中國省級政府間稅收競爭反應(yīng)函數(shù)的截面估計

袁浩然

（湖南商學(xué)院 財政金融學(xué)院，長沙 410205）

中國省級政府間稅收競爭反應(yīng)函數(shù)的截面估計

袁浩然

（湖南商學(xué)院 財政金融學(xué)院，長沙 410205）

文章運用1992年和2006年的截面數(shù)據(jù)對中國省級政府間稅收競爭反應(yīng)函數(shù)進行截面估計，分別給出了有截距項和無截距項的回歸結(jié)果，文章采信的是無截距項的情形。在無截距項的情況下，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)都顯著為正，證明了中國省級政府間無論在分稅制改革以前還是在分稅制改革以后都存在著正向的稅收競爭；2006年的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)大于1992年的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)，說明分稅制改革以后中國省級政府間的稅收競爭較之分稅制改革以前更加激烈。

中國省級政府；稅收競爭；反應(yīng)函數(shù)；截面估計

稅收競爭是各具有相對獨立政治經(jīng)濟利益的政府，通過競相降低有效稅率或者實施稅收優(yōu)惠等手段，以吸引其他地區(qū)的流動性生產(chǎn)要素流入本地區(qū)的自利行為。稅收競爭有多種分類方法，按照競爭范圍來劃分，稅收競爭分為國內(nèi)稅收競爭和國際稅收競爭，本文研究的是國內(nèi)稅收競爭問題，且嚴(yán)格限定在中國省級政府層面上。

國際上關(guān)于稅收競爭問題的研究自蒂博特模型（1956）始[1]，迄今已有50多年的歷史。西方學(xué)者最初關(guān)注的是國內(nèi)稅收競爭的規(guī)范性問題，現(xiàn)在則更多關(guān)注的是國內(nèi)稅收競爭的實證問題。關(guān)于稅收競爭實證研究方面的文獻主要集中在兩個主題上面：一個是估計稅率水平和結(jié)構(gòu)對要素流動的效應(yīng)；一個是處理各政府間進行稅收競爭博弈的戰(zhàn)略交互作用，并且估計稅收競爭反應(yīng)函數(shù)[2]。本文主要研究中國省級政府間稅收競爭的戰(zhàn)略交互作用。

1 基本假設(shè)

1.1 稅收競爭反應(yīng)系數(shù)非零，即在中國省級政府間稅收競爭是客觀存在的

本文的任務(wù)是要估計稅收競爭反應(yīng)函數(shù)，當(dāng)被估計出來的反應(yīng)函數(shù)斜率非零的時候，就證明政府之間確實存在稅收設(shè)置上的戰(zhàn)略交互作用。

從客觀條件上來說，中國是一個中央集權(quán)制國家，地方政府沒有稅收立法權(quán)，因此各地方政府不能通過調(diào)整法定稅率的形式來開展稅收競爭，但是中國自1978年實行改革開放以來，各地方政府逐步擁有了相對獨立的經(jīng)濟利益，這就驅(qū)使它們?yōu)榱宋鲃右剡M入而不斷開展隱性稅收競爭。再加上中央政府對地方官員的政績考核評價體系中一個至關(guān)重要的指標(biāo)就是GDP增長速度，這就給了地方政府很大的激勵來開展稅收競爭。正是基于地方政府擁有相對獨立的經(jīng)濟利益和對地方政府官員政績考核評價體系中的GDP導(dǎo)向，本文給出了稅收競爭反應(yīng)系數(shù)非零的基本假設(shè)。

1.2 稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為一正值，即給定省級政府的宏觀稅負與其他競爭性省級政府的宏觀稅負正相關(guān)

從統(tǒng)計數(shù)據(jù)的描述來看，中國各個地方政府的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負都呈不斷下降的趨勢，如北京的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負在1978年高達46%，此后稅負不斷下調(diào)，最低的時候在1995年僅為8%；安徽在1978年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負為20%，最低的時候如1994年、1995年僅為4%；甘肅在1978年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負是32%，而在1994年以后，稅負均保持在6%的水平①資料來源于《新中國55年統(tǒng)計資料匯編》，《中國統(tǒng)計年鑒》（2006～2007）。。而從全國的情況來看，1978～2006年，最高預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負為62%，最低預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負為3%，全國的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負為11%。同時，各個地方政府的預(yù)算外平均宏觀稅負也呈現(xiàn)出相同的趨勢。

