橫向稅收競爭、官員更替與城市綠色全要素生產率
——基于長三角41個城市的面板證據

田時中，胡福龍

（安徽大學經濟學院，安徽 合肥 230601）

一、引言及文獻綜述

黨的二十大報告強調，“必須牢固樹立和踐行綠水青山就是金山銀山的理念，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展”，“堅持山水林田湖草沙一體化保護和系統治理，統籌產業結構調整、污染治理、生態保護、應對氣候變化，協同推進降碳、減污、擴綠、增長，推進生態優先、節約集約、綠色低碳發展”。新發展階段，各地需要切實貫徹上述要求，推進產業綠色升級，實現綠色低碳轉型發展。近年來，長三角地區不斷加強生態環境聯防聯控，提高資源節約集約利用水平和整體經濟效率，打造和諧共生綠色發展樣板，先行建設長三角生態綠色一體化發展示范區，為各區域發展提供樣板。在長三角一體化發展進程中，橫向稅收競爭的雙重影響長期存在。一方面，橫向稅收競爭會吸引稅源流入本轄區，促進經濟增長；另一方面，橫向稅收競爭在促進經濟增長的同時可能會產生污染。受官員晉升機制激勵，地方官員會不斷優化橫向稅收競爭策略，以謀求更多的優質企業流入轄區，夯實本地高質量發展基礎。因而，官員更替帶來的橫向稅收競爭策略差異，可能會影響城市綠色全要素生產率水平。為此，探究橫向稅收競爭和官員更替對城市綠色全要素生產率的作用機理，對推動長三角生態綠色一體化建設具有重要意義。

福利經濟學認為，政府能夠通過對排污企業征收“庇古稅”，彌補排污企業生產的私人成本與社會成本之差并使兩者相等，從而矯正環境資源配置上的低效率與不公平，這可以認為是稅收政策對環境污染影響研究的開端［1］。大多數學者認為，無論是通過降低實際稅率還是降低監管力度的方式進行稅收競爭，都會導致地區生態環境惡化［2-4］。一些研究發現，地方政府通過降低本地實際稅率的方式進行稅收競爭，會吸引大量污染密集型企業入駐本地，而導致本地區環境惡化［5］，特別是當周邊地區采取高稅率時，這種惡化程度還會進一步加劇［6］；楊海生等（2008）［7］提出，通過降低環境規制力度的方式進行稅收競爭，會導致地區間出現相互攀比式競爭，最終演變成“趨劣競爭”，導致環境污染加劇；崔亞飛和劉小川（2010）［8］在對污染物進行細分后，發現地方政府在通過降低環境規制方式進行稅收競爭中，往往傾向于放寬工業二氧化硫排放監管力度，從而導致環境污染進一步加劇。但還有少部分學者持有不同觀點，認為地方政府間稅收競爭不僅不會加劇環境污染，還一定程度上可以抑制環境污染排放［9-10］。

地方政府主要官員的行為與偏好不同，勢必會導致其制定的政策有所差異，當地方主要官員變更時，必然會對本地區綠色全要素生產率產生影響。龍碩和胡軍（2014）［11］研究發現，地方官員在任職期間可能會與企業達成某種關系，并認為這種“政企合謀”現象是導致環境污染的重要原因；郭峰和石慶玲（2017）［12］提出，城市主要官員發生變更形成的政治敏感期，有助于降低“政企合謀”的程度，從而可在短期內改善空氣質量；梁平漢和高楠（2014）［13］通過進一步研究發現，官員變更確實能夠在短期內減少企業污染物排放量，但隨著時間推移，新任官員又會與企業建立合謀關系，依舊會加劇環境污染；還有部分學者認為，在以GDP為考核核心指標的情況下，地方官員受晉升激勵影響，往往會選擇犧牲環境以達到經濟快速增長的目的，這也是導致環境污染的原因之一［14-15］；吳培材和王忠（2016）［16］研究發現，這種由于晉升激勵造成的環境污染只會發生在官員更替的初期，隨著官員任期的增加，官員的激勵效應將會逐漸下降，地方政府逐漸減少以破壞環境換取經濟發展的行為，環境污染將會得到緩解。

綜上所述，目前學界關于橫向稅收競爭、官員更替與城市綠色全要素生產率關系的理論與實踐探索成果豐碩，但現有研究也存在不足：第一，橫向稅收競爭對城市綠色全要素生產率影響的研究大多從環境方面考量，鮮有研究將經濟與環境因素納入其中進行綜合分析；第二，通過構建橫向稅收競爭、官員更替與城市綠色全要素生產率的理論模型進行實證研究的較少。基于此，本文以2008—2020年長三角41 個城市面板數據為樣本，構建面板Tobit模型和門檻效應模型，實證探討橫向稅收競爭、官員更替對城市綠色全要素生產率的影響效應。本文可能的邊際貢獻包括：第一，探究橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的影響，且從稅制結構角度，進一步分析增值稅競爭和企業所得稅競爭對長三角城市綠色全要素生產率的影響，豐富了同類問題研究視角；第二，在研究橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率影響的基礎上，引入官員更替，考察了官員更替在橫向稅收競爭與長三角城市綠色全要素生產率之間的調節作用。研究結論可為地方政府推進城市綠色轉型發展提供決策參考。

二、理論分析與假設提出

（一）橫向稅收競爭與城市綠色全要素生產率

地方政府間傳統的橫向稅收競爭主要通過以下兩種方式獲得更多的稅源：一是地方政府通過先征后返等途徑直接降低本地區實際稅率［17］，較低稅負水平將使環境污染的邊際外部成本得不到補償，導致環境污染外部性無法達到帕累托最優，從而降低了稅收效率［18］；二是地方政府通過放松環境政策的方法爭奪生產性要素尤其是流動性要素，但弱環境政策會導致競相模仿，最終演變成環境政策“趨劣競爭”［19］。可見，上述兩種方式均不利于城市綠色發展。近年來，隨著環保觀念增強，地方政府意識到粗放式稅收競爭所帶來的效益是短暫的，營造創新與綠色的稅收營商環境才是長久之計。因此，地方政府開始不斷優化橫向稅收競爭策略，通過完善地區創新與綠色稅收優惠政策體系來改善本地投資環境。地區稅收營商環境不斷優化，將有利于本地技術創新水平提升，進而減少對環境的污染，促進城市綠色全要素生產率提高［20］。從稅制結構方面來看，地方政府間的橫向稅收競爭行為可以劃分為間接稅競爭和直接稅競爭。其中，作為間接稅代表的增值稅，我國采用的分享原則是生產地原則。為獲得更多稅收收入，地方政府也會更樂于提高本地區產業集聚度，形成產業集聚效應［21］。產業集聚效應形成有利于企業間實現資源共享和優化配置，提高創新資源配置效率，加快綠色創新成果應用，進而促進城市綠色全要素生產率提升［22］。作為直接稅代表的企業所得稅，地方政府通過稅收優惠及所得稅減免政策進行稅收競爭，直接降低了企業生產成本，使得企業有充足資金從事環保研發活動，進而有利于城市綠色全要素生產率提高。基于此，本文提出假設1、假設2。

H1：從稅收總量來看，地方政府間橫向稅收競爭對城市綠色全要素生產率具有促進作用；

H2：從稅制結構來看，增值稅競爭和企業所得稅競爭均有利于城市綠色全要素生產率的提高。

（二）橫向稅收競爭、官員更替與城市綠色全要素生產率

隨著綠色發展理念深入人心，生態環境被納入官員績效考核中且權重不斷增大。為了在激烈競爭中勝出，新任官員不再盲目地追求經