地方政府税收竞争对经济波动的影响

杨宇琪

(南京大学 经济学院，江苏 南京 210093)

地方政府税收竞争指地方政府通过税收及其他相关手段与其他地区争夺经济资源的活动.许敬轩等[1]通过理论研究表明，在中央政府对地方政府的考核更侧重经济增长而非税收收入时，晋升激励会使地方政府放松对税收的征管.张晖[2]认为，我国地方政府竞争的方式可以分为税收竞争、制度创新竞争、基础设施竞争以及人文环境竞争，然而这四种竞争手段都可归结为公共物品竞争.郭杰等[3]认为，虽然我国地方政府缺乏独立的税收权力，但分税制实施所形成的财政分权体制，使得地方政府在实际中存在税收竞争.

决定中国经济周期波动的主要因素有以下四种代表性的理论.第一，真实经济周期说，这一学说主要强调实际变量对经济运行产生的干扰[4-6].第二，货币信贷周期说，这一学说关注的是金融机制与经济周期波动之间的关系[7-9].第三，政治经济周期说，这一学说强调从政治与经济发展之间的关系来看待经济周期波动[10-11].第四，投资周期说，Naughton[12]通过构建一个投资周期模型发现地方政府控制下的投资扩张是决定中国经济周期性过热的一个原因.

大量的文献表明，中国地方政府间的税收竞争将会作用于宏观经济运行.王欣亮等[13]利用中国2010—2017年地级市面板数据，研究发现税收竞争与区域创新绩效存在倒U型关系.郭庆旺等[14]认为，地方政府在财政收入激励和晋升激励下，会采取违规税收和土地优惠两种手段进行税收竞争，从而激发企业的投资动机，在监察不力的情况下将会导致投资冲动，对宏观经济的稳定性造成一定的冲击.但是，现有文献中鲜有学者从地方政府税收竞争的角度讨论中国的经济波动问题，因此，本文将分析我国地方政府税收竞争对经济波动的影响及其影响机制.

1 理论分析与假设提出

1.1 地方政府税收竞争通过政府支出影响经济波动

传统凯恩斯主义理论认为，政府支出具有“自动稳定器”的作用，税收和转移支付可以自动调控经济.当经济扩张时，税收增加减少了国民收入进而抑制了总需求，防止经济过热.另外，失业救济金和各种福利补贴等各项支出的自动调整可以实现减少政府支出，进而稳定宏观产出.相反，当经济萧条时，税收与政府支出可以刺激经济复苏.自90年代以来，我国的经济波动呈下降趋势.对于中国宏观经济波动的研究，周波[15]研究了我国省级层面财政政策对经济波动的影响机理，发现财政自助稳定器显著地减缓了我国经济波动.邓子基等[16]认为我国政府支出并没有平稳经济波动，公共支出目前没有起到自动稳定器的作用.桑百川等[17]研究发现，政府支出对经济波动有双重影响，一方面，政府支出发挥了“自动稳定器”的作用，减缓了经济波动；另一方面，政府支出对产出总量的冲击较大，这又加剧了经济不稳定.

1.2 地方政府税收竞争通过资本流动影响经济波动

在以GDP为核心的考核体制下，经济运行平稳并保持稳定通常被视为一项重要指标.从短期来看，当经济遭受外部冲击时，地方政府为防止经济运行大起大落，通常会以各项优惠政策或者低价出让土地的方法以换取工业投资，实现经济增长和就业稳定，防止经济短时间内出现大幅度下滑.

中央政府与地方政府的目标略有不同[18].中央政府追求全社会的福利最大化，在全国层面有一个期望的全国投资额与地区分配额.而地方政府追求本地区的福利最大化，在努力尝试资本流入时并不考虑所带来的外部成本.因此，地方政府的期望投资额往往高于中央政府的期望投资额.在存在外部成本的情况下，地方政府的税收竞争将会带来投资过度、经济过热和经济系统的运行不稳定，此时中央政府就需要宏观调控以减少经济波动.

综上所述，政府支出与要素流动对于经济波动的影响存在双重影响.因此，本文提出假说认为地方政府税收竞争与经济波动之间存在U型影响，并检验政府支出与要素流动作为中介变量对经济波动的中间传导机制，从而为研究地方政府税收竞争影响经济波动的内在机制提供经验支持.

