税收竞争、地区博弈及其增长绩效.doc

《税收竞争、地区博弈及其增长绩效.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《税收竞争、地区博弈及其增长绩效.doc（11页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、沈坤荣 、 付文林 : 税收竞争 、 地区博弈及其增长绩效 税收竞争 、 地区博弈及其增长绩效 * 沈坤荣 付文林 内容提要 : 中国的财政分权改革激发了地方政府推进本地区经济发展的积极性 , 但不 恰当的分权路径也加 剧了地区间的税收竞争 。 本文运用空间滞后模型 , 对中国省际间的 税收竞争与博弈行为进行检验 。 研究显示 , 省际间税收竞争反应函数斜率为负 , 这说明省 际间在税收竞争中采取的是差异化竞争策略 ; 同时也意味着地方政府目前对公共产品的 偏好较低 。 而对省际间税收竞争增长绩效的格兰杰因果检验则显示 , 公共服务水平对地 区经济增长率具有显著的促进作用 , 并且地方政府的征

2、税努力与其财政充裕状况直接相 关 。 为此 , 本文提出应加快地区基本公共服务的均等化和转移支付的法制化进程 , 努力打 破数量型增长的政绩观 , 从制度层面营造地区 间协调有序的竞争关系 。 关键词 : 税收竞争 策略性行为 增长绩效 一 、引言与文献概览 改革以来 , 财政分权一直都是中国经济转型的重要内容。通过从行政性分权向经济性分权不 断演进 , 地方政府逐渐拥有了对财政收入的剩余控制权 , 这种新的制度安排为地方政府发展本地区 经济提供了重要动力 , 给中国经济增长带来了非常明显的激励 ( Shah, 1994; Q ian and Roland, 1998) 。 但随着财政分权正面

3、效应的不断释放 , 地区间税收竞争激化的负面 影响正在逐步凸现。地方政府 通过税收、公共服务等手段进行经济竞争 , 所引发的地方保护、市场割据和重复建设等一系列经济 扭曲 , 实际上已经危及到国民经济的稳定协调和可持续增长 , 以地区间税收竞争为主要动力机制的 非均衡发展模式难以为继。因此 , 在未来的发展进程中 , 既要不断整合各种要素资源 , 更要从体制 与机制入手 , 不断规范地区征税行为 , 完善政府参与经济活动的方式 , 从而使经济能够在一个协调 有序的竞争框架下发展。为此 , 研究地区间的税收博弈特征及其增长绩效 , 对于匡正地方政府竞争 行为、优化地区间的经济 竞争环境 , 具有

4、重要的理论价值和现实意义。 在蒂伯特的关于地区间竞争问题的经典论文中 , 地区间竞争主要指的是地方政府根据辖区居 民偏好、社会经济特点 , 所选择的地区财政收支政策组合 , 而且他在一系列严格假定基础上 , 提出居 民在社区间的 用脚投票 , 可以使地方公共品供给实现帕雷托最优 ( Tiebout, 1956) 。尽管在蒂伯特 那里 , 地区间竞争的出发点并不完全是为了和其它地区竞争财政资源 , 但此后 , 关于地区间竞争的 研究 , 已经越来越强调地区间财政收支层面的竞争 ( Wilson, 1999) , 如美国政府间关系咨询委员会就 曾将地区间竞争定义为 : 地方政府为了赢得一些稀缺的有

5、价值财政资源 , 或者避免一种特别的成本 ( US ACIR, 1991) 。 地区间税收竞争主要指通过降低纳税人的税收负担来吸引有价值经济资源的流入 ; 公共支出 * 沈坤荣 , 南京大学商学院经济系、南京大 学长三角 发展研 究中心 , 邮政编 码 : 210093, 电子 信箱 : shenkr nju. edu. cn; 付 文 林 , 南 京大学 商学院 , 邮政编 码 : 210093, 电 子信箱 : fuwenlin sina. com。本文 得到 国家社 科基金 ( 03BJL026 ) 、国家 自然科 学基 金 ( 70473036) 资助。本文也是教育部 新世纪优秀人才支

6、持计划 项目与教 育部哲学社会 科学创新基地南 京大学经济转 型和发展 研 究中心子课题 经济增长与结构转型研究 的阶段性成果。感谢匿名审稿人对本文所提出的宝贵修改意见 , 当然文责自负。 16 2006 年第 6 期 竞争则是地区间以公共产品和服务水平 供给的手段来竞争稀缺经济资源。由于现实经济中政府主 要是通过税收手段为公共支出进行筹资 , 因而 , 这两种性质不同的竞争方式 , 最终都会在地区间的 税负水平中得到反映。 国外经济学家对税收竞争问题的研究主要是围绕地区间税收竞争的基本特征及经济绩效展 开。关于地区间税收竞争特征的研究 , 早期主要是考察地区公共产品的外溢效应问题 , 通常会

