稅收競爭、產業結構升級與城鄉收入差距

王 璽，劉 萌

(中央財經大學 財政稅務學院，北京 100081)

一、引言

長期的城鄉不均衡發展是我國經濟社會面臨的突出問題，也制約了經濟增長模式的轉型。城鄉收入差距的逐漸擴大作為城鄉不均衡發展的主要表現得到了學者們的廣泛關注。從經濟學的角度來看，不完善的制度和不完全的資源流動導致了城鄉居民收入差距的不斷擴大(陸銘和陳釗，2004)[1]，喻微鋒和吳劉杰(2011)[2]指出，地方政府過度的政策干預和競爭行為是城鄉收入差距逐漸擴大的根本原因。誠然，這種過度競爭的現象在我國是明顯存在的，分稅制以后，地方政府擁有了相對獨立的財權和事權，同時接受中央政府的行政管理和績效考核，“政治集權，經濟分權”使得地方政府工作長期圍繞著經濟增長展開，財政支出競爭和稅收競爭是地方政府間競爭的主要手段，其中稅收競爭作為政府招商引資的主要手段，對資源要素流動和區域經濟發展產生了重要影響(沈坤榮和付文林，2006[3]；郭杰和李濤，2009)[4]。

目前關于稅收競爭對城鄉收入差距影響的研究主要從產業政策導向、勞動力需求結構和城鄉資源差異三個角度展開，其中前兩個角度建立在稅收競爭影響產業結構進而影響城鄉收入差距這一路徑的基礎上，但已有研究中學者們關于產業結構變化對城鄉收入差距的影響持不同觀點，且鮮有學者對這一影響路徑進行檢驗,即在稅收競爭對城鄉收入差距影響的研究中將產業結構變化納入分析。基于此，本文以2005—2018年省級數據為樣本，在分析地方政府稅收競爭對城鄉收入差距影響的基礎上，從產業結構升級的角度切入，驗證產業結構變動在稅收競爭對城鄉收入差距影響中的中介作用。

與現有文獻相比，本文可能的創新在于：第一，研究內容上，將地方政府稅收競爭、產業結構升級與城鄉收入差距納入同一分析框架內，嘗試為稅收競爭對城鄉收入差距的影響提供新解讀；第二，研究方法上，考慮到稅收競爭是地方政府間的策略互動，勞動力等生產要素在鄰近地區間的流動會對本地區城鄉收入差距產生影響，本文采用空間杜賓模型進行實證分析。

二、文獻綜述

關于稅收競爭問題的討論最早出現在“用腳投票”理論中(Tiebout，1956)[5]，即居民會根據自身偏好在轄區間流動，依據稅收水平和公共品供給水平擇區而居，因此地方政府會為爭奪資源展開競爭，稅收競爭是主要競爭手段之一。“稅收競爭”

(Tax Competition)這一具體概念由Oates(1972)[6]提出，他認為稅收競爭是地方政府通過低稅率和稅收優惠吸引流動資本的手段，這種行為會導致地區稅收收入的減少和公共品供給不足，對地方居民的福利造成損害。Zodrow等(1986)[7]建立了稅收競爭的一般模型，發現稅收競爭下形成的均衡稅率不是最優稅率，這一模型也被稱為“標準稅收競爭模型”，之后很多學者通過放松部分假設對Z-M模型進行了拓展。

從國內的研究來看，雖然我國地方政府沒有稅收立法權，但財政分權使地方政府能夠作為相對獨立的個體參與稅收競爭。結合這一現實，國內學者認為稅收競爭是指有關國家或地區為了自身的利益，通過降低有效稅率(張忠任，2012)[8]、實施稅收優惠政策(楊志勇，2003[9]；楊衛華，2017[10])、財政返還(王鳳榮和苗妙，2015[11])或降低稅收征管效率(謝貞發和范子英，2015[12])等方式，吸引其他國家或地區的資源流入本地的政府行為。周克清(2005)[13]按照參與競爭主體的層級將稅收競爭劃分為橫向稅收競爭和縱向稅收競爭，前者指同級地方政府間的稅收競爭，后者指上級政府與下級政府在稅收決策上的相互影響和稅收博弈。本文的研究聚焦于地方政府間的橫向稅收競爭。