2 模型设定与数据说明

2.1 计量模型设定

结合上文的理论分析，为了实证研究地方政府税收竞争对经济波动的影响，本文构建以下计量模型

gsdi,t=β0+β1comi,t+β2(comi,t)2+χcontroli,t+μi+wt+εi,t，

(1)

上式中i和t分别表示省份和年份，β0表示截距项，εi,t表示随机扰动项，μi表示个体固定效应，wt表示时间固定效应.被解释变量gsdi,t表示经济波动；解释变量comi,t表示地方政府税收竞争指数，是核心解释变量.模型引入地方政府税收竞争指数的二次项来考察地方政府税收竞争对经济波动产生的非线性影响.controli,t包括一系列控制变量，包括金融发展水平、人力资本水平、货币政策冲击和失业率.

在完成设定地方政府税收竞争对经济波动的影响的计量模型后，为进一步研究地方政府税收竞争对经济波动的直接影响，以及通过政府支出和资本流动对经济波动的间接影响，本文借助中介效应模型进行检验.为研究地方政府税收竞争对经济波动的传导机制，构建以下中介效应模型

mediumi,t=φ0+φ1comi,t+φ2(comi,t)2+χ1controli,t+μi+wt+εi,t，

(2)

gsdi,t=η0+η1comi,t+η2(comi,t)2+χ2controli,t+θmediumi,t+μi+wt+εi,t，

(3)

式(1)表示地方政府税收竞争对经济波动的总效应(一次项系数β1和二次项系数β2)；式(2)表示地方政府税收竞争对中介变量的影响(一次项系数φ1和二次项系数φ2)，在本文中，medium分别代表中介变量政府支出和资本流动；式(3)将地方政府税收竞争对经济波动的总效应分解为两部分，一部分是地方政府税收竞争对经济波动的直接效应(一次项系数η1和二次项系数η2)，另一部分是地方政府税收竞争通过中介变量传导的中介效应(θ).

2.2 变量说明

2.2.1 被解释变量

关于被解释变量经济波动(gsd)，测度经济波动的指标很多，多数文献采用实际GDP增长率的滚动标准差来衡量经济波动，但是该方法没有剔除时间序列中时间趋势的影响，因此本文使用HP滤波法从GDP实际增长率中提取波动成分，并对波动项取绝对值，以此来衡量经济波动.另外，本文利用实际GDP增长率的5年滚动标准差来衡量经济波动，以其实证结果作为稳健性检验.

2.2.2 核心解释变量

关于核心解释变量地方政府税收竞争指数(com)，大多文献采用税收收入或财政收入占地区生产总值之比来衡量地方政府税收竞争的程度，即地区实际税率.但在实际生活中，税收竞争很少涉及第一产业，并且农业税已经于2006年全面取消；另外，地方政府税收竞争主要为要素流动的竞争，主要参与者为地方政府与企业，因此应该主要考虑企业负担的税种，排除农业税和个人所得税等小税种，更能精确反映企业真实税负.本文在参考唐飞鹏等[19]的做法的基础上，采取地方国内增值税、营业税、城市维护建设税和企业所得税四个税种收入之和占第二、第三产业增加值之和的比重来计算地区实际税率.地方政府税收竞争呈现“逐底竞争”的态势，因此本文采用地区实际税率的倒数来度量地方政府税收竞争的程度.

2.2.3 控制变量

关于控制变量.以金融机构人民币各项贷款余额占GDP的比重来衡量金融发展水平(finance)；以平均教育年限来衡量人力资本水平(edu)，计算公式为

edu=X1×6+X2×9+X3×12+X4×16,

(4)

其中,X1、X2、X3和X4分别表示小学教育程度居民、初中教育程度居民、高中及中专教育程度居民和大专及以上教育程度居民占地区6岁及以上人口的比重.以GDP平减指数来衡量货币政策冲击(gdppj)；以各省份城镇登记失业率来衡量失业率(unemploy).

2.2.4 中介变量

政府支出(gov)是政府为了满足国家行使职能所需要的支出，基于数据的可获得性，本文采用地方财政一般预算支出与地区GDP的比值来衡量政府支出.

资本流动(cap)，直接获取资本流动的数据是非常困难的，于是本文采取地区资本存量的方式来衡量资本流动[20].借鉴张军等[21]的做法，本文采取永续盘存法来计算地区间资本存量，计算公式为

Kit=Kit-1(1-δ)+Iit,

(5)

公式(5)中，δ为经济折旧率，本文中令其值等于9.6%，Iit表示当年投资，选取各省全社会固定资产投资额，前一期的资本存量则是用张军等[21]计算得到的1997年的资本存量为基础，得到1998年—2018年省级资本存量面板数据,采用计算后得到的资本存量与地区GDP的比值来衡量资本流动.

