税收竞争、产业结构升级与城乡收入差距

王 玺，刘 萌

(中央财经大学 财政税务学院，北京 100081)

一、引言

长期的城乡不均衡发展是我国经济社会面临的突出问题，也制约了经济增长模式的转型。城乡收入差距的逐渐扩大作为城乡不均衡发展的主要表现得到了学者们的广泛关注。从经济学的角度来看，不完善的制度和不完全的资源流动导致了城乡居民收入差距的不断扩大(陆铭和陈钊，2004)[1]，喻微锋和吴刘杰(2011)[2]指出，地方政府过度的政策干预和竞争行为是城乡收入差距逐渐扩大的根本原因。诚然，这种过度竞争的现象在我国是明显存在的，分税制以后，地方政府拥有了相对独立的财权和事权，同时接受中央政府的行政管理和绩效考核，“政治集权，经济分权”使得地方政府工作长期围绕着经济增长展开，财政支出竞争和税收竞争是地方政府间竞争的主要手段，其中税收竞争作为政府招商引资的主要手段，对资源要素流动和区域经济发展产生了重要影响(沈坤荣和付文林，2006[3]；郭杰和李涛，2009)[4]。

目前关于税收竞争对城乡收入差距影响的研究主要从产业政策导向、劳动力需求结构和城乡资源差异三个角度展开，其中前两个角度建立在税收竞争影响产业结构进而影响城乡收入差距这一路径的基础上，但已有研究中学者们关于产业结构变化对城乡收入差距的影响持不同观点，且鲜有学者对这一影响路径进行检验,即在税收竞争对城乡收入差距影响的研究中将产业结构变化纳入分析。基于此，本文以2005—2018年省级数据为样本，在分析地方政府税收竞争对城乡收入差距影响的基础上，从产业结构升级的角度切入，验证产业结构变动在税收竞争对城乡收入差距影响中的中介作用。

与现有文献相比，本文可能的创新在于：第一，研究内容上，将地方政府税收竞争、产业结构升级与城乡收入差距纳入同一分析框架内，尝试为税收竞争对城乡收入差距的影响提供新解读；第二，研究方法上，考虑到税收竞争是地方政府间的策略互动，劳动力等生产要素在邻近地区间的流动会对本地区城乡收入差距产生影响，本文采用空间杜宾模型进行实证分析。

二、文献综述

关于税收竞争问题的讨论最早出现在“用脚投票”理论中(Tiebout，1956)[5]，即居民会根据自身偏好在辖区间流动，依据税收水平和公共品供给水平择区而居，因此地方政府会为争夺资源展开竞争，税收竞争是主要竞争手段之一。“税收竞争”

(Tax Competition)这一具体概念由Oates(1972)[6]提出，他认为税收竞争是地方政府通过低税率和税收优惠吸引流动资本的手段，这种行为会导致地区税收收入的减少和公共品供给不足，对地方居民的福利造成损害。Zodrow等(1986)[7]建立了税收竞争的一般模型，发现税收竞争下形成的均衡税率不是最优税率，这一模型也被称为“标准税收竞争模型”，之后很多学者通过放松部分假设对Z-M模型进行了拓展。

从国内的研究来看，虽然我国地方政府没有税收立法权，但财政分权使地方政府能够作为相对独立的个体参与税收竞争。结合这一现实，国内学者认为税收竞争是指有关国家或地区为了自身的利益，通过降低有效税率(张忠任，2012)[8]、实施税收优惠政策(杨志勇，2003[9]；杨卫华，2017[10])、财政返还(王凤荣和苗妙，2015[11])或降低税收征管效率(谢贞发和范子英，2015[12])等方式，吸引其他国家或地区的资源流入本地的政府行为。周克清(2005)[13]按照参与竞争主体的层级将税收竞争划分为横向税收竞争和纵向税收竞争，前者指同级地方政府间的税收竞争，后者指上级政府与下级政府在税收决策上的相互影响和税收博弈。本文的研究聚焦于地方政府间的横向税收竞争。

