税收竞争对环境污染的影响及传导机制分析

李香菊++赵娜

摘要在中国经济高增长的背后，环境污染问题愈发凸显，不利于经济的可持续增长。税收竞争是影响环境污染的主要因素之一，但是学术界研究税收竞争对环境污染的影响及其作用机制的较少。本文按照污染物属性将其划分为外溢性污染物和非外溢性污染物，通过构建一个包含生产者、消费者、地方政府及中央政府的一般均衡模型，刻画了在税收竞争的背景下，地方政府的税收征管效率对不同属性污染物的影响及其传导机制。结果发现当污染物具有外溢性属性时，税收征管效率对该地环境污染的影响通过改变本地及周边地区资本存量渠道实现；当污染物具有非外溢性属性时，降低税收征管效率通过增加该地区资本存量而提高了环境污染。文章首先使用随机前沿模型测算了2007—2014年中国28个省份企业所得税的税收征管效率，并将其作为税收竞争的衡量指标，然后运用系统GMM法证实了所提的假说。研究显示：地方政府的税收竞争增加了本地区的资本存量；税收竞争是将本地资本存量作为其推高外溢性污染物（二氧化硫）及非外溢性污染物（固体废弃物）排放量的一个主要渠道，邻近地区资本存量则是推高外溢性污染物（二氧化硫）的次要渠道。这意味着，要想改善环境质量，中央政府应规范地方政府的税收竞争行为，尽快建立一套科学、有效的绿色GDP评价体系；完善地方转移支付制度；应针对各个地区的污染及经济发展情况利用财政激励手段引入环保、绿色的资本项目；地方政府应减少不利于环境改善的地方财政支出，增加环保投入比重。

关键词税收竞争；资本流动；环境污染；传导机制

中图分类号F810.42

文献标识码A文章编号1002-2104（2017）06-0163-08DOI：10.12062/cpre.20170362

自1994年分税制建立中央与地方财政分权契约以来，地方政府被赋予了管理本地经济事务以及享有独立经济利益的权利，做大本地财源的积极性大大提高。为了谋求经济增长，地方政府对资本等流动性较强要素的兴趣大增。在这种背景下，各地方政府之间为争夺资本等流动性资源而进行了税收竞争，推动了该地区的经济增长，但与此同时，也带来了地区环境政策的“趋劣竞争”。政府间税收竞争引起的流动性要素的变化是否会影响地方环境质量的改善？基于此，探寻税收竞争对地方环境污染排放量的影响及其传导机制，对于我国地方政府选择有效的税收优惠政策及征管效率，改善环境质量，有着重要的政策参考价值和现实意义。

1文献综述

鉴于政府税收竞争与环境污染关系密切，国外学者在这方面展开了大量的研究。在Zodrow 和 Mieszkowski[1]及Wilson[2]将税收趋劣竞争（racing to the bottom）理论进行了严格的论述之后，一些学者深入分析了政府竞争中放松环境管制的原因，主要有两个：其一是地方政府官员为了获得政治晋升，采取放松环境管制的手段吸引资本以推动本地经济增长（Atkeson and Partin[3]；Ebeid 和 rodden[4]）；其二是企业游说团体促使政府放松环境管制。怀疑税收趋劣竞争主义者们认为税收竞争会产生与趋劣竞争理论相对立的结论，即竞争到顶理论（race to the top）。Potoski[5]实证考察了美国《清洁空气法案》实施前后的污染状况，结果表明大部分州之间的“趋劣竞争”现象并不明显，在本地居民的诉求下有些州设置的环境标准高于国家水平，即表现出“趋优竞争”。Sigman[6]以联合国全球环境监测系统提供的水污染为研究对象，实证分析了财政分权对环境污染的影响，发现较高的财政分权并不会带来较严重的环境污染，不能证明逐底竞争效应的存在。

现阶段国内关于税收竞争与环境污染的研究较多，但

是结论并不一致。崔亚飞和刘小川[7]使用1998—2006年省级面板数据进行实证研究，发现地方政府在税收竞争中放松了对工业二氧化硫的监管，加强了对工业固体废弃物和废水的监管治理。张宏翔等[8]将环境污染分为全国性、外溢性及区域性环境污染三类，同时采用中国2005—2012年省级面板数据研究了政府竞争与环境质量的关系，结果表明政府竞争越激烈，环境质量恶化的程度越大，但不同类型污染的恶化程度并不一致。徐鲲等[9]利用我国1998—2012年面板数据，验证了地方政府竞争与环境污染的关系，所得结论为地方政府竞争与区域环境质量显著负相关。