正是基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示出的全國各個省份平均宏觀稅負不斷下降的客觀事實，本文作出了第二個基本假設(shè)：稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為一正值，即給定省份下調(diào)宏觀稅負，與其競爭的省份也會相應(yīng)下調(diào)宏觀稅負水平，反之亦然。

2 研究設(shè)計

2.1 稅收競爭反應(yīng)函數(shù)

要測度稅收競爭是否存在以及地方政府之間稅收競爭的程度，首先必須構(gòu)建稅收競爭的反應(yīng)函數(shù)模型。

在存在稅收競爭的情況下，一個地區(qū)的稅率設(shè)置不僅取決于本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r、公共支出水平等因素，其它競爭地區(qū)的稅率水平和結(jié)構(gòu)也會對該地區(qū)的稅率設(shè)置產(chǎn)生相當(dāng)重要的影響。但是給定地區(qū)的競爭對手該如何確定呢？這是一個相當(dāng)關(guān)鍵的問題。Case、Hines和 Rosen（1993）[3]關(guān)于各州間財政政策相互依賴的論文，被認為是尋找美國內(nèi)陸所有州競爭對手的一個初步嘗試。他們估計了美國內(nèi)陸從1970年到1985年的一個橫截面時間序列模型，在這個模型里面，一個州的支出被假定為是它自己的特性和一些處在相似情形州支出的函數(shù)。他們發(fā)現(xiàn)相似情形的州增加1美元的支出，一個州會增加自己的支出70美分。他們基于地理、個人平均所得、黑人占人口的百分比、農(nóng)業(yè)雇用人口百分比、制造業(yè)、服務(wù)或者貿(mào)易，試圖給出相似情形州的不同解釋。本文參照 Genser和 Weck-Hannemann（1993）、沈坤榮和付文林（2006）、Jan P.A.M.Jacobs（2007）[4]的處理方法，將其它所有省級政府都看作給定省級政府的競爭對象，并通過權(quán)重賦值的方式對競爭省份的相對重要性進行區(qū)分。

沈坤榮、付文林（2006）在估計中國省際間稅收競爭反應(yīng)函數(shù)的時候，采用的是Brueckner和Saavedra（2001）的空間滯后分析框架的簡化模型[5][6]：

這里，ti為給定地區(qū)的稅率，tj為競爭地區(qū)的稅率，Zi為由給定地區(qū)的社會經(jīng)濟特征、公共支出水平等構(gòu)成的一個向量，wij為給競爭地區(qū)進行權(quán)重賦值的一個權(quán)重集，εi為誤差項，φ和θ是待估計的參數(shù)。本文亦采用這一模型來對稅收競爭反應(yīng)函數(shù)進行估計。

權(quán)重賦值的方法有很多，如地區(qū)鄰近程度、距離的倒數(shù)、地區(qū)之間的邊界長度和邊界的人口密度等，本文選取地區(qū)之間鐵路距離的倒數(shù)來作為權(quán)重矩陣。距離方案能夠涵蓋各個地區(qū)之間的稅收競爭。距離矩陣的要素wij可以寫為[7]：

這里，dij反應(yīng)了地區(qū)i和j最大城市之間的距離，離地區(qū)i遠的地區(qū)對i的稅率設(shè)置有較小的效應(yīng)。

2.2 變量解釋

從方程（1）來看，在稅收競爭反應(yīng)函數(shù)的估計中主要涉及到的變量有：因變量為給定省級政府的稅率；解釋變量為其他競爭性省級政府稅率進行加權(quán)以后的加總；控制變量為給定省級政府的經(jīng)濟發(fā)展水平和財政支出狀況。下面分別對這些變量進行詳細解釋。