地方政府税收竞争对城乡收入差距的影响可以从三个角度解读。一是政策导向角度。以经济增长为首要目标的地方政府会将优势资源用于经济效益更高的中心城镇和重点产业，这种具有倾向性的政策不利于城乡收入差距的缩小(马光荣和杨恩艳，2010[14]；张建武等，2014[15])。二是劳动力需求角度。技术进步是经济增长的源泉，地方政府为促进技术进步、提高区域创新能力，会积极引进高级技术人才，然而农村居民的就业以劳动密集型部门为主，难以进入技术密集型部门，因此税收竞争会增加技术密集型部门的劳动需求，提高技术人员的收入水平，从而进一步扩大城乡收入差距(傅强和马青，2015[16])。三是城乡资源角度。税收竞争使企业和资源向中心城区聚集，城乡居民在生活环境和物质资源上的差距日益显著，也导致了城乡收入差距的不断扩大。此外，刘清杰和任德孝(2017)[17]的研究发现，逐底竞争在初期可以刺激经济发展从而提高居民收入水平，但是这种竞争方式不利于经济的可持续发展，因此从长期来看会抑制居民收入的提高。

税收竞争表现为有倾向的税收优惠政策，会影响生产要素和资源在不同部门和地区间的配置，也会对产业结构和供需结构产生重要影响(白重恩和马琳，2015)[18]，一方面过度的税收竞争意味着政府对经济发展的过度干预，甚至形成地方保护主义，导致重复建设和资源浪费，阻碍市场资源的合理配置和产业结构升级(孔令池等，2017)[19]。另一方面地方政府为了加快经济增长，倾向于投资回报快的项目，而不是根据地方资源禀赋优势制定合适的产业发展战略，这种盲目引入大量同类资源的短视行为会导致产业的同质化发展，不利于市场的多元化发展和产业结构升级。肖叶和刘小兵(2018)[20]从总量和结构两个方面分析税收竞争对产业结构的影响，发现企业所得税竞争会抑制产业结构升级，增值税和营业税会促进产业结构升级。张国庆和李卉(2019)[21]利用空间计量模型分析发现，税收竞争不利于产业结构升级，而且邻近地区产业结构升级会对本地区的产业升级产生负向影响。

关于产业结构升级与城乡收入差距影响，既有研究没有一致的结论。主张产业结构升级会扩大城乡收入差距的学者们认为，资本密集型产业和技术密集型产业的发展使农村劳动力无法获得工作机会，从而造成结构性失业(李政和杨思莹，2016)[22]，同时农村居民掌握的资本和资源有限，很难从快速发展的现代部门获利(刘慧等，2017)[23]。部分学者则认为，产业结构升级有助于缩小城乡收入差距，一是产业结构升级使城镇就业需求增加，有助于吸纳农村剩余劳动力，同时城镇居民的边际收益会因农村劳动力流入而降低，收入差距的扩大得到抑制(龚新蜀等，2017)[24]；二是技术进步有助于提高农业生产效率，而且制造业与农业的融合有助于农村地区形成多元化的产业结构，促进农村经济发展，缩小城乡收入差距(张志新等，2020[25]；赵立文等，2018[26])。

综上所述，学者们从不同角度对税收竞争对城乡收入差距的影响进行了深入研究和广泛讨论，其中从政策导向和劳动力需求角度展开的讨论建立在税收竞争通过产业结构变动对农村劳动力的就业和收入水平产生影响的基础上，但是鲜有研究对该路径进行验证。从相关研究来看，学者们关于税收竞争对产业结构升级以及产业结构升级对城乡收入差距影响的结论不尽相同。基于此，本文将地方政府税收竞争、产业结构升级和城乡居民收入差距三者纳入同一框架进行分析，同时考虑到税收竞争是地方政府间的策略互动行为，会影响各类资源在地区间的流动，本文在基准回归的基础上选取空间计量模型进行分析，使结果更贴近现实。

三、研究设计

(一)研究方法与模型

首先构建模型(1)，分析地方政府间税收竞争对城乡收入差距的影响：

Thaili,t=α0+α1captaxcomi,t+α2Controlsi,t+εi,t

(1)

其中，下标i和t分别表示省份和年份；Thaili,t表示被解释变量泰尔指数，衡量各地区城乡收入差距；captaxcomi,t表示核心解释变量税收竞争程度；Controlsi,t表示一系列影响城乡收入差距且随时间和地区变动的控制变量，具体包括经济发展水平(perGDP)、地方财政教育支出(perEDU)、地方财政医疗卫生支出(perMED)、对外开放水平(lnTMX)、外商直接投资水平(lnFDI)、基础设施建设水平(Road)；α0为常数项，εi,t为误差项。

