái)力來(lái)進(jìn)行環(huán)境治理，從而促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高；技術(shù)創(chuàng)新水平對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，技術(shù)創(chuàng)新水平的提高能夠提高企業(yè)生產(chǎn)效率，減少企業(yè)污染物排放量，進(jìn)而促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升；環(huán)境保護(hù)水平對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響顯著為正，環(huán)保資金的直接投入將會(huì)使得生態(tài)環(huán)境得到改善，促進(jìn)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高；城鎮(zhèn)化率對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響，但不顯著，這可能是因?yàn)槌擎?zhèn)化雖然能夠提高集約化程度，但也會(huì)增加城市環(huán)境壓力，使其對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率具有正向影響但不夠顯著。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)

為了檢驗(yàn)官員更替在稅收競(jìng)爭(zhēng)與城市綠色全要素生產(chǎn)率關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，在基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上，引入官員更替與橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的交互項(xiàng)，表3中的模型（4）—（6）分別檢驗(yàn)了考慮官員更替的稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響。從回歸結(jié)果可以看出，稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)的系數(shù)分別在1%、5%和1%的水平下顯著為正，且稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)與官員更替的交互項(xiàng)，也分別在1%、10%和1%的水平下顯著為正，這說(shuō)明官員更替能夠顯著增強(qiáng)橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，H3得到驗(yàn)證。這可能是因?yàn)殡S著綠色發(fā)展被納入政府績(jī)效考核中，現(xiàn)任官員為了取得更好政績(jī)，在追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)也會(huì)更加注重環(huán)境保護(hù)，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)的重點(diǎn)由原來(lái)的“為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”向“為提高質(zhì)量而競(jìng)爭(zhēng)”轉(zhuǎn)變［41］。一方面，由于地方政府發(fā)展理念轉(zhuǎn)變，使得大量?jī)?yōu)質(zhì)企業(yè)流入長(zhǎng)三角，這類低污染、低能耗的高新技術(shù)企業(yè)流入帶來(lái)先進(jìn)技術(shù)，提高了長(zhǎng)三角整體技術(shù)水平，進(jìn)而有利于長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升；另一方面，優(yōu)質(zhì)企業(yè)流入也給本地企業(yè)帶來(lái)危機(jī)感，在政府環(huán)境管制和競(jìng)爭(zhēng)壓力雙重作用下，迫使原本技術(shù)落后、效率低下的本地企業(yè)積極尋求技術(shù)進(jìn)步和效率提升，減少環(huán)境污染，政府間的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)逐漸演變成“逐優(yōu)競(jìng)爭(zhēng)”，進(jìn)一步促進(jìn)了長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高［42］。

表3 調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

（三）內(nèi)生性問(wèn)題處理

本文采用工具變量法處理內(nèi)生性問(wèn)題。具體而言，選取稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)的滯后一期分別作為總稅收競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)的工具變量，然后通過(guò)Ⅳ-Tobit模型進(jìn)行兩步法估計(jì)，其中第一步只展示工具變量的回歸系數(shù)及整個(gè)方程的F值。結(jié)果見(jiàn)表4所列。

表4 Ⅳ-Tobit兩步法估計(jì)及相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果

表4 第二階段外生性Wald 檢驗(yàn)結(jié)果表明，均可在1%的水平下認(rèn)為稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)為內(nèi)生解釋變量。在第一步回歸中，稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)的系數(shù)均顯著為正，整個(gè)方程的F值分別為674.49、419.24和513.07，故可認(rèn)為所選取的工具變量均不是弱工具變量。

從第二階段的回歸結(jié)果來(lái)看，稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說(shuō)明在通過(guò)有效的工具變量緩解內(nèi)生性后，稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)仍然與長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，這與前文研究結(jié)果保持一致。

（四）穩(wěn)健性分析

（1）刪除特殊樣本。由于所選擇的樣本城市包括上海市，上海市作為直轄市無(wú)論是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政策扶持力度，還是教育、科技、交通、醫(yī)療衛(wèi)生等基礎(chǔ)設(shè)施水平，都與本區(qū)域其他城市有較大差距，因此，其在促進(jìn)城市綠色全要素生產(chǎn)率提高方面會(huì)比普通城市更具優(yōu)勢(shì)［43］。如果在回歸中包含上海市可能會(huì)影響結(jié)果的準(zhǔn)確性，為此刪除上海市的數(shù)據(jù)。對(duì)其余40個(gè)城市重新運(yùn)用面板Tobit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表5 所列。由表5 的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果可知，核心解釋變量符號(hào)和顯著性均未改變，驗(yàn)證了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 刪除特殊樣本上海市后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（2）刪除控制變量。剔除環(huán)境保護(hù)水平和城鎮(zhèn)化率后進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表6所列。檢驗(yàn)結(jié)果中，核心解釋變量符號(hào)和顯著性均未發(fā)生明顯變化，進(jìn)一步說(shuō)明了前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 刪除部分控制變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（五）進(jìn)一步分析：門檻效應(yīng)