7、假定 各个地区的经济规模相对于整个经济而言很小 , 因而不可能通过设定税率影响资本的净回报 , 地区 间不存在策略性税收博弈行为 ( Boskin, 1973) 。而后续的一些研究开始 关注非同质地区的税收竞争 中的博弈问题 ( Mintz and Tulkens, 1986; Wildasin, 1988) , 资本在地区间的配置不仅取决于本地税率 , 还会受到周边其它地区税收政策的影响 , 即地区间会在税收市场上进行博弈 , 而地方政府利用税率 手段的博弈行为 , 不仅对资本、劳动力等经济要素的区域配置产生影响 , 而且会使不同地区经济发 展潜力产生差异 , 从而引起宏观经济的波动。 对地

8、区间税收竞争特征的实证性检验 , 西方学者主要是考察地区间税负的反应函数 , 通过检验 地区间实际税负的策略性行为 , 观察地区间税收竞争的具体特征。其先驱性研究是由凯斯等进行 的 , 他们把政府支出看作策略性变量 , 采用空间滞后分析模型 ( 也被称为空间自回归模型 ) , 检验美 国州政府支出与经过加权的其它竞争州政府支出之间的策略性行为。研究发现 , 如果竞争州的政 府支出越高 , 那么给定州的支出水平也越高 ( Case et al , 1993) 。沿着凯斯等开创的计量方法 , 亨德 尔斯等 ( Heyndels and Vuchelen, 1998) 对比利时的 589 个自治市之

9、间的财产税和收入税竞争中的模 仿问题进行了检验 ; 布莱克纳等 ( Brueckner and Saavedra, 2001) 利用美国波士顿地区的 70 个城市数 据对地区间财产税中的策略性行为进行了估计 , 他们均发现了地区间的税收反应函数斜率显著为 正 , 在地区间的税收竞争中存在明显的策略性博弈行为。 随着地区间经济联系的加强 , 一个地区的税收政策越可能对周边地区产生影响 , 这种影响既可 能是正外部性 , 也可能是负外部性 , 因此地区间税收竞争的产出效应并不明确。钱颖一等 ( Qian and Roland, 1998) 利用委托代理理论和公共选择理论 , 指出分权体制下的地区间

10、竞争有助于减少政府对 微观经济部门的 干预 , 可能提高 地方企业 的效率 , 并导 致高速 的、可持续 的经济 增长。 周业安 ( 2003) 通过一个简单的博弈模型 , 指出由于垂直化行政管理架构和资源流动性的限制 , 地方政府之 间的竞争并不必然带来经济的良性增长 , 特别是在地方政府选择保护性策略和掠夺型策略时 , 会增 大地区间的交易成本 , 这种保护带来的价格扭曲会产生资源配置低效率 , 从而损害经济增长。 中国经济体制改革的多维演进特征 , 使得中国的分权化改革既有一般理论框架所揭示的共同 特征 , 也有中国转型阶段所特有的经济表现。对中国地区间税收竞争关系的形成原因、特征及其增

11、 长绩效 , 已有的实证研究主要侧重于地方保护主义 ( 魏后凯 , 1995; Young, 2000; 蔡 等 , 2002; 白重恩 等 , 2004) , 但因为地方保护只是地区间竞争的激化表现之一 , 因而对地方保护或市场割据的研究并 不能提供关于中国地区间税收博弈行为的直接证据。 本文第二部分提出一个空间滞后计量分 析框架 , 并对相关分析变量进行说明 ; 第三部分对地区 税收博弈进行分时期、分地区的计量检验 ; 第四部分是对税收竞争增长绩效的经验考察 ; 最后是本 文的结论。 二 、空间滞后分析模型 地区间的财政政策会相互影响 , 一方面地区公共产品具有外溢效应 , 如一个地区的良