地方政府稅收競爭對城鄉收入差距的影響可以從三個角度解讀。一是政策導向角度。以經濟增長為首要目標的地方政府會將優勢資源用于經濟效益更高的中心城鎮和重點產業，這種具有傾向性的政策不利于城鄉收入差距的縮小(馬光榮和楊恩艷，2010[14]；張建武等，2014[15])。二是勞動力需求角度。技術進步是經濟增長的源泉，地方政府為促進技術進步、提高區域創新能力，會積極引進高級技術人才，然而農村居民的就業以勞動密集型部門為主，難以進入技術密集型部門，因此稅收競爭會增加技術密集型部門的勞動需求，提高技術人員的收入水平，從而進一步擴大城鄉收入差距(傅強和馬青，2015[16])。三是城鄉資源角度。稅收競爭使企業和資源向中心城區聚集，城鄉居民在生活環境和物質資源上的差距日益顯著，也導致了城鄉收入差距的不斷擴大。此外，劉清杰和任德孝(2017)[17]的研究發現，逐底競爭在初期可以刺激經濟發展從而提高居民收入水平，但是這種競爭方式不利于經濟的可持續發展，因此從長期來看會抑制居民收入的提高。

稅收競爭表現為有傾向的稅收優惠政策，會影響生產要素和資源在不同部門和地區間的配置，也會對產業結構和供需結構產生重要影響(白重恩和馬琳，2015)[18]，一方面過度的稅收競爭意味著政府對經濟發展的過度干預，甚至形成地方保護主義，導致重復建設和資源浪費，阻礙市場資源的合理配置和產業結構升級(孔令池等，2017)[19]。另一方面地方政府為了加快經濟增長，傾向于投資回報快的項目，而不是根據地方資源稟賦優勢制定合適的產業發展戰略，這種盲目引入大量同類資源的短視行為會導致產業的同質化發展，不利于市場的多元化發展和產業結構升級。肖葉和劉小兵(2018)[20]從總量和結構兩個方面分析稅收競爭對產業結構的影響，發現企業所得稅競爭會抑制產業結構升級，增值稅和營業稅會促進產業結構升級。張國慶和李卉(2019)[21]利用空間計量模型分析發現，稅收競爭不利于產業結構升級，而且鄰近地區產業結構升級會對本地區的產業升級產生負向影響。

關于產業結構升級與城鄉收入差距影響，既有研究沒有一致的結論。主張產業結構升級會擴大城鄉收入差距的學者們認為，資本密集型產業和技術密集型產業的發展使農村勞動力無法獲得工作機會，從而造成結構性失業(李政和楊思瑩，2016)[22]，同時農村居民掌握的資本和資源有限，很難從快速發展的現代部門獲利(劉慧等，2017)[23]。部分學者則認為，產業結構升級有助于縮小城鄉收入差距，一是產業結構升級使城鎮就業需求增加，有助于吸納農村剩余勞動力，同時城鎮居民的邊際收益會因農村勞動力流入而降低，收入差距的擴大得到抑制(龔新蜀等，2017)[24]；二是技術進步有助于提高農業生產效率，而且制造業與農業的融合有助于農村地區形成多元化的產業結構，促進農村經濟發展，縮小城鄉收入差距(張志新等，2020[25]；趙立文等，2018[26])。

綜上所述，學者們從不同角度對稅收競爭對城鄉收入差距的影響進行了深入研究和廣泛討論，其中從政策導向和勞動力需求角度展開的討論建立在稅收競爭通過產業結構變動對農村勞動力的就業和收入水平產生影響的基礎上，但是鮮有研究對該路徑進行驗證。從相關研究來看，學者們關于稅收競爭對產業結構升級以及產業結構升級對城鄉收入差距影響的結論不盡相同。基于此，本文將地方政府稅收競爭、產業結構升級和城鄉居民收入差距三者納入同一框架進行分析，同時考慮到稅收競爭是地方政府間的策略互動行為，會影響各類資源在地區間的流動，本文在基準回歸的基礎上選取空間計量模型進行分析，使結果更貼近現實。

三、研究設計

(一)研究方法與模型

首先構建模型(1)，分析地方政府間稅收競爭對城鄉收入差距的影響：

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

(1)