上述文献对于深刻理解税收竞争与环境污染之间的关系提供了一个新视角，但并没有深入论证税收竞争对环境污染的具体作用机制。本文将在借鉴上述研究成果的基础之上，首先构建一个四部门一般均衡模型研究了税收竞争对环境污染的影响机制，并在此基础上采用2007—2014年的中国省级面板数据，运用广义系统GMM方法实证考察了税收竞争对环境污染水平的传导机制。

期

2理论分析

在Chao[10]研究基础上，借鉴Hadjiyiannis[11]的研究思路，结合中国国情构建包含生产者、消费者、地方政府及中央政府四个部门的一般均衡模型，刻画在税收竞争的背景下，地方政府税收竞争对地区资本流动及环境污染产生的影响效应。

假设一个国家包含两个相邻地区A和B，在完全竞争的市场条件下资本在A、B地区间自由流动，A为资本流入地区，B为资本流出地区，其他生产要素不可流动。由于资本流动不但会通过改变本地的产业结构及技术影响当地的环境污染，而且会通过技术溢出和产业关联实现跨区域的传播，因此需要将资本的跨区域影响纳入分析框架。一般而言，资本的溢出效应较多地扩展到邻近地区，原因是：一方面，地方政府为了经济发展的招商引资是以相邻地区为竞争标尺，更加关注相邻地区的活动，存在“邻里模仿”行为；另一方面，出于对成本的考虑，企业通常在地理距离相对较近的地区寻找供应商和销售商，这种产业关联性导致相邻地区的资本流动存在空间相关性。

以市場价格衡量的私人物品生产数量最大时的A地区收益为：endprint

R（p，v，k）=maxx，z，k{p′x∶（x，k）∈（v，k）}（1）

其中，p为商品在市场上的价格向量并且为外生变量，p′表示转置的价格矩阵，（v，k）为总的生产技术集合，v为该地區不可流动生产要素的禀赋向量，k为资本投入向量，x代表既定资本及非流动生产要素投入下地区净产出水平；由于p和v均为不变，地区收益函数可简化为R（k），由包络定理可知，Rk表示为资本的边际收益，且满足Rkk<0，。类似的，B地区收益函数为：

R*（k*）=maxx，z*，k*{p′x：（x，k*）∈（v，k*）}（2）

由于A为资本流入地区，B为资本流出地区，因此A地区资本供给为k=k+kf，B地区资本供给为k*=k-kf，并且满足dk=-kd*=dkf。其中k为A、B地区资本禀赋，kf表示B地区流入A地区的资本量。

同时，我们假设A、B地区企业在生产中只排放一种污染物，其排放量分别为z和z*，且污染满足zk>0，z*k*>0，即随着资本投入量的提高，污染是不断增加的。本地污染不但影响本地居民的效用，而且会跨界污染到邻近地区居民的效用。政府为了争取资本进行税收竞争，但并没有环保支出的预算，此时，A、B地区净污染排放量分别为：

r=z+θz*（3）

r*=z*+θ*z（4）

其中θ、θ*分别为A、B地区间跨界污染溢出系数，0≤θ≤1，0≤θ*≤1。

理论上，政府税权由税收立法权、征管权以及收益权组成[12]。1994年我国分税制改革以来，税收立法权归于中央政府，部分征管权及收益权归于地方政府，因此地方政府在招商引资中可以控制一些税收优惠政策，影响税收征管效率，具体表现在实际税率上。从这个意义上来说，征管效率是政府间税收竞争的策略性工具。一般而言，我国名义税率是由中央政府设定，实际税率与税务机关的税收征管效率[13]相关。这意味着地方政府在进行税收征管时可以通过自主选择的征收力度、税收管理等因素来影响实际税率的高低，从而形成以税收征管效率表征的地区间税收竞争关系。假定中央政府制定的资本税及其他生产要素税种（将对其他生产要素征收的税种统一为一个税种，并简称为其他税）的名义税率分别为t1、t2，A、B地区地方政府资本税及其他税税收征管效率分别定义为ρ、μ、ρ*、μ*，并满足ρ、μ、