为选择合适的估计方法，对模型进行沃德检验(Wald Test)、伍德里奇检验(Woodridge Test)和派尔森检验(Pesaran Test)，检验结果如表1所示。从表1可见，样本数据存在明显的组内自相关、组间异方差和同期截面相关，因此本文采用全面FGLS模型进行基准回归。

表1 异方差及相关性检验结果

其次，构建模型(2)和模型(3)使用逐步回归法检验产业结构升级在税收竞争影响城乡收入差距中的中介作用：

INDSi,t=β0+β1captaxcomi,t+β2Controlsi,t+εi,t

(2)

Thaili,t=γ0+γ1captaxcomi,t+γ2INDSi,t+γ3Controlsi,t+εi,t

(3)

模型中INDSi,t为中介变量，衡量产业结构升级程度，在模型(1)的基础上，用模型(2)检验地方政府税收竞争对产业结构升级的影响，若模型(1)和模型(2)中的系数均显著，则将税收竞争和产业结构升级同时纳入方程，对模型(3)进行回归，若β1和γ2均显著不为0，说明税收竞争通过产业结构升级对城乡收入差距产生影响。

再次，考虑到税收竞争是地方政府间的策略互动行为，而且城乡收入差距、产业结构等变量可能受到周边地区的影响，构建空间计量模型，使估计结果更贴近现实。与其他空间计量模型相比，空间杜宾模型(SDM模型)将被解释变量和解释变量的空间滞后项都纳入方程，能更准确地刻画空间效应，因此本文运用空间杜宾模型分析税收竞争对城乡收入差距的影响并检验产业结构升级的中介作用，模型具体设定如式(4)至式(6)所示，其中W为空间距离权重矩阵，含有W的变量为空间滞后变量：

Thaili,t=θ0+θ1captaxcomi,t+θ2Controlsi,t+θ3W*Thaili,t+θ4W*captaxcomi,t+θ5W*Controlsi,t+εi,t

(4)

INDSi,t=φ0+φ1captaxcomi,t+φ2Controlsi,t+φ3W*INDSi,t+φ4W*captaxcomi,t+φ5W*Controlsi,t+εi,t

(5)

Thaili,t=ω0+ω1captaxcomi,t+ω2INDSi,t+ω3Controlsi,t+ω4W*Thaili,t+ω5W*captaxcomi,t+ω6W*INDSi,t+ω7W*Controlsi,t+εi,t

(6)

(二)变量设计与说明

1.被解释变量

从已有文献来看，衡量城乡收入差距的方式有城乡人均收入之比、基尼系数和泰尔指数三种，考虑到泰尔指数将居民收入和人口结构同时纳入计算(王少平和欧阳志刚，2007)[27]，本文选取泰尔指数作为被解释变量。泰尔指数的计算方式如式(7)所示：

(7)

式(7)中，r表示地区，其值为1时表示城镇地区，其值为2时表示农村地区，I和P分别表示各地的总收入和总人口。

2.解释变量

本文的解释变量为地方政府税收竞争程度。从已有研究来看，税收竞争程度的衡量方式主要有两种，一是地区工业税收总额占工业总产值比重的倒数，多用于税收竞争对环境污染的研究中(唐飞鹏，2017)[28]；二是傅勇和张晏(2007)[29]提出的测算方式，如式(8)所示：

(8)

3.中介变量

产业结构升级是本文的中介变量，参考既有文献的做法(徐敏和姜勇，2015)[30]，用以下公式计算各地区的产业结构升级指数：

(9)

式(9)中，k表示产业类型，q1、q2、q3分别为各地区第一、第二、第三产业增加值占该地区国民生产总值的比重，INDSi,t值越大，表示产业结构升级水平越高。

4.控制变量

控制变量方面，参考相关文献，选取如下可能对城乡收入差距产生影响的变量①：(1)经济发展水平(perGDP)，用各地区人均生产总值衡量；(2)地方财政教育支出(perEDU)，用各地区人均财政教育支出衡量；(3)地方财政医疗卫生支出(perMED)，用各地区人均财政医疗卫生支出衡量；(4)对外开放水平(lnTMX)，用各地区进出口总额的对数值衡量；(5)外商直接投资水平(lnFDI)，用各地区外商直接投资额的对数值衡量；(6)基础设施建设水平(Road)，用各地区公路密度即每平方公里的公路里程数来衡量。