其中，下標i和t分別表示省份和年份；Thaili,t表示被解釋變量泰爾指數，衡量各地區城鄉收入差距；captaxcomi,t表示核心解釋變量稅收競爭程度；Controlsi,t表示一系列影響城鄉收入差距且隨時間和地區變動的控制變量，具體包括經濟發展水平(perGDP)、地方財政教育支出(perEDU)、地方財政醫療衛生支出(perMED)、對外開放水平(lnTMX)、外商直接投資水平(lnFDI)、基礎設施建設水平(Road)；α0為常數項，εi,t為誤差項。

為選擇合適的估計方法，對模型進行沃德檢驗(Wald Test)、伍德里奇檢驗(Woodridge Test)和派爾森檢驗(Pesaran Test)，檢驗結果如表1所示。從表1可見，樣本數據存在明顯的組內自相關、組間異方差和同期截面相關，因此本文采用全面FGLS模型進行基準回歸。

表1 異方差及相關性檢驗結果

其次，構建模型(2)和模型(3)使用逐步回歸法檢驗產業結構升級在稅收競爭影響城鄉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為中介變量，衡量產業結構升級程度，在模型(1)的基礎上，用模型(2)檢驗地方政府稅收競爭對產業結構升級的影響，若模型(1)和模型(2)中的系數均顯著，則將稅收競爭和產業結構升級同時納入方程，對模型(3)進行回歸，若β1和γ2均顯著不為0，說明稅收競爭通過產業結構升級對城鄉收入差距產生影響。

再次，考慮到稅收競爭是地方政府間的策略互動行為，而且城鄉收入差距、產業結構等變量可能受到周邊地區的影響，構建空間計量模型，使估計結果更貼近現實。與其他空間計量模型相比，空間杜賓模型(SDM模型)將被解釋變量和解釋變量的空間滯后項都納入方程，能更準確地刻畫空間效應，因此本文運用空間杜賓模型分析稅收競爭對城鄉收入差距的影響并檢驗產業結構升級的中介作用，模型具體設定如式(4)至式(6)所示，其中W為空間距離權重矩陣，含有W的變量為空間滯后變量：

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)變量設計與說明

1.被解釋變量

從已有文獻來看，衡量城鄉收入差距的方式有城鄉人均收入之比、基尼系數和泰爾指數三種，考慮到泰爾指數將居民收入和人口結構同時納入計算(王少平和歐陽志剛，2007)[27]，本文選取泰爾指數作為被解釋變量。泰爾指數的計算方式如式(7)所示：

(7)

式(7)中，r表示地區，其值為1時表示城鎮地區，其值為2時表示農村地區，I和P分別表示各地的總收入和總人口。

2.解釋變量

本文的解釋變量為地方政府稅收競爭程度。從已有研究來看，稅收競爭程度的衡量方式主要有兩種，一是地區工業稅收總額占工業總產值比重的倒數，多用于稅收競爭對環境污染的研究中(唐飛鵬，2017)[28]；二是傅勇和張晏(2007)[29]提出的測算方式，如式(8)所示：

(8)

3.中介變量

產業結構升級是本文的中介變量，參考既有文獻的做法(徐敏和姜勇，2015)[30]，用以下公式計算各地區的產業結構升級指數：

(9)

式(9)中，k表示產業類型，q1、q2、q3分別為各地區第一、第二、第三產業增加值占該地區國民生產總值的比重，INDSi,t值越大，表示產業結構升級水平越高。

4.控制變量

控制變量方面，參考相關文獻，選取如下可能對城鄉收入差距產生影響的變量①：(1)經濟發展水平(perGDP)，用各地區人均生產總值衡量；(2)地方財政教育支出(perEDU)，用各地區人均財政教育支出衡量；(3)地方財政醫療衛生支出(perMED)，用各地區人均財政醫療衛生支出衡量；(4)對外開放水平(lnTMX)，用各地區進出口總額的對數值衡量；(5)外商直接投資水平(lnFDI)，用各地區外商直接投資額的對數值衡量；(6)基礎設施建設水平(Road)，用各地區公路密度即每平方公里的公路里程數來衡量。