ρ*、 μ*∈（0，1]，则ρt1、μt2、ρ*t1、μ*t2反映的是A及B地区政府征收的实际资本税率和其他税率。

由于资本只在这两个地区之间流动，因此这两个地区资本的税收收益相等，即：

（1-ρt1）Rk（k）=（1-ρ*t1）R*k*（k*）（5）

考虑所有家庭是独立的，A、B地区家庭的需求分别由支出函数E（u，r）、E*（u*，r*）来刻画，表示家庭为了实现一个给定水平效用u、u*，对于一个给定水平的环境污染r、r*所愿意支付的最小支出。A地区家庭预算约束要求私人支出等于税后要素收入减去B地区资本在A地区的税后收益，故A地区收入支出恒等式为：

E（u，r）=R（k）-（1-ρt1）kfRk（k）（6）

由于B地区是资本流出地区，因此B地区收入支出恒等式为：

E*（u*，r*）=R*（k*）+（1-ρt1）kfRk（k）（7）

根据方程（3）—（7）可以得到：

dk[]dρ=Rkt1[]H<0（8）

dr[]dρ=dk[]dρ（zK-θz*K*）=

Rkt1HzK-

Rkt1Hθz*K*（9）

当θ=0时，

dr[]dρ=

dk[]dρzK=

Rkt1HzK<0（10）

（8）式表明在其他因素保持不变的情况下，A地区资本税收征管效率和本地资本存量呈反向变动关系。

当0<θ<1时，（9）式右边系数的符号取决于（

Rkt1HzK-

Rkt1Hθz*K*）的大小，A地区资本税收征管效率的降低增加了A地区资本存量，减少了B地区资本存量，进而改变了这两个地区的污染排放量。具体来说有两个效应：一是负向效应，A地区资本存量增加使得本地污染排放量上升，即

（Rkt1HzK）；二是正向效应，B地区资本存量的减少引致了该地污染排放量的下降，由于环境污染外溢性的存在，使得流入A地区污染排放量减少，即

（-Rkt1Hθz*K*）。因此可得：

若

Rkt1HzK<-

Rkt1Hθz*K*，

则

dr[]dρ>0，即正向效应大于负向效应，则地方政府降低税收征管效率，本地资本存量增加，邻近地区资本存量减少，本地资本存量增加带来的本地环境污染上升量小于邻近地区资本存量减少带来的本地环境污染下降量，本地环境污染量下降。

若

Rkt1HzK>

-Rkt1Hθz*K*，

则

dr[]dρ<0，即正向效应小于负向效应，由于本地资本存量带来的环境污染排放量的增加大于邻近地区资本存量带来的本地环境污染排放量的下降，最终带来更多的环境污染。（10）式表明，当污染物为非外溢性时，地方政府降低税收征管效率增加了本地资本存量，进而会带来更多的环境污染。为此本文提出如下待检验假说1—3。

假说1：税收征管效率越高的地区，本地资本存量会越少。

假说2：当污染物具有外溢性属性时，税收征管效率对该地环境污染的影响通过改变本地及周边地区资本存量渠道实现。当正向效应大于负向效应时，地方政府降低税收征管效率会减少本地环境污染，反之则增加了环境污染。endprint

假说3：当污染物具有非外溢性属性时，降低税收征管效率增加了该地区资本存量，进而提高了环境污染。

3税收竞争对环境污染的传导机制：实证检验

实证过程分为两步，第一步测算省级政府的税收竞争指标，为第二步的实证检验做好铺垫。第二步研究税收竞争对地方环境污染的效应。首先实证分析税收竞争对环境污染水平的直接效应，然后检验税收竞争通过资本流动对环境污染所产生的间接效应。由于地方政府税收竞争主要是围绕增值税和企业所得税的竞争[14]，因此资本税收竞争指标应选取企业所得税及增值税税收竞争，在这两个税种之间，企业所得税是研究地区间资本税收竞争较为合适的对象。其原因有三：第一，企业所得税的税基是资本，资本的流动性意味着企业所得税的税基是流动的，这与地方政府为了争夺税源发生的典型横向税收竞争理论逻辑是一致的。第二，企业所得税是共享税，但是在地方政府税收收入中所占比例较高。其三，增值税由国税部门征管，地方政府没有权力通过改变征管效率来降低增值税的实际税率。由于实际税率=法定税率*税收征管效率[13]，故而在法定税率不变的情况下，将企业所得税税收征管效率作为税收竞争的衡量指标。