(三)数据来源与描述性统计

本文选取2005—2018年全国31个省市自治区的数据为样本进行实证分析，原始数据来源于《中国统计年鉴》、各省市自治区统计年鉴以及国泰安数据库，变量的描述性统计结果如表2所示。

表2 描述性统计结果

四、实证分析

(一)基准回归

首先用模型(1)估计地方政府税收竞争对城乡收入差距的影响，用模型(2)和模型(3)检验产业结构升级在其中的中介作用。全面FGLS模型的估计结果如表3所示，列(1)结果说明税收竞争会扩大城乡收入差距，列(2)的结果说明税收竞争会对产业结构升级产生负向影响，且系数均在1%的水平上显著。在此基础上将税收竞争程度和产业结构升级指数同时作为解释变量进行回归，结果如列(3)所示，将其与列(1)的结果对比发现产业结构升级指数的系数显著为负，税收竞争程度的系数从0.0897下降到0.0774，说明税收竞争通过抑制产业结构升级加剧了城乡收入差距。

从控制变量的估计结果来看，经济发展水平、对外开放程度、外商直接投资水平和基础设施建设水平的提高能显著缩小城乡收入差距；地方财政教育支出也有利于城乡收入差距的缩小，但是显著性较低，这可能是地方财政教育支出通过提高人口受教育水平发挥作用，且存在一定的滞后性导致的。同时地方财政医疗卫生支出对城乡收入差距具有不显著的正向影响，可能的原因是我国农村医疗卫生条件有限，地方财政医疗卫生支出的增加不一定意味着农村医疗卫生服务水平的提高，因此未能通过提高农村劳动力的健康水平来缩小城乡收入差距。

表3 全面FGLS模型估计结果

(二)空间效应分析

在用空间计量模型进行回归估计前需要确定空间距离权重矩阵，考虑到税收竞争与劳动力和生产要素在区域间的流动相关，根据新经济地理学，要素与流入地的距离越近，要素流动的成本越低，要素流出的可能性越大，本文使用地理距离矩阵进行实证分析。

使用空间计量模型的前提是变量存在空间依赖性，通过测算莫兰指数②对主要变量的空间相关性进行检验，结果如表4所示。从表中可以看出本文的主要变量均表现出不同水平的空间溢出效应，因此有必要使用空间杜宾模型，将被解释变量与解释变量的空间滞后项同时纳入模型来考察变量的空间。泰尔指数的莫兰指数显著为正，说明2005—2018年我国各省市自治区的城乡收入差距具有空间正相关性。地方政府税收竞争程度的莫兰指数在2012年之前显著为正，2012年及以后显著性有所减弱，可能是2012年“营改增”对地方政府税收竞争行为造成了影响。中介变量产业结构升级支出的莫兰指数显著为正，且在波动中不断增大，控制变量经济发展水平、对外开放程度和外商直接投资水平的莫兰指数均在1%的水平上显著为正，且变化趋势较为稳定。

表4 主要变量莫兰指数值

空间杜宾模型的估计结果如表5所示，从列(1)可以看出：本省税收竞争程度的提高会扩大本省的城乡收入差距，而邻近省份税收竞争程度的提高有利于本省城乡收入差距的缩小；泰尔指数的空间自回归系数表明我国各省市自治区的城乡收入差距存在明显的空间依赖性，邻近省份城乡收入差距的扩大会对本省的城乡收入差距产生正向影响。列(2)的结果表明税收竞争会对产业结构升级产生负向影响，说明地方政府通过低税吸引资本流入的行为，可能会使部分产业投资过度，不利于产业结构的优化和升级，而邻近省份税收竞争程度的提高会对本省的产业结构升级产生正向的空间溢出效应，说明周边地区的税收竞争程度的提高有助于缓解本地区税收竞争行为对产业结构的扭曲效应，从而对产业结构升级产生正向影响。此外，空间自回归系数的估计结果表明，临近省份的产业结构升级会对本省的产业结构升级产生负向影响，但不显著。从列(3)的估计结果来看，产业结构升级指数的系数显著为负，税收竞争程度的系数显著为正且小于列(1)的估计系数，说明产业结构升级指数的中介作用在考虑空间效应后依然存在；同时产业结构升级指数空间滞后项的系数为负，说明邻近省份产业结构升级有利于本省城乡收入差距的缩小。