12、好治安会 对周边地区的社会安全带来正外部性 ; 另一方面财政政策因素所引发的生产要素跨地区流动会改 变各地区的税基。考虑到资本的跨地区流动会使地区间资本的税后回报均等化 , 资本在地区间的 配置不仅取决于本地税率 , 还会受到周边其它地区税收政策的影响。因此 , 可以通过检验一个代表 17 沈坤荣 、 付文林 : 税收竞争 、 地区博弈及其增长绩效 性地区的税率反应函数 , 即该地区税率与其自身经济特征和其他竞争地区的税率关系 , 来考察地区 间的税收竞争博弈状况 , 而这首先会涉及到一个特定地区的竞争对象范围及每个竞争地区的权重 确定问题。从方法论角度 , 理想的选择方法当然是由数据生成 ,

13、 但实际研究中由于统计技术方面的 原因 , 不可能在方案间进行比较选择 , 因而一般只能根据某种现有理论来进行筛选。本文这里参照 的就是甘瑟等 ( Genser and Weck Hannemann, 1993) 的处理方法 , 即 将其它所有省区均看作给定省的 竞争对象 , 并通过权重赋值的方式对竞争省区的相对重要性进行区分。 由于空间距离常常是影响资源流动的重要因素 , 不仅劳动力流动会受文化习惯传统、与空间距 离有关的迁移成本的影响 , 从而表现出地域性特征 , 而且 , 资本流动同样也会因为产业集聚效应的 作用 , 具有很强的地域性 ( Anselin et al. , 1996) 。

14、考虑到地区增长绩效通常是衡量地方政府政绩的 最主要指标 , 地方官员出于政治声誉竞赛方面的考虑 , 在竞争中对周边经济发达省区的税收政策安 排会更加重视 , 为 此 , 本文采用给定省与其竞争省区的距离、竞争省区的 GDP 作为确定权重的依 据。具体来说 , 采用距离的倒数 1 dij , i # j 作为 w ij , 这里的 dij 是 i 省与其竞争省区 j 的省会城市间 的铁路运行距离 , 经 d ij d ij , i # j 标准化后记为 W ; 采用 i 省的竞争省区 j 在所有竞争省区的 GDP 总量中所占的比重 Gj 作为权重 , 记为 W 。为增加研究结论的稳定性 , 本文

15、还采用距离与 GDP 的混合形式 Gj dij , i # j 对竞争性省区 进行加权 , 经标准化后记为 : W 。 对地区间税率的策略性行为进行检验 , 实际上是拟合一个给定地区的税负反应函数。如果给 定地区的竞争性地区的加权税负变量的拟合系数显著不等于 0, 表明给定地区的税负水平受到其 它地区税收政策的影响 , 即地区间存在税收竞争中的策略性行为 ; 如果加权税负变量的回归系数等 于 0, 则表明给定地区的税收政策仅取决于其自身的经济特征和目标 , 即没有税收政策方面的策略 性行为。 在具体分析中 , 本文采用的是空间滞后分析框架的简化模型 ( Brueckner and Saaved

16、ra, 2001) , 其 j # i 行权重赋值 , 并将该权重矩阵每一行的和分别进行标准化 , 再利用标准化后的权重将 i 省的所有 j 个竞争性省区的税率加总成为一个税负变量 ; Zi 是一个包含反映地区 i 的其它社会经济特征的变 量集 ; ti 、 tj 分别为 i 地区和 j 地区的税负水平 ; i 是误差项。 由于中国目前税收立法权是高度统一的 , 除了筵席税等非常不重要的税收之外 , 地方政府一般 无权决定税种开征和税率设定 , 所以各省区法定税率上的差别主要表现在中央政府所批准的税收 优惠政策方面的不同 , 而 不同省区由于争取到的税收优惠幅度和范围不同 , 其宏观税负水平具

17、有很 大差异。在这种背景下 , 省区间税收竞争主要表现在对优惠政策的争取和对征税努力程度的选择 等方面 , 这些行为会使地方政府影响当地的宏观税负水平 , 因此本文主要关注省际间宏观税负竞争 中的策略性行为。另外 , 因为我国地方政府财政预算体制有内外之分 , 在正式的财政制度之外存在 大量非正式的财政安排 , 对于大量存在的预算外收入 , 地方政府具有事实上的决定权 , 预算外资金 管理相对松散 , 为地方政府通过预算外资金进行竞争提供了重要条件。因此本文实际考 察的回归 因变量有两个 : 预算内宏观税负和预算外收入占 GDP 比重 ( 我国目前政府的预算外收入主要来源 是各种各样的收费 ,