3.1基于SFA的省级企业所得税税收征管效率测算

Battese和Coelli[15]提出的随机前沿生产模型不仅可以测算税收征管效率，而且还可以分析各种因素对税收征管效率的影响。具体形式如下：

lntaxit=β0+β1lnptit+β2lntcit+β3t+1[]2[SX）][β11（lnptit）2+

β22（lntcit）2+β33t2]

+β12lnptit*lntcit+

β13lnptit*t+β23t*lntcit+υit-μit（11）

TEit=exp（-μit）（12）

mit=δ0+δ1tccit+δ2transferit+δ3openit+δ4pgdpit+δ5expenit+δ6cittaxit+Wit（13）

γ=σ2μ/σ2μ+σ2v（14）

上式（11）—（14）中i表示地区，t为观察变量的年份，表示技术变化的时间趋势，用以解释希克斯中性技术变化。将2007年取值1，以此类推，则2014年取值就为8；taxit表示国、地税务局征收的企业所得税，ptit和tcit分别为营业盈余和地税机关税务人员数，β0为待定常数项，误差项包括两部分：υit、 μit，其中υit服从正态分布N（0，σ2V），并满足独立同分布和对称性的假设，表示地方企业所得税收入的外部影响因素和一些统计数据上统计误差；uit代表税收征管的效率损失，服从截断型半正态分布N+（μ，σ2u）。TEit表示样本中各个地区在t年度的税收征管效率水平，表示为e-uit。当uit>0，0

本文采用的是28个省级地区面板数据（不包括港澳台、北京、上海及西藏），原因是我国铁路、邮电通信、民航运输、银行等企业所得税的纳税地点主要在北京和上海缴纳，不同于其他地区。另外，由于從2008年开始《中国税务年鉴》并没有统计报告各地区税务机关人员数，故而笔者参考李建军[16]的做法，基于国地税务机关税务人员全国增长率对2008—2014年各地税务机关人员数据进行测算。

利用Frontier 4.1，对28个地区样本数据进行回归，可获得式（11）和（13）对应的各项参数，具体见表1。由表1可以看出，随机前沿模型的r值达到0.73，且在统计上显著，说明企业所得税税收征管效率的无效率普遍存在，随机前沿生产函数模型在总体上是有效的。在税收征管效率函数及无效率方程估计的基础上，利用式（14）可以计算出2007-2014年中国28个省份的税收征管效率。

3.2省级政府企业所得税税收征管效率与环境污染的实证分析

3.2.1指标构建与样本选择

根据数据的可得性，本文实证估计的样本是2007—2014年28个省级地区（不包括港澳台、北京、上海及西藏）。数据源于2008—2015年《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国税务年鉴》、《中国环境年鉴》、中国经济数据（CEIC）及《中国区域统计年鉴》，模型中相关指标构建如下：

（1）环境污染。环境污染选取两个指标：具有外溢性的污染物选取人均工业二氧化硫排放量（pso2）、非外溢性的污染物选取人均工业固体废弃物排放量（psolid）。分别采用各地区工业二氧化硫排放量及工业固体废弃物排放

（2）税收征管效率（let）：随机前沿方法计算所得。此外，还选取了总税收负担（fisinci），采用地方财政收入占地区GDP比重测度作为替代指标，用以检验模型的稳健性。

（3）资本存量（capital）：对于本地区的资本存量，参照付文林和耿强[17]方法，选取全社会固定资产投资减去住宅投资后的余额来衡量。

借鉴相关文献，环境污染的控制变量选取如下变量：经济发展水平（pgdp）。经济发展水平是影响环境污染的主要因素之一，国内外学者根据环境库兹涅茨曲线对这二者关系进行了大量研究。在模型形式设定上，文献中较多使用经济发展水平的二次方或者三次方。二次多项式的设定倾向于假定倒U型EKC曲线，而三次多项式的设定既会产生单调线性的曲线形状，也可能产生倒U型或者N型的曲线形状。基于这一原因，本文加入人均经济发展水平二次方（pgdp2）及三次方（pgdp3）。人均教育投入（edu），用地区教育总投入除以地区人口数来衡量。地区人均教育投入越多，越会替代环保投入，不利于降低地区污染排放强度。自然条件（nc），用人均森林面积来衡量。人均森林面积越多的地区越有利于吸附污染物，从而会改善环境。贸易开放度（open），一方面，贸易开放使得一国获得环保型技术降低污染；另一方面，贸易开放会使污染密集型产业从环境标准较高的国家或者地区转移到环境标准较低的国家或者地区，增加了环境污染。因此贸易开放度与环境污染的关系不能确定。