表5 空间杜宾模型估计结果

续表

(三)分时期回归

从前文莫兰指数值的变化情况可以看出，税收竞争空间相关性的显著性从2012年起有所减弱，可能是“营改增”的实施对地方政府税收竞争行为造成了影响，一方面营业税作为地方政府的主体税种逐渐退出历史舞台，地方政府税收竞争的空间被压缩；另一方面地方税体系主体税种的缺失使地方政府税收收入大幅减少，部分地区甚至出现了追加收税指标、突击收税、过头收税等虚增收入的现象。因此将样本划分为2005—2011年和2012—2018年两个时期，运用空间杜宾模型进行回归，估计结果如表6所示。

整体上看，本文的核心结论在两个时期分别回归的结果中仍然成立，地方政府税收竞争会通过抑制产业结构升级对城乡收入差距产生正向影响，且在1%的水平上显著。具体来看，两个时期的估计结果存在一定差异：一是税收竞争对城乡收入差距的影响程度在2012年后明显降低；二是税收竞争的空间滞后项系数在2012年后不再显著，这与前文莫兰指数的计算结果相符，也说明“营改增”减弱了地方政府税收竞争的空间效应及其对城乡收入差距的正向影响。

表6 分时期空间杜宾模型估计结果

续表

五、结论与启示

本文以2005—2018年的省级数据为样本，构建全面FGLS模型和空间杜宾模型实证分析地方政府间横向税收竞争对城乡居民收入差距的影响。研究发现：(1)税收竞争程度的提高会扩大城乡收入差距；(2)产业结构升级在其中发挥了中介作用，即税收竞争能通过抑制产业结构升级对城乡收入差距产生正向影响；(3)空间效应的研究发现，邻近地区税收竞争程度的提高和产业结构升级有助于缩小本地的城乡收入差距；(4)分时期的回归结果显示，2012年“营改增”的实施减弱了地方政府间税收竞争的空间效应及其对城乡收入差距的影响。

基于此，我们提出如下政策建议：第一，根据地区自身的资源禀赋和要素优势制定产业政策和税收优惠政策，因地制宜、因时制宜，避免盲目竞争导致经济的粗放式增长和产业结构同质化发展。通过合理的财税政策引导产业升级，使产业结构更符合本地的特征和需求，并为农村劳动力提供更多就业机会，逐渐提高农村劳动力的收入水平，促进城乡经济的均衡可持续发展。第二，严格规制地方政府的不良税收竞争行为。税收政策会对资源配置产生重要影响，不合理的税收优惠或过度的政府干预会导致重复建设和资源浪费，阻碍市场公平竞争，拉大城乡资源差距。因此要提高政府治理能力，强化对税收优惠政策出台和执行的监管，约束地方政府恶性竞争行为，通过科学的协调机制推动地方政府竞争的良性发展。第三，优化财税体制，健全地方税体系。虽然分时期回归结果表明“营改增”在一定程度上减弱了地方政府税收竞争的空间效应，但“营改增”也造成了地方政府主体税种的缺失，在缺乏稳定地方税源的情况下，地方政府仍可能通过过度竞争吸引优质税源的流入。因此有必要加快地方税体系的建设，注重税源的拓宽和培育，构建可持续的地方税收收入增长机制，缓解地方政府的税收竞争，实现经济社会协调发展。

注 释：

① 控制变量中用美元衡量的数据按照各年汇率换算为人民币；同时为使回归结果的系数便于比较，人均生产总值、人均财政教育支出和人均财政医疗卫生支出的单位为万元/人。

② 莫兰指数是空间自相关系数的一种，用于判断数据是否适用于空间计量方法，其值分布在[-1,1]，大于0说明存在空间正相关关系，小于0说明存在空间负相关关系。