2.2.1 給定省級政府的稅率

通常稅率有名義稅率、邊際有效稅率和平均有效稅率三種形式。本文采用了平均有效稅率作為模型中的因變量，即計算各個省份的預(yù)算收入占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重、預(yù)算外收入占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重、預(yù)算內(nèi)外收入之和占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重，這種度量方式可以把因為各種原因引起的稅收變動都包含在里面。在中國各地方政府沒有稅收立法權(quán)的情況下，這是測度各省級政府之間隱性稅收競爭的一個有效方法。本文的稅率指的是平均宏觀稅率，而不是指某一特定稅種如增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅的稅率。

2.2.2 其他競爭性省級政府稅率進行加權(quán)以后的加總

由于稅收競爭反應(yīng)函數(shù)主要考察其他競爭性省級政府稅率的變化對給定省級政府稅率的影響，因此，本文一個相當(dāng)重要的任務(wù)是要確定稅收競爭對象的相對重要性程度。這就有必要對各競爭對手的稅率進行權(quán)重賦值，然后再進行加總。本文采用鐵路距離權(quán)重來對各競爭性省級政府的相對重要性進行賦值，距離越近，在所有競爭性省級政府中的相對重要性就越大。

2.2.3 控制變量

引起一個省級政府平均宏觀稅負變動的因素不僅有其他競爭性省份宏觀稅負的變化，還有其自身的一些重要經(jīng)濟社會特征，如果略掉這些因素，模型的解釋力將會大大降低。本文主要考慮了兩個重要的控制變量，一個是各個省級政府的人均GDP，這個指標(biāo)能夠反映一個地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平，一般來說，稅率的高低與其經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r具有強相關(guān)關(guān)系；另外一個控制變量是各省級政府的人均公共支出水平，因為收入和支出具有一定的對應(yīng)關(guān)系，這個指標(biāo)在模型中不可或缺。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文主要采用1992年和2006年的截面數(shù)據(jù)來估計稅收競爭反應(yīng)函數(shù)，其中1992年的原始數(shù)據(jù)來自于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編：1949～2004》和1995年《中國財政年鑒》，2006年的原始數(shù)據(jù)來自于2007年《中國統(tǒng)計年鑒》和2007年《中國財政年鑒》。這些原始數(shù)據(jù)主要包括生產(chǎn)總值、一般預(yù)算收入、預(yù)算外資金收入、一般預(yù)算支出、人口狀況、人均地區(qū)生產(chǎn)總值。另外，為了計算權(quán)重矩陣，還需要各省會城市之間的鐵路距離數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)來源于1994年版的《中國交通營運里程圖》。

由于海南是一個孤島，其特殊的地理位置使得它跟其他省級政府的交互作用較小，所以在做截面數(shù)據(jù)分析的時候，去掉了海南省。而西藏由于其特殊的政治、經(jīng)濟原因，也被從分析當(dāng)中剔除掉了。在做截面數(shù)據(jù)回歸的過程中，還會根據(jù)具體情況，相應(yīng)剔除一些異常值，這在后面會詳細交待。

模型中需要運用到31個省級政府的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負、預(yù)算外平均宏觀稅負、預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負、鐵路距離權(quán)重、加權(quán)的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負、加權(quán)的預(yù)算外平均宏觀稅負和加權(quán)的預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負等數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)全部由筆者根據(jù)搜集到的原始數(shù)據(jù)計算而得。

3 估計結(jié)果

3.1 關(guān)于計量問題的幾點說明

在稅收競爭反應(yīng)系數(shù)的估計中，有兩大需要解決的難題：內(nèi)生性和異方差。由于解釋變量是各競爭性省份的平均宏觀稅負，它們同時進入方程，這意味著我們必須對內(nèi)生性進行控制。在這種情況下，普通最小二乘估計不再是一致估計，因為在解釋變量和殘差之間存在相關(guān)性。本文采用了Kelejian和Prucha（1998）的做法，運用對各競爭性省份的平均宏觀稅負進行加權(quán)的辦法來解決內(nèi)生性問題。對于異方差問題，本文的解決方法是在對殘差進行White異方差檢驗以后，再進行加權(quán)最小二乘估計。