(三)數據來源與描述性統計

本文選取2005—2018年全國31個省市自治區的數據為樣本進行實證分析，原始數據來源于《中國統計年鑒》、各省市自治區統計年鑒以及國泰安數據庫，變量的描述性統計結果如表2所示。

表2 描述性統計結果

四、實證分析

(一)基準回歸

首先用模型(1)估計地方政府稅收競爭對城鄉收入差距的影響，用模型(2)和模型(3)檢驗產業結構升級在其中的中介作用。全面FGLS模型的估計結果如表3所示，列(1)結果說明稅收競爭會擴大城鄉收入差距，列(2)的結果說明稅收競爭會對產業結構升級產生負向影響，且系數均在1%的水平上顯著。在此基礎上將稅收競爭程度和產業結構升級指數同時作為解釋變量進行回歸，結果如列(3)所示，將其與列(1)的結果對比發現產業結構升級指數的系數顯著為負，稅收競爭程度的系數從0.0897下降到0.0774，說明稅收競爭通過抑制產業結構升級加劇了城鄉收入差距。

從控制變量的估計結果來看，經濟發展水平、對外開放程度、外商直接投資水平和基礎設施建設水平的提高能顯著縮小城鄉收入差距；地方財政教育支出也有利于城鄉收入差距的縮小，但是顯著性較低，這可能是地方財政教育支出通過提高人口受教育水平發揮作用，且存在一定的滯后性導致的。同時地方財政醫療衛生支出對城鄉收入差距具有不顯著的正向影響，可能的原因是我國農村醫療衛生條件有限，地方財政醫療衛生支出的增加不一定意味著農村醫療衛生服務水平的提高，因此未能通過提高農村勞動力的健康水平來縮小城鄉收入差距。

表3 全面FGLS模型估計結果

(二)空間效應分析

在用空間計量模型進行回歸估計前需要確定空間距離權重矩陣，考慮到稅收競爭與勞動力和生產要素在區域間的流動相關，根據新經濟地理學，要素與流入地的距離越近，要素流動的成本越低，要素流出的可能性越大，本文使用地理距離矩陣進行實證分析。

使用空間計量模型的前提是變量存在空間依賴性，通過測算莫蘭指數②對主要變量的空間相關性進行檢驗，結果如表4所示。從表中可以看出本文的主要變量均表現出不同水平的空間溢出效應，因此有必要使用空間杜賓模型，將被解釋變量與解釋變量的空間滯后項同時納入模型來考察變量的空間。泰爾指數的莫蘭指數顯著為正，說明2005—2018年我國各省市自治區的城鄉收入差距具有空間正相關性。地方政府稅收競爭程度的莫蘭指數在2012年之前顯著為正，2012年及以后顯著性有所減弱，可能是2012年“營改增”對地方政府稅收競爭行為造成了影響。中介變量產業結構升級支出的莫蘭指數顯著為正，且在波動中不斷增大，控制變量經濟發展水平、對外開放程度和外商直接投資水平的莫蘭指數均在1%的水平上顯著為正，且變化趨勢較為穩定。

表4 主要變量莫蘭指數值

空間杜賓模型的估計結果如表5所示，從列(1)可以看出：本省稅收競爭程度的提高會擴大本省的城鄉收入差距，而鄰近省份稅收競爭程度的提高有利于本省城鄉收入差距的縮小；泰爾指數的空間自回歸系數表明我國各省市自治區的城鄉收入差距存在明顯的空間依賴性，鄰近省份城鄉收入差距的擴大會對本省的城鄉收入差距產生正向影響。列(2)的結果表明稅收競爭會對產業結構升級產生負向影響，說明地方政府通過低稅吸引資本流入的行為，可能會使部分產業投資過度，不利于產業結構的優化和升級，而鄰近省份稅收競爭程度的提高會對本省的產業結構升級產生正向的空間溢出效應，說明周邊地區的稅收競爭程度的提高有助于緩解本地區稅收競爭行為對產業結構的扭曲效應，從而對產業結構升級產生正向影響。此外，空間自回歸系數的估計結果表明，臨近省份的產業結構升級會對本省的產業結構升級產生負向影響，但不顯著。從列(3)的估計結果來看，產業結構升級指數的系數顯著為負，稅收競爭程度的系數顯著為正且小于列(1)的估計系數，說明產業結構升級指數的中介作用在考慮空間效應后依然存在；同時產業結構升級指數空間滯后項的系數為負，說明鄰近省份產業結構升級有利于本省城鄉收入差距的縮小。