18、 下文称为平均预算外负担 ) 。 ! 对中国这样一个大国而言 , 各省的经济状况千差万别 , 政策工具的 运用也各不 相同 , 对省 级以下地 区间的财 政竞争进 行 研究 , 对于准确把握政府间的财政分配与均衡关系特征可能更加重要 , 不过 , 由于相关数据的缺乏 , 本文的讨论仅限于省级层面。 权重的数值确定是根据研究者对空间交互性反应特征的先验预测 , 正如布莱克纳 ( Brueckner, 1998) 所言 , 权重的确定 标准 通常比较随意 , 研究者从各自的研究目的出发会提出不同的权重变量。 18 ! - 1 - 1 1 D GDP GDP D 回归方程为 : ti = w ijt

19、j + Zi + i 。式中 w ij 的为一个权重集 , 它的作用是给 i 的竞争性省份进 2006 年第 6 期 地方政府征集财政收入主要受财政支出需要和财源丰裕程度两方面因素决定 , 因此 , 本文所采 用的反映地区社 会经济特征的变量有三个 : 政府部门职工人数在总人口中的比重 , 反映公共部门变 量 ; 在校学生人数占总人口的比重 ; 人均 GDP。前两个变量是从地方政府支出需要角度衡量地区财 政特征 , 对一些经济落后地区 , 教育经费投入常常是最大的财政支出项目 , 而政府部门的职工比重 , 一方面直接影响了地方政府的行政管理支出负担水平 , 同时政府机构越庞大、行政机关人员越多

20、 , 对预算外收入的依赖程度可能越大 , 这应该都会促使地方政府努力提高征税 ; 人均 GDP 指标反应 地区的经济发展水平 , 因而决定了该地区的税源丰裕状况 , 通常经济发展水平越高 , 维持一定公共 产品供给水平需要的税负可以越低。 三、税收 竞争中的策略性行为 由于中国税收立法权的高度统一 , 可能使省际间的宏观税负出现同步变动 , 即回归方程等式右 边的竞争省份的加权税率可能是内生变量 , 这意味着普通最小二乘法不再是一致估计 , 加之分析横 截面数据中经常要面对的异方差性 , OLS 估计结果可能将不再是有效的 , 通常的统计推断过程不再 适用。为了尽量避免统计分析中的偏误 , 本

21、文采用的是似然不相关回归分析方法 ( Heyndels, B and Vuchelen, J , 1998) 。 考虑到由于 1994 年分税制改革前 , 对税收优惠政策的执行很不规范 , 许多地区都存在乱开税 收优惠口子的问题 , 而 1994 年之后 , 中央开始严格限制地方政府的税收优惠权力 , 对经济特区、 经济技术开发区等的税收优惠政策正在逐步稳定化和规范化。为了对分税制改革前后地区间税收 竞争博弈行为特征进行比较 , 本文分别对 1992 年 和 2003 年两个年份的省际间截面数据进行了 回归分析。另外 , 针对目前区域经济发展环境方面所存在的巨大差距 , 我们还特别对发展条件比

22、较 接近的 东部省区间的税率反应函数特征进行了考察。 表 1 对 1992 年省际税收竞争进行分析的结果表明 , 人均 GDP 水平与预算内宏观税负正相关关 系 , 但系数在通常显著性水平上均不显著 ; 而人均 GDP 与平均预算外负担之间的反方向变动关系 , 意味着人均 GDP 水平越低的省份 , 预算外税收负担越重。这反映了分税制改革前 , 一些经济落后 地区的确在通过预算外收费增加可用财力 , 而经济相对发达的省市 , 财政对预算外收入的依赖程度 会降低 , 某种程度上表明地方政府的财政支出往往具有一定的刚性 , 中央政府通过一般性 财政转移 支付 , 提高经济落后省区的可用财力 , 有

23、助于规范地方政府的财政行为。 中小学生在校生占人口比重几乎在所有模型中均不显著。政府部门职工占人口比重虽然与预 算内宏观税负之间的关系不显著 , 但在所有三个预算外税负模型中系数均显著为正 , 政府部门职工 人数比重越高 , 预算外收入占 GDP 比重越高 , 说明在分税制改革前 , 乱收费的确与政府机构膨胀具 有一定关联 , 预算外收入成为一些地区弥补人头费不足的手段。可以预计随着政府机构改革的不 断深入 , 行政机构和行政人员的适度精简 , 地方政府的各种乱收费行为应该 会得到有效缓解。 ! 中国目前的税收制度分国税和地税两套征税机构 , 理论上讲一个地区的税负应当包 括向国税和地 税的总