通常，我們建立的計量經(jīng)濟模型都是有截距項的，除非有非常強的先驗性預(yù)期，才建立無截距項的計量經(jīng)濟模型[8]。但是，從國外關(guān)于稅收競爭的實證文獻來看，計量經(jīng)濟模型的設(shè)定中通常都是沒有截距項的[9]，這主要是因為在稅收競爭反應(yīng)函數(shù)中，因變量和解釋變量都是稅率，而稅率必定是一個小于1大于零的數(shù)值 （極端情況下也許會出現(xiàn)負值，但這是特例），總而言之，因變量和解釋變量都非常小，接近于零，這是無截距項計量經(jīng)濟模型的特征之一。模型選取的原則是寧可取偽也不可棄真，所以建立無截距項的模型應(yīng)非常慎重。本文采信的是無截距項的回歸結(jié)果，但是在截面數(shù)據(jù)模型的回歸中，同時給出了有截距項和無截距項的情形，這樣做的目的是通過對比，看哪種模型得到的結(jié)果更可靠、更符合經(jīng)濟直覺。

3.2 估計結(jié)果

3.2.1 預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

為了對比分稅制改革前后中國各省級政府間稅收競爭的情況，本文所有的回歸分析都選取了1992年和2006年兩個年份的截面數(shù)據(jù)，并把這兩個年份的回歸結(jié)果放在了同一張表格中，方便進行比較。當(dāng)然，兩個年份的截面數(shù)據(jù)估計也都同時給出了有截距項和無截距項的回歸結(jié)果，這樣可以清晰地看到這兩種模型所得到的結(jié)果存在著的差異。

表1 預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

從表1的回歸結(jié)果可以看出，1992年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負反應(yīng)函數(shù)模型中，在有截距項的情況下：回歸常數(shù)為0.101，在10%水平上顯著；稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為-0.317，是個負值，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.456，標(biāo)準(zhǔn)誤差甚至大于稅收競爭反應(yīng)系數(shù)本身的絕對值；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負的回歸系數(shù)是個負值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正；R2為0.935，調(diào)整的R2為0.896，模型擬合的效果較好。但是在沒有截距項的情況下，運用同樣的估計方法所得到的回歸結(jié)果卻存在很大的差異：稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.679，是個正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，只有0.06，這與有截距項的情況根本不同，經(jīng)濟學(xué)上的意義也就南轅北轍了；人均生產(chǎn)總值和人均公共支出分別對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負回歸系數(shù)值的符號，與有截距項的情形是一致的，只是值的大小存在差異，且前者比后者的顯著性水平要高得多；R2為0.753，調(diào)整的R2為0.704，模型擬合的效果較好。

再看2006年的截面數(shù)據(jù)估計結(jié)果。在有截距項的情形下：回歸常數(shù)是0.055，在1%水平上顯著；稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.035，是個正值，但結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很大，達到0.053；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.998，調(diào)整的R2為0.997，模型擬合的效果很好。而在沒有截距項的情況下：稅收競爭反應(yīng)系數(shù)是0.733，在1%水平上顯著為正；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.983，調(diào)整的R2為0.981，模型擬合的效果很好。

3.2.2 預(yù)算外平均宏觀稅負截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

表2 預(yù)算外平均宏觀稅負截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

從表2的回歸結(jié)果可以看出，在1992年的預(yù)算外平均宏觀稅負反應(yīng)函數(shù)模型中，在有截距項的情況下：回歸常數(shù)是0.085，在1%水平上顯著；稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為-0.232，是個負值，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.218；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.941，調(diào)整的R2為0.922，擬合的效果很好。而在沒有截距項的情形中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.639，是個正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，只有0.019；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)為負值，與有截距項的情形一致，但結(jié)果并不顯著；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)與有截距項的情形一致，只是標(biāo)準(zhǔn)誤差不同；R2為0.994，調(diào)整的R2為0.993，模型擬合的效果很好。