资本存量的控制变量如下：市场规模（marsize）。采用地区人均GDP除以全国人均GDP测度，市场规模越大越有利于增加地区市场机会，企业投资可能会越高。人均教育投入（edu）。

地区人均教育投入越多，越能提高生产过程中人力资本比重，有利于吸引资本流入本地。基础设施水平（roaddenti）采用公里里程除以地区面积来衡量，地区基础设施越发达，交通就越便利，企业的投资越高。为了实现无量纲化，对人均二氧化硫排放量、人均工业固体废弃物排放量、资本存量、人均GDP、人均教育投入、人均森林面积、市场规模、公路密度进行对数化处理。

3.2.2实证分析

（1）税收竞争与环境污染。现实中当期环境污染受到滞后一期的环境污染影响，这意味着计量模型可能会存在内生性问题。解决这种问题主要采用Arellano和Bover[18]以及Blundell和Bond[19]提出的系统GMM估计方法来解决。具体模型设定如下：

pso2i，t=αi+β1pso2i，t-1+

β2leti，t+β3pgdpi，t+β4pgdp2i，t+

β5pgdp3i，t+β6edui，t+

β7nci，t+β8openi，t+

ui，t（15）

psolidi，t=αi+β1psolidi，t-1+

β2leti，t+

β3pgdpi，t+

β4pgdp2i，t+

β5pgdp3i，t+

β6edui，t+

β7nci，t+

β8openi，t+

ui，t（16）

其中，i和t分別表示省份和时间，ui，t是随机扰动项，αi为随机扰动项，β1～β8为系数向量。pso2it、psolidi，t分别表示省份i第t年的人均工业二氧化硫排放量及人均工业固体废弃物排放量；pso2i，t-1、psolidi，t-1分别表示省份i第t-1年的人均工业二氧化硫排放量及人均工业固体废弃物排放量。环境污染与税收征管效率的回归结果见表2。从回归结果可以看出，所有的AR（1）的p值小于0.05，而AR（2）的p值大于0.1，表明估计结果接受了一阶序列相关，而拒绝了二阶序列相关，从sagan检验的结果来看，工具变量的选择有效，本文的动态面板模型设置合理。

表2中的模型2和4分别在模型1和3的基础上加了控制变量，结果表明模型1和3的结果比较稳健。滞后一期二氧化硫排放量及固体废弃物排放量的估计系数显著为正，这意味着上期的环境污染水平与当期显著正相关，环境污染存在持续性，是一个累积而连续的调整过程。反映税收竞争的税收征管效率指标回归系数在1%的显著性水平下为正，表明地方政府在经济竞争中通过降低税收征管效率来吸引资本流入，放松了对环境污染的监管，进而导致环境质量的恶化。

对于控制变量来说，经济发展水平与二氧化硫排放量及固体废弃物排放量存在N型关系，并通过了5%显著性检验，这表明环境污染与经济发展水平的发展趋势为：逐渐恶化——得到改善——进一步恶化。人均教育投入与污染物排放量在5%显著性水平下负相关，符合本文理论预期。人均森林面积系数为正，且通过了1%及5%显著性检验，说明地区绿化面积的增多确实有利于环境污染排放量的减少。贸易开放度的回归系数在二氧化硫回归方程为负，在固体废物回归方程为正，这表明对外开放可以改善二氧化硫污染，但却会产生更多的固体废物。

（2）税收竞争与环境污染：传导机制检验。为了检验税收竞争对环境污染的传导机制，本部分将借鉴Acemoglu[20]的方法，构建计量模型识别传导机制。首先将本地资本存量分别放进（15）、（16）式，然后观察税收征管效率变量的显著性和系数变化，并根据如下规则判断该渠道的重要性。

①如果反映税收竞争的税收征管效率变量由显著变为不显著，或者其显著性或系数明显下降，而本地资本存量显著，那么本地资本存量是其作用于环境污染的一个主要渠道。②如果反映税收竞争的税收征管效率变量显著而本地资本存量不显著，那么本地资本存量不是影响环境污染的渠道。在这样的情况下，这些变量只能通过其他渠道起作用。