2.3 数据说明与描述性统计

本着数据的可获得性原则，因西藏数据大量缺失，本文选取了剔除西藏后的30个省、自治区和直辖市的1998年—2018年的数据作为样本进行研究.为得到实际值，本文利用全国层面的消费者价格指数对GDP数据进行平减，基期为1997年.对具有异常值的指标，进行缩尾处理.数据来自《中国统计年鉴》、各省统计年鉴和EPS数据库.变量的描述性统计如表1所示.

从表1可以发现，经济周期波动的平均值为0.020，最小值为0.00005，最大值为0.189；地方政府税收竞争指数的平均值为1.869，最小值为0.738，最大值为3.338.在样本期内，各变量的离差值较大，说明各省间呈现一定的差异性.

表1 变量的描述性统计

3 实证结果与分析

3.1 基准回归分析

本文依次利用混合回归、固定效应模型和随机效应模型对基准模型(式(1))进行回归，结果如表2所示，F检验的结果表明固定效应明显优于混合回归，Hsuaman检验表明使用固定效应模型效果较好，因此本文以控制个体和时间的双向固定效应模型为基础进行分析.

表2 地方政府税收竞争与经济波动的关系

解释变量被解释变量混合回归固定效应随机效应edu0.031∗∗∗0.053∗0.031∗∗∗(0.010)(0.027)(0.011)gdppj0.001-0.036∗∗∗0.000(0.004)(0.012)(0.005)unemploy0.003∗∗0.0030.004∗∗∗(0.001)(0.002)(0.001)Constant-0.092∗∗∗-0.021-0.085∗∗∗(0.029)(0.053)(0.030)N630630630F检验P:0.0000HausmanP:0.0000

由表2可以看出，地方政府税收竞争的一次项为负值，二次项为正值.整体上看，地方政府税收竞争对经济波动表现为先抑制后加剧的正U型关系.可以计算出地方政府税收竞争的临界值为2.75，即当地方政府税收竞争指数低于2.75时，税收竞争程度的加深能够减缓经济波动，当地方政府税收竞争指数高于2.75时，随着税收竞争程度的加深，经济波动将会被加剧.

3.2 中介效应分析

表3给出了中介效应分析.表3中，第二列为地方政府税收竞争对政府支出的影响，一次项前的系数为-0.164，二次项前的系数为0.030，即税收竞争对政府支出呈现先降低后增加的正U型特征.第三列中政府支出前的回归系数显著，说明中介效应显著，与此同时，地方政府税收竞争前的系数也显著，说明存在部分中介效应，即税收竞争对经济周期波动产生直接影响，同时通过政府支出产生间接影响.

表3 中介效应分析

变量政府支出渠道gsdgovgsd资本流动渠道gsdcapgsd年份效应是是是是是是地区效应是是是是是是Constant-0.021-0.064-0.019-0.021-2.468-0.012(0.053)(0.245)(0.051)(0.053)(3.350)(0.050)N630630630630630630

继续分析资本流动的中介效应，表3第五列为地方政府税收竞争对资本流动的影响，地方政府税收竞争的一次项前的系数为1.795，二次项前的系数为-0.503，且在5%的水平下显著，说明它对资本流动呈现先加剧后抑制的倒U型特征.第六列中资本流动前的回归系数显著，说明中介效应显著，与此同时，地方政府税收竞争前的系数也显著，说明存在部分中介效应.地方政府税收竞争对经济波动有直接影响，同时通过资本流动产生中介效应.

3.3 稳健性分析

本文采用更换被解释变量、更换估计方法和更换样本范围三种方式来检验基准模型(式(1))的稳健性.

在现有文献中，许多学者采用实际GDP增长率的滚动标准差来衡量经济波动，因此本文采用实际GDP增长率的5年滚动标准差来更换原有被解释变量.表4中，第一列为更换被解释变量后的结果，可以发现，地方政府税收竞争前的一次项系数为负，二次项系数为正，依然呈现先抑制后加剧经济波动的正U型特征，与基准实证结果基本一致.

表4 稳健性检验

在利用固定效应模型进行回归分析时，如果样本数据存在横截面依赖的特征，估计值的有效性将会降低.带有Driscoll-Kraay标准误的固定效应模型能够克服一定程度的横截面依赖和异方差，因此采用带有Driscoll-Kraay标准误的固定效应模型进行估计，结果表明地方政府税收竞争与经济波动依然呈现正U型的关系，与基准回归结果基本一致.