2006年的預(yù)算外平均宏觀稅負競爭模型中，在有截距項的情形下：回歸常數(shù)是0.018，在5%水平上顯著；稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.633，在5%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.232；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)為正值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負；R2為0.959，調(diào)整的R2為 0.943，模型擬合的效果很好；但是在有截距項的情形下，D.W統(tǒng)計值達到了4.13，遠遠偏離了正常軌道。而在沒有截距項的情形中：稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為1.148，在1%水平上顯著為正，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.071；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為負；R2為0.959，調(diào)整的R2為0.943，模型擬合的效果很好。

3.2.3 預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

表3 預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負截面數(shù)據(jù)的估計結(jié)果

從表3的回歸結(jié)果可以看出，在1992年的預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負反應(yīng)函數(shù)模型中，在有截距項的情形下，回歸常數(shù)為0.131，在5%水平上顯著；稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為-0.005，是個負值，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差非常大，達到0.247；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.994，調(diào)整的R2為0.992，模型擬合的效果很好。而在沒有截距項的情形中：稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.733，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.025；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.990，調(diào)整的R2為0.988，模型擬合的效果很好。

再看2006年的截面模型。在有截距項的情形下：回歸常數(shù)為0.093，在1%水平上顯著；稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為-0.033，結(jié)果不顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差非常大，達到0.238；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)為負值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.969，調(diào)整的R2為0.960，模型擬合的效果很好。而在沒有截距項的情形中：稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.808，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.023；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2為0.994，調(diào)整的 R2為0.993，模型擬合的效果很好。

4 研究結(jié)論

根據(jù)本文前面所給出的估計結(jié)果，可以看到，在有截距項的情形下，1992年的所有模型得到的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)均為負值，且結(jié)果均不顯著，標(biāo)準(zhǔn)誤差異常大，有的甚至超過了系數(shù)值本身，可信度很低；而2006年的模型得到的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)有兩個為正，一個為負，其中一個正的反應(yīng)系數(shù)在5%水平上顯著，另外兩個反應(yīng)系數(shù)均不顯著，同樣的，它們的標(biāo)準(zhǔn)誤差都很大，除了在5%水平上顯著為正的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)，其他兩個稅收競爭反應(yīng)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差都超過了系數(shù)值本身，可信度也很低。再對照沒有截距項的情形，無論是在1992年的所有模型中，還是在2006年的所有模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且它們的標(biāo)準(zhǔn)誤差都很小，可信度很高，應(yīng)該說，這個結(jié)果跟現(xiàn)實情況是比較吻合的，即各省級政府為了吸引流動要素進入本轄區(qū)，促進當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟增長，紛紛采取了各種或明或暗的減稅措施，它們進行稅收競爭所采取的策略行為方向是一致的。另外，根據(jù)回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負、預(yù)算外平均宏觀稅負、預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負三種競爭模型中，2006年的截面數(shù)據(jù)得到的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)均大于1992年的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)，這說明進行分稅制改革以后，中國各省級政府間的稅收競爭越來越激烈。不過，無論在有截距項的模型中，還是在無截距項的模型中，雖然人均生產(chǎn)總值、人均公共支出分別對各平均宏觀稅負的回歸系數(shù)值是不同的，但它們的符號卻是一致的，這說明有無截距項對人均生產(chǎn)總值和人均公共支出的回歸系數(shù)并無方向性的影響。

本文的關(guān)鍵性研究結(jié)論是，無論是在分稅制改革以前還是在分稅制改革以后，各省級政府間的各種稅收競爭反應(yīng)系數(shù)均為正值，它們相互間采取的是同方向的稅收競爭策略，在現(xiàn)實經(jīng)濟生活中就表現(xiàn)為各省級政府間通過競相減稅來吸引流動要素的進入；而且分稅制改革以后各省級政府之間的稅收競爭較之分稅制改革以前更加激烈。該研究結(jié)論與我國的實際狀況基本上是一致的。

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（責(zé)任編輯/亦 民）

F224.7

A

1002-6487（2010）17-0084-04

袁浩然（1976-），女，湖南常德人，博士，講師，研究方向：財稅理論與政策。