24、纳税额 , 但 由于 分税制改革前中央和地方的财政收入分享制度安排非常复杂 , 在 %中国税务年鉴 1993&中并未公 布 1992 年各地 区向中央的上 缴收 入数 , 因而无法取得分地区中央和地方的分解数据 , 所以本文在计算 宏观税负时 , 采 用各地区财政 收入作为 地区总纳 税额的代 理 变量 , 显然对经济结构不同的地区 , 计算值与实际值会存在着一 定偏差。不过由于本 文所研究的 主要是地 区间税收 竞争问题 , 地 方政府通常在地方财政收入征收中进行一些 特殊处理 更加容 易 , 因此这里的处 理方法对理解地 区间财政 竞争状况 应该不会 产 生方向性误差。 因为 1992 年

25、是中国正式明确建设社会主义市场经济体制的年份 , 而 1993 年由于税制改革关于税收返 还的数额方案 的规 定等原因 , 造成了 1993 年各地方税收收入出现了异常 增长 , 使当年的税负水平可能不具有代表性。 19 ! 沈坤荣 、 付文林 : 税收竞争 、 地区博弈及其增长绩效 表 1 1992 年省际间税收竞争的策略性行为分析结果 自变量 W 1 D 因变量 : 平均宏观税负 WGDP W GDP D W 1 D 因变量 : 平均预算外负担 W W 回归常数 0 38 2 21 a 0 30 0 22 1 46 a 0 21 ( 0 21) b ( 0 31) a ( 0 19) c

26、( 0 08) ( 0 25) a ( 0 08) 其它省加权税负 - 2 87 (1 46) - 23 41 ( 3 17) - 2 45 ( 1 48) 0 03 ( 0 54) a - 15 83 ( 3 01) 0 29 ( 0 75) a 人均 GDP 0 001 (0 01) 0 01 ( 0 01) c 0 006 ( 0 01) - 0 02 ( 0 01) a - 0 005 ( 0 005) a - 0 02 ( 0 01) a 政府机关职工比重 中小学在校生比重 R 观察值 1 60 ( 1 26) 0 17 ( 0 26) 0 19 28 - 1 26 ( 0 73)

27、0 09 ( 0 14) 0 68 30 0 77 ( 1 22) - 0 13 ( 0 26) 0 16 28 4 78 ( 0 72) - 0 23 ( 0 14) 0 66 28 2 15 ( 0 62) - 0 09 ( 0 10) 0 77 30 4 74 ( 0 69) - 0 24 ( 0 14) 0 66 28 c 注 : 1 省会 城市铁路营运距离数据来自 %新世纪交通图册 &( 中国地图出版社 2001 年第 5 6 页 ) , 其它分析数据均来自历年 %中 国统计年鉴 &。由于海南和西藏特殊的地理特征 , 直到最近铁路交通才开始发展 , 所以在采用距离加权的分 析中未包括

28、这两 个省 , 下表同。 2 括号中是标准差 , 上标 a 表示系数在 99% 水平上显著 , b、 c 分别代表 95% 和 90% 水平上显著 , 下表同。 本文所主要关注的竞争省区加权宏观税负变量的回归结 果在不同模型中显现出不同的特征。 在预算内宏观税负方面 , 竞争省区的加权税负与特定省税负水平之间的负相关 , 且至少在 90% 水 平上显著 , 表明省际间存在着税收竞争的策略性博弈行为 。这与早先世界银行的一项研究的结 论基本一致 ( World Bank, 1990) , 但与凯斯等 ( Case et al , 1993) 关于美国州际间税收竞争的研究、亨 德斯等 ( Heyn

29、dels and Vuchelen, 1998) 对比利时地区间收入税和财产税中的模仿行为的研究 所分别 发现的正斜率反应函数的结论 不同。 我国省际间税收竞争和欧美发达国家地区间税收竞争呈现的特征不同 , 当然反映了目前省际 间所享有的税收优惠政策上存在着较大差异。但负斜率的税收反应函数常常与竞争地区的经济规 模大小、居民对公共产品的偏好特征也有一定关联 , 因为对规模足够大的地区 , 其在区域资本市场 内拥有一定的买方垄断势力 , 因而该地区可以通过降低资本税后回报的形式 , 向非居民资本所有者 出口 一些税收负担 , 即它对流动性资本的最优税收可以更高 ( Zodrow and Mies