③如果反映税收竞争的税收征管效率变量和本地资本存量都显著，且税收征管效率变量的

显著性和系数并没有明显减少，那么本地资本存量不是作用于固体废弃物排放量的主要渠道，周边地区资本存量是影响二氧化硫排放量的主要渠道。

为了验证核心解释变量税收征管效率是否对资本存量产生显著影响，构建税收竞争与资本存量关系，具体模型如下：

capitali，t=αi+β1capitali，t-1+endprint

β2leti，t+

β3marsizei，t+

β4edui，t+

β5roaddentii，t+

ui，t（17）

表3是传导机制检验结果。表3中的模型2是在模型1的基础上加了控制变量。结果表明，模型1的结果相当稳健，税收竞争的系数为负，意味着税收征管效率越高

的地区，会吸引到更少的资本流入。验证了假说1。模型3和模型4是检验本地资本存量的传导机制设计的。对比表2中的模型2和模型4与表3中的模型3和模型4，在增加了本地资本存量后，税收竞争的系数有明显下降，根据规则，可以推断：税收竞争是将本地资本存量作为其推高地方环境污染的一个主要渠道，邻近地区资本存量是推高二氧化硫排放量的次要渠道。

3.3稳健性检验

稳健性检验结果见表4。

为了验证结果的稳健性，本文采用所得税负担作为税收竞争的衡量指标，从稳健性检验结果看，税收竞争及资本存量回归系数均与前文检验符号基本一致，并且通过了显著性检验，这说明对模型的计量分析具有稳健性。

4结论及政策建议

本文首先在一般均衡模型的基础上，推导出税收竞争对环境污染的影响及传导机制的理论框架。然后，基于2007—2014年中国28个省的样本数据建立了动态面板模型进行实证研究，得出如下结论：地方政府资本税收竞争增加了地区的环境污染，减少了地区资本存量；在提高地区二氧化硫排放量方面，税收竞争是将本地资本存量而非邻近地区资本存量作为其主要渠道的，邻近地区资本存量是次要渠道；在增加地区固体废弃物排放量方面，主要渠道是本地资本存量。

基于上述研究结论，本文提出以下三点政策建议：①中央政府应规范地方政府税收竞争行为，进一步上收大税种的征税权，优化地方政府的税收管辖权，提高税收征管效率；同时要建立多元化的地方官员晋升制度，减少对经济增长的考核，尽快建立一套科学、有效的包含绿色GDP的评价体系；并且要尽快完善地方转移支付制度，实现地区间基本公共服务的均等化，以协调地区经济发展的步伐。②中央政府应针对各个地区的污染及经济发展情况利用财政激励手段引入环保、绿色的资本项目。地方政府应有针对性地选择高效益的投资，并引导投资从一般加工向附加值高及环保的领域拓展。③中央政府应引导地方政府减少不利于环境改善的地方财政支出，增加环保投入比重；同时应利用市场机制，加大环境污染治理投资引导和监督力度。

（编辑：于杰）

参考文献（References）

[1]ZODROW G R， MIESZKOWSKI P. Pigou， Tiebout， property taxation， and the underprovision of local public goods[J]. Journal of urban economics， 1986， 19（3）： 356-370.

[2]WILSON J D. A theory of interregional tax competition[J]. Journal of urban economics， 1986， 19（3）： 296-315.

[3]ATKESON L R， PARTIN R W. Economic and referendum voting： a comparison of gubernatorial and senatorial elections[J]. American political science review， 1995， 89（1）： 99-107.

[4]EBEID M， RODDEN J. Economic geography and economic voting： evidence from the US states[J]. British journal of political science， 2006， 36（3）： 527-547.

[5]POTOSKI M. Clean air federalism： do states race to the bottom？[J]. Public administration review， 2001， 61（3）： 335-343.

[6]SIGMAN H. Decentralization and environmental quality： an international analysis of water pollution[R]. National Bureau of Economic Research， 2007.

[7]崔亞飞，刘小川. 中国省级税收竞争与环境污染——基于1998—2006年面板数据的分析[J]. 财经研究，2010（4）：46-55. [CUI Yafei， LIU Xiaochuan. Provincial tax competition and environmental pollution ：based on panel data from 1998 to 2006 in China [J]. Journal of finance and economics， 2010（4）： 46-55.]

[8]张宏翔，张宁川，匡素帛. 政府竞争与分权通道的交互作用对环境质量的影响研究[J]. 统计研究，2015（6）：74-80. [ZHANG Hongxiang， ZHANG Ningchuan， KUANG Subo. Research on effects of the interaction of government competition and decentralization channel on environmental quality [J]. Statistical research， 2015（6）：74-80.]endprint