公共支出規(guī)模對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響與公共支出規(guī)模大小相關(guān)聯(lián)。一方面，適當(dāng)?shù)墓仓С隹梢杂行Ы鉀Q市場(chǎng)失靈造成的資源浪費(fèi)，同時(shí)為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)提供必要的基礎(chǔ)設(shè)施，促進(jìn)城市綠色全要素生產(chǎn)率提升；另一方面，地方政府過(guò)度支出會(huì)扭曲制度，造成資源錯(cuò)配，進(jìn)而抑制城市綠色全要素生產(chǎn)率提升［44］。鑒于各地政府公共支出規(guī)模不盡相同，核心解釋變量橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響可能存在由“門檻效應(yīng)”導(dǎo)致的非線性關(guān)系，為驗(yàn)證此猜想，采用面板門檻模型并以公共支出規(guī)模為門檻變量，進(jìn)一步探討橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)在門檻變量下對(duì)城市綠色全要素生產(chǎn)率的影響，構(gòu)建如下模型進(jìn)行實(shí)證分析。

其中：PUBEXP為門檻變量公共支出規(guī)模；λ為待估的門檻值；I（·）為示性函數(shù)；其余變量與模型（4）中定義相同。

以公共支出規(guī)模作為門檻變量依次對(duì)模型（7）—（9）進(jìn)行單一門檻和雙重門檻檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7所列。結(jié)果顯示，模型（7）—（9）均只存在單一門檻效應(yīng)，門檻估計(jì)值為0.164 2。據(jù)此，對(duì)模型進(jìn)行單一門檻回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表8所列。

表7 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表8 門檻效應(yīng)模型回歸結(jié)果

從總稅收競(jìng)爭(zhēng)來(lái)看，當(dāng)公共支出規(guī)模小于或等于0.164 2 時(shí)，稅收總量競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用；當(dāng)公共支出規(guī)模大于0.164 2 時(shí)，稅收總量競(jìng)爭(zhēng)依然保持顯著促進(jìn)作用，但系數(shù)卻由原來(lái)的0.213 7 下降為0.149 0。這說(shuō)明公共支出規(guī)模增大會(huì)削弱橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。從增值稅競(jìng)爭(zhēng)來(lái)看，當(dāng)公共支出規(guī)模小于或等于0.164 2時(shí)，增值稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率具有促進(jìn)作用但不顯著；當(dāng)公共支出規(guī)模大于0.164 2時(shí)，增值稅競(jìng)爭(zhēng)的促進(jìn)作用轉(zhuǎn)為抑制。從企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)來(lái)看，當(dāng)公共支出規(guī)模小于或等于0.164 2時(shí)，企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率具有顯著促進(jìn)作用；當(dāng)公共支出規(guī)模大于0.164 2時(shí)，企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)的正向促進(jìn)作用不顯著，且系數(shù)也有明顯降低。

由此可見(jiàn)，無(wú)論是稅收總量競(jìng)爭(zhēng)、增值稅競(jìng)爭(zhēng)，還是企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)，隨著公共支出規(guī)模的擴(kuò)大，三者都會(huì)削弱橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用，甚至還會(huì)導(dǎo)致稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制作用。究其原因，地方政府為了引入更多資本，容易對(duì)市場(chǎng)過(guò)度投資，導(dǎo)致區(qū)域經(jīng)濟(jì)失衡，不利于資源有效配置，使得橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)逐漸演變?yōu)椤摆吜痈?jìng)爭(zhēng)”，進(jìn)而不利于長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提高。

六、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以長(zhǎng)三角城市群為研究對(duì)象，選取2008—2020 年相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用包含非期望產(chǎn)出的超效率SBM 模型，對(duì)長(zhǎng)三角41 個(gè)城市綠色全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)度，并從稅收總量和稅制結(jié)構(gòu)雙重視角構(gòu)建面板Tobit 模型和門檻效應(yīng)模型，得出以下結(jié)論：

第一，從趨勢(shì)上看，長(zhǎng)三角整體綠色全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。其中，上海、江蘇和浙江的綠色全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，而安徽的綠色全要素生產(chǎn)率則呈近似“U”型變動(dòng)趨勢(shì)。

第二，從稅收總量來(lái)看，地方政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)不屬于“趨劣競(jìng)爭(zhēng)”，而是一種“趨優(yōu)競(jìng)爭(zhēng)”，地方政府間稅收競(jìng)爭(zhēng)促進(jìn)了長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升；從稅制結(jié)構(gòu)來(lái)看，增值稅競(jìng)爭(zhēng)和企業(yè)所得稅競(jìng)爭(zhēng)均促進(jìn)城市綠色全要素生產(chǎn)率提高。