30、zkowski, 1986) 。而 如果一个地区对公共产品的 偏好比较小 , 则在其它地区税率上升时 , 它可能也会将本地税率调低 , 即出现向下倾斜的税收反应函数 ( Breukner, 2001) 。很显然 , 负斜率的税收反应函数与我国目前经 济发展所处的工业化阶段、巨大的省际间发展水平差距的经济特征具有内在的一致性。一方面 , 地 方政府对经济建设性项目的热情普遍比较高 , 而对公共卫生、教育、市场体制建设等公共产品和服 务的投入力度相对较低 , 即地方政府对公共产品偏好比较低 ; 另一方面 , 目前省际间发展水平上的 巨大差异 , 也使经济规模相对较大的东部省区 , 可以利用其相对

31、垄断势力导引税收竞争的方向 , 采 ! 在简单的静态税收竞争模型中 , 结论一般是递增的税收反应函数导致地 区间税率决策 的匹配行为。然而 , 正如 Mintz and Tulkens ( 1986) 所最先指出的 , 递增函数在地方政府强调公共支出 变量时 , 并不是策 略性税收模型 的一般性特征。 Wildasin ( 1988) 也认为在相同地区间的支出竞争也 可能会导致税率的非匹配行为 , 即地区间税收竞 争中的策略性 行为也会 出现在递 减的税收 反 应函数情况下。 20 GDP GDPD c a a 2 ! 2006 年第 6 期 取与中西部地区差异化的税收竞争策略。这里的结果显示

32、 : 地区间税收竞争从根本上说 , 与产品市 场竞争是类似的 , 在经济发展水平较低的阶段 , 竞争策略主要是直接的价格 ( 税率 ) 竞争方式 ; 而在 经济达到一定的发展水平之后 , 会更倾向采取公共服务竞争方式。 表 2 2003 年省际间税收竞争的策略性行为分析结果 自变量 W 1 D 因变量 : 平均宏观税负 W a W GDP D W 1 D 因变量 : 平均预算外负担 W a W 回归常数 0 11 ( 0 10) b 1 45 ( 0 19) a 0 15 ( 0 11) b 0 07 ( 0 05) - 1 27 0 51 ( 0 09) a 0 05 ( 0 05) - 0

33、 52 其它省加权税负 人均 GDP 政府机关职工比重 中小学在校生比重 R 观察值 - 1 91 ( 0 86) 0 01 ( 0 008) 2 35 ( 1 36) - 0 28 ( 0 16) 0 51 29 - 18 85 ( 2 29) 0 002 ( 0 005) - 0 34 ( 0 61) - 0 14 ( 0 10) 0 79 31 - 2 22 ( 1 03) 0 01 ( 0 008) 1 66 ( 1 46) - 0 30 ( 0 16) 0 50 29 ( 1 00) - 0 000 ( 0 003) 0 46 ( 0 52) 0 04 ( 0 06) 0 09 29

34、 - 15 15 ( 2 59) - 0 001 ( 0 002) - 0 66 ( 0 24) 0 004 ( 0 04) 0 61 31 ( 1 02) - 0 000 ( 0 003) - 0 35 ( 0 58) 0 04 ( 0 06) 0 05 29 2003 年省际间税收竞争的策略性行为的检验结果 ( 见表 2) 表明 , 在分税制改革逐步得到完善 的 2003 年 , 在所有六个模型中 , 竞争省区的加权税率 系数均呈负值 , 其中四个系数至少在 95% 水平 上显著 , 负斜率的策略性反应函数性质与分税制改革前相同。 通过对比两个不同时期的分析结果 , 我们发现 , 2003

35、 年的预算内税收竞争反应系数与 1992 年 相比 , 均有不同程度的下降 , 说明目前省际间宏观税负的差距有所缩小 , 这可能是分税制改革对地 方政府减免税进行限制的结果。但地区间预算外竞争弹性系数的下降 , 甚至由正转为负值 , 说明地 区间预算外竞争从模仿策略在向差别化竞争策略转变。通过对省际间预算外税负数据的分析 , 可 以看到 , 1992 年除三个直 辖市 , 预算外税负最高的省区是内蒙、吉林、宁夏和青海等中西部地区 , 而 江苏、广东和山东等东部经济较发达地区的预算外税负均较低 , 这表明在 1992 年 , 预算外收入在一 些地区是作为缓解税收竞争给地区财政所造成的紧张状况的重