2008年的全球金融危机对我国宏观经济造成了不小的冲击，这可能会影响地方政府税收竞争对经济周期波动的实证结果，因此样本剔除2008年后再进行回归分析，结果显示，地方政府税收竞争对经济波动依然呈现正U型的特征，与基准回归结果保持一致.

3.4 异质性分析

中国经济进入新常态发展时期以来，区域经济格局出现了新的趋势，即南方与北方的经济分化现象.2007年至2012年间，南北方的经济增速差额基本稳定在0.5%之内，然而，从2013年开始，经济增速的差额开始扩大，从整体上来看，北方经济水平连续五年低于南方地区，从当前的实际情况来看，这种差距很有可能维持甚至进一步扩大.根据地理视角，将西北、东北和华北13个区域作为北方，剩余17个地区作为南方，并且剔除2008年经济危机的冲击，进一步研究中国南北方地方政府税收竞争对经济波动影响的差异.

南北方的回归结果如表5所示.在北方地区，地方政府税收竞争的一次项前的系数为负，二次项前的系数为正，回归结果与全国层面回归结果保持一致，表明在北方地区，地方政府税收竞争对经济波动的影响也呈现先抑制后加剧的正U型特征，并且是显著的；在南方地区，虽然地方政府税收竞争的一次项前的系数也为负，二次项前的系数为正，但是并不显著.可以看出地方政府税收竞争对经济波动的影响在北方地区更为显著.

表5 分地区地方政府税收竞争和经济波动的关系

南方地区地方政府所参与的效率导向的竞争活动有助于培养出自主经营、自负盈亏的竞争市场主体，改革先行地区的“小政府、大社会”的地区政府治理体系很好地印证了这一点.然而，一个产权明晰的竞争市场主体又能反过来限制政府的行动，并在一定程度上减缓政府干预的效果.另外，相较于南方地区，北方地区的要素存量较少，投资空间更大，降低实际税率对于要素吸引的边际能力更强，因此，北方地区政府进行的税收竞争将会对本地区经济运行带来更明显的影响.

4 结论和政策建议

本文利用1998年—2018年间省级面板数据，实证检验了地方政府税收竞争与经济波动的正U型关系，并采用中介效应模型检验了地方政府税收竞争通过政府支出、资本流动影响经济波动的传导机制.最后，为考察不同地区税收竞争对经济波动的影响，分南北地区进行检验，发现相较于南方地区，税收竞争在北方地区对经济波动的影响更显著.

各地区税收竞争程度应该控制在科学合理的范围内，地方政府进行税收竞争的源头来自于我国的政府治理制度，只有进一步优化政府治理体制，才能够防范地方政府之间出现恶性的税收竞争.因此，考虑到我国目前现状，本文给出以下建议.

第一，优化中央与地方事权财权分配.财权上移以及事权下沉使地方政府承担了更多的财政压力，因此引起了地方政府通过税收手段争夺税基.中央政府应根据地方政府所承担的事务来测算地方的财政缺口，合理分配财权，并对地方进行相应的转移支付，保障地方政府提供公共服务的质量.与此同时，要在地方和中央之间合理划分事权，制定配套制度，保障地方政府的税收征收效率并培育地方主体税种，为发展地方经济、提高公共服务水平打下基础.

第二，完善现有地方干部的考核标准.以经济绩效为主要指标的考核方式激发了地方政府的热情，为推动经济发展提供了强大的动力，并一举实现了我国经济40年的高速增长.与此同时，这种高速发展的背后也带来了一些问题，包括环境污染、地方保护主义、区域发展不平衡等.当前进入经济高质量发展阶段，我国应该完善地方政府考核指标，淡化“唯GDP”的考核体系，增加环境保护、民生文化等指标，并且要根据不同地区，不同时期设置各有侧重、各有特色的考核指标与发展目标，追求经济发展的高质量与可持续性，并且与社会发展的多维目标保持协调一致.

第三，深化地方政府间合作关系.地方官员的行为常常是具有“溢出效应”的，即本地区官员的行为直接影响其他地区的经济发展，溢出效应可以是正的，也可以是负的.在存在“溢出效应”的情况下，激励地方政府官员去做有利于本地区发展的事情，而对于本地区收益少于竞争地区或者本地区无收益的情况，本地区官员的积极性将会下降.因此，中央政府应该主动承担协调的责任，建立一个地区间合作的协调机构，打破地方保护主义，实现要素的自由流动，建立完善统一的国内大市场.