第三，官員更替能夠顯著增強(qiáng)橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。基于公共支出規(guī)模視角的進(jìn)一步分析顯示，地方政府間橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率存在單一門檻效應(yīng)。政府公共支出規(guī)模越大，橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升的促進(jìn)作用就會(huì)越弱，甚至出現(xiàn)橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)抑制長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的情況。

（二）建議

基于上述結(jié)論，為推動(dòng)長(zhǎng)三角生態(tài)綠色一體化高質(zhì)量發(fā)展，本文提出以下建議：

第一，制定差異化綠色發(fā)展策略。由于各城市資源環(huán)境承載力和主體功能定位不同，地方政府在進(jìn)行規(guī)劃和建設(shè)時(shí)，應(yīng)當(dāng)在考慮本地區(qū)資源環(huán)境承載力的前提下，依據(jù)本地區(qū)主體功能定位，確定本地區(qū)發(fā)展方向和開(kāi)發(fā)強(qiáng)度，充分發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，構(gòu)建區(qū)域聯(lián)動(dòng)、結(jié)構(gòu)合理、集約高效、綠色低碳的長(zhǎng)三角一體化發(fā)展新格局。具體來(lái)說(shuō)，對(duì)于環(huán)境問(wèn)題較嚴(yán)重的外圍城市，首先應(yīng)盡快轉(zhuǎn)換粗放型增長(zhǎng)方式，減少對(duì)污染密集型產(chǎn)業(yè)依賴，將更多高級(jí)生產(chǎn)要素投入高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和新興服務(wù)業(yè)等綠色產(chǎn)業(yè)；其次，通過(guò)承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移方式，引進(jìn)更多優(yōu)質(zhì)企業(yè)，加快本地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，推動(dòng)本地區(qū)綠色發(fā)展。對(duì)于以技術(shù)為主導(dǎo)的中心城市，應(yīng)依托本地區(qū)教育、科技、人才優(yōu)勢(shì)，率先進(jìn)行原創(chuàng)性、引領(lǐng)性科技攻關(guān)，加快突破技術(shù)壁壘，提升創(chuàng)新要素利用率和成果轉(zhuǎn)化率，通過(guò)知識(shí)溢出效應(yīng)為長(zhǎng)三角一體化高質(zhì)量發(fā)展提供技術(shù)支持。

第二，進(jìn)一步規(guī)范地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)行為。研究顯示，政府間的橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)有利于長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率提升。因此應(yīng)充分考慮地區(qū)間差異，適當(dāng)給予地方政府在一定范圍內(nèi)制定稅收政策和征管辦法的裁量權(quán)，從而更好地激發(fā)地方政府活力，發(fā)揮稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)綠色發(fā)展的激勵(lì)作用。同時(shí)，健全監(jiān)督制約機(jī)制，強(qiáng)化執(zhí)法過(guò)錯(cuò)追究，對(duì)不合規(guī)、不合法的政府稅收競(jìng)爭(zhēng)行為，應(yīng)嚴(yán)格按照統(tǒng)一制定的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行懲處，以責(zé)任追究來(lái)制約政府稅收競(jìng)爭(zhēng)行為，避免“惡性競(jìng)爭(zhēng)”出現(xiàn)。此外，合理界定中央、地方事權(quán)和支出責(zé)任，完善事權(quán)與支出責(zé)任相適應(yīng)的財(cái)政分權(quán)制度，拓寬地方財(cái)政收入來(lái)源，健全轉(zhuǎn)移支付制度，使地方政府能有更充足的財(cái)政資金從事污染治理活動(dòng)。

第三，構(gòu)建“綠色”導(dǎo)向的官員考核體系。從研究結(jié)果來(lái)看，綠色發(fā)展理念下的官員更替能夠增強(qiáng)橫向稅收競(jìng)爭(zhēng)對(duì)長(zhǎng)三角城市綠色全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。因此，地方政府應(yīng)深入貫徹綠水青山就是金山銀山理念，注重地方政府經(jīng)濟(jì)績(jī)效與生態(tài)績(jī)效協(xié)調(diào)統(tǒng)一，避免片面追求GDP 現(xiàn)象再度出現(xiàn)。適當(dāng)提高政績(jī)考核中低碳循環(huán)、綠色建設(shè)和生態(tài)修復(fù)等的權(quán)重，激勵(lì)地方官員圍繞高質(zhì)量發(fā)展展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)。鑒于環(huán)境治理存在明顯滯后性，有必要進(jìn)一步完善領(lǐng)導(dǎo)干部離任環(huán)境審計(jì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，防范環(huán)境保護(hù)和環(huán)境治理中的機(jī)會(huì)主義傾向。