36、要途经。而 2003 年 , 省际间预算外 收入负担呈现出多元化特征 , 与地区经济发展水平之间的关系也不再像 1992 年那样明显 , 这是地 方政府对税率竞争强度下降后 , 预算外收入在地区间财政竞争中的筹集财政资金作用随之下降的 部分反映。当然随着财政预算管理体制改革的不断深入 , 越来越 多的省区将预算外资金纳入到收 入预算中 , 也使得地方政府通过预算外资金进行竞争的功能逐渐弱化。 与 1992 年政府职工比重与预算外收入平均税负显著正相关不同 , 2003 年政府职工比重与预算 外收入平均税负的关系呈现为负相关 , 或者是不显著的正相关。这有两方面原因 : 一是我国预算管 理制度改

37、革的不断深化 , 使许多地区将预算外收入的管理加强了 , 已经有越来越多的省区将预算外 资金纳入到收入预算中。通过完善预算编制 , 提高预算的完整性 , 也大大提高了对政府税收收入和 各类非税收入的监督力度 , 实际上传统意义上 的预算外收入已经不再完全游离于 预算 管理 , 如江 苏开始将乡镇的非税收入按资金性质分别解缴县国库和县预算外资金专户 , 再根据乡镇年度收支 21 GDP GDP GDP D 2 c c c a 沈坤荣 、 付文林 : 税收竞争 、 地区博弈及其增长绩效 预算和收支进度拨至各乡镇。这使预算外收入总体规模在不断缩小。二是 1998 年以来的精简机 构 , 裁减政府部门

38、冗员是卓有成效的 , 控制了地方政府工作人员的过快膨胀 , 也在一定程度上降低 了地方政府对预算外收入的 依赖 , 对规范地方政府的财政行为起到了明显的作用。 当然我国幅员辽阔 , 地区间社会经济发展水平存在很大不平衡 , 使得采用全部省份考察地区间 税收竞争 , 可能会出现竞争对象范围选择方面的偏差 , 而影响研究的结论。为验证以上分析结果的 稳健性 , 本文利用 2003 年数据 , 对东部省份间的税收竞争策略性行为进行了研究 , 结果见表 3。 表 3 2003 年东部地区 省际间税收竞争的策略性行为分析结果 自变量 W 1 D a 因变量 : 平均宏观税负 W W GDP D b W

39、1 D 因变量 : 平均预算外负担 W a W 回归常数 - 0 40 (0 13) a 0 53 ( 0 35) a - 0 37 ( 0 17) a - 0 09 ( 0 07) a 0 34 ( 0 06) a - 0 05 ( 0 09) 东部其它省加权税负 - 1 16 ( 0 25) a - 6 67 ( 1 82) - 1 63 ( 0 50) a - 3 73 ( 1 14) a - 7 42 ( 0 92) c - 2 50 ( 1 59) c 人均 GDP 0 05 ( 0 01) a 0 01 ( 0 02) b 0 06 ( 0 01) b 0 02 ( 0 01) a

40、 - 0 006 ( 0 003) 0 02 ( 0 01) 政府机关职工比重 中小学在校生比重 R 观察值 3 87 ( 0 91) 0 13 ( 0 14) 0 96 10 2 82 ( 1 17) - 0 22 ( 0 20) 0 94 11 2 68 ( 1 28) 0 08 ( 0 18) 0 94 10 - 2 16 ( 0 79) 0 17 ( 0 09) 0 55 10 - 0 04 ( 0 28) - 0 08 ( 0 05) 0 88 11 - 1 68 ( 1 14) 0 11 ( 0 11) 0 26 10 表 3 所显示的东部省市税收竞争策略性行为的回归结果 , 从各

41、模型的 R 2 值看 , 有五个模型的 解释力在 55% 以上 , 说明将分析集中在社会经济特征相似性更高的东部地区 , 会大大提高模型的 解释力 , 不过虽然在预算内宏观税负竞争的三个模型中 , 回归系数都有了不同程度的下降 , 但所有 竞争省份的加权税负的回归系数仍然 均呈负数 , 而在对相关数据的进一步分析表明 , 东部各省市获 得的税收优惠政策、产业结构之间的差别并不足以解释其宏观税负的差异。这意味着即使在经济 发展水平比较接近的各东部省市间依然存在着税收竞争中的差别化策略性行为。而从企业投资区 位选择看 , 它们往往看重综合性的良好投资环境 , 投资成本、公共基础实施水平、社会法制环