表5 空間杜賓模型估計結果

續表

(三)分時期回歸

從前文莫蘭指數值的變化情況可以看出，稅收競爭空間相關性的顯著性從2012年起有所減弱，可能是“營改增”的實施對地方政府稅收競爭行為造成了影響，一方面營業稅作為地方政府的主體稅種逐漸退出歷史舞臺，地方政府稅收競爭的空間被壓縮；另一方面地方稅體系主體稅種的缺失使地方政府稅收收入大幅減少，部分地區甚至出現了追加收稅指標、突擊收稅、過頭收稅等虛增收入的現象。因此將樣本劃分為2005—2011年和2012—2018年兩個時期，運用空間杜賓模型進行回歸，估計結果如表6所示。

整體上看，本文的核心結論在兩個時期分別回歸的結果中仍然成立，地方政府稅收競爭會通過抑制產業結構升級對城鄉收入差距產生正向影響，且在1%的水平上顯著。具體來看，兩個時期的估計結果存在一定差異：一是稅收競爭對城鄉收入差距的影響程度在2012年后明顯降低；二是稅收競爭的空間滯后項系數在2012年后不再顯著，這與前文莫蘭指數的計算結果相符，也說明“營改增”減弱了地方政府稅收競爭的空間效應及其對城鄉收入差距的正向影響。

表6 分時期空間杜賓模型估計結果

續表

五、結論與啟示

本文以2005—2018年的省級數據為樣本，構建全面FGLS模型和空間杜賓模型實證分析地方政府間橫向稅收競爭對城鄉居民收入差距的影響。研究發現：(1)稅收競爭程度的提高會擴大城鄉收入差距；(2)產業結構升級在其中發揮了中介作用，即稅收競爭能通過抑制產業結構升級對城鄉收入差距產生正向影響；(3)空間效應的研究發現，鄰近地區稅收競爭程度的提高和產業結構升級有助于縮小本地的城鄉收入差距；(4)分時期的回歸結果顯示，2012年“營改增”的實施減弱了地方政府間稅收競爭的空間效應及其對城鄉收入差距的影響。

基于此，我們提出如下政策建議：第一，根據地區自身的資源稟賦和要素優勢制定產業政策和稅收優惠政策，因地制宜、因時制宜，避免盲目競爭導致經濟的粗放式增長和產業結構同質化發展。通過合理的財稅政策引導產業升級，使產業結構更符合本地的特征和需求，并為農村勞動力提供更多就業機會，逐漸提高農村勞動力的收入水平，促進城鄉經濟的均衡可持續發展。第二，嚴格規制地方政府的不良稅收競爭行為。稅收政策會對資源配置產生重要影響，不合理的稅收優惠或過度的政府干預會導致重復建設和資源浪費，阻礙市場公平競爭，拉大城鄉資源差距。因此要提高政府治理能力，強化對稅收優惠政策出臺和執行的監管，約束地方政府惡性競爭行為，通過科學的協調機制推動地方政府競爭的良性發展。第三，優化財稅體制，健全地方稅體系。雖然分時期回歸結果表明“營改增”在一定程度上減弱了地方政府稅收競爭的空間效應，但“營改增”也造成了地方政府主體稅種的缺失，在缺乏穩定地方稅源的情況下，地方政府仍可能通過過度競爭吸引優質稅源的流入。因此有必要加快地方稅體系的建設，注重稅源的拓寬和培育，構建可持續的地方稅收收入增長機制，緩解地方政府的稅收競爭，實現經濟社會協調發展。

注 釋：

① 控制變量中用美元衡量的數據按照各年匯率換算為人民幣；同時為使回歸結果的系數便于比較，人均生產總值、人均財政教育支出和人均財政醫療衛生支出的單位為萬元/人。

② 莫蘭指數是空間自相關系數的一種，用于判斷數據是否適用于空間計量方法，其值分布在[-1,1]，大于0說明存在空間正相關關系，小于0說明存在空間負相關關系。