42、境、人 力资本投资水平等都是企业看重的重要因素 , 因而不同地区会根据其经济环境资源禀赋的特点 , 采 取差别化的财政竞争策略 , 税率低的地区更加重视税收竞争策略 , 而高税率地区会努力提高其公共 服 务水平 , 不断改善其综合投资环境。 地方政府进行竞争的根本目标是改善本地区的投资环境 , 实现地区经济更快地增长 , 增加本地 区在全国经济中的相对地位 , 为地方官员积累政治声誉 , 以谋取更多的晋升机会。而对地区间税率 反应函数特征的分析 , 已经揭示各地区会根据自身经济社会的不同特点 , 采取差异化的税收博弈策 略。为深入分析这些差异的原因和产生的绩效 , 我们进一步研究了税收竞争的宏

43、观经济绩效。 ! 这里的东部省份包括北京 、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南 , 表 4 同。 22 ! GDP GDP GDP D 2 2006 年第 6 期 四、税 收竞争的增长绩效 经济增长是物质资本、人力资本、技术和制度环境等因素综合作用的结果 , 因而本文在分析中 加入了地区资本存量和公路密度两个控制变量。考虑到当年的固定资产投资、公路建设投资都会 直接形成新增 GDP 的一部分 , 为了避免本期资本存量、公路密度与经济增长变量间的内生性问题 , 分析中两个变量均采用一阶滞后。 另外 , 由于私人经济部门对地区间税收负担形成有效反应 , 可 能需要一定时间

44、, 因而在研究税收竞争的增长绩效中 , 本文分别考虑了本期税负、上期税负和本期 税负减上期税负等三个变量。分析中采用的是 1994 2003 年省际间面板数据集。同样地 , 出于对 分析结论稳定性检验目的 , 这里的分析也分为全国和东部地区两部分。表 4 是分析结果。 表 4 1994 2003 年省际间 税收竞争的增长效应分析结果 自变量 回归常数 资本存量 公路密度 宏观税负 一阶滞后宏观税负 税负改变量 R Hausman test F test 观察值 模型 1 0 34 ( 0 04) - 0 03 ( 0 01) 0 01 ( 0 09) 0 39 ( 0 14) 0 18 83

45、2 20 1 300 全部省份 模型 2 0 29 ( 0 04) - 0 03 ( 0 01) 0 06 ( 0 08) 0 25 ( 0 13) 0 30 ( 0 07) 0 24 79 1 21 5 300 模型 3 0 30 ( 0 04) - 0 02 ( 0 01) 0 05 ( 0 08) 0 23 ( 0 07) 0 20 43 8 21 8 300 模型 1 0 57 ( 0 07) - 0 06 ( 0 01) 0 20 ( 0 11) 0 49 ( 0 21) 0 38 17 4 19 8 110 东部省份 模型 2 0 49 ( 0 07) - 0 05 ( 0 01)

46、 0 20 ( 0 11) - 0 00 ( 0 25) 0 48 ( 0 14) 0 45 532 8 19 2 110 模型 3 0 49 ( 0 07) - 0 05 ( 0 01) 0 30 ( 0 10) - 0 49 ( 0 15) 0 41 39 4 22 6 110 结果表明 , 无论是本期还是上一期的宏观税负均与实际 GDP 间呈正向变动关系 , 即地区税负 水平越高 , 其经济增长越快 。虽然从直观上讲 , 地方税负上升会使私人投资下降 , 但与此同时 , 由 于私人投资和公共投资在生产中又是互补的 , 地方税负水平越高 , 也意味着地方财力相对更充足 , 可以有更多的财政

47、资金进行公共服务产品的投资建设 , 形成对周边流动性资本和劳动力的吸引力 , 从而使地区经 济增长加快。再考虑到我国是一个以商品税为主体税制结构的国家 , 商品税占税收 收入的比重在 70% 左右 ( 岳 树民、安体富 , 2003) , 而对 国内商 品和服 务的征 税属于 非扭 曲性税 ! 资本存量数据是在张军等 ( 2004) 所报告的 2000 年分省数据基础上 , 进行补充计算后所得的序列 , 各年 固定资本形成 总额 数据均来自 %中国统计年鉴 &相关各期。公路密度指每平方公里二级及以上公路里程数 , 各年公路里程数据分别 取自 %中国统 计年 鉴 &和 %中国交通统计年鉴 &有关各期。其他数据均取自相关年份的 %中国统计年鉴 &。 尽管凯恩斯主义经济学和新古典增长理论认为税收对产出具有负 效应 , 但巴罗 等 ( Barro 1990; Zou 1996) 所构 建的包含 政 府公共开支的内生经济增长模型 , 也得出了通过非扭曲性税筹资对经济增长具有促进作用的研究结论。 23 ! 2 a a a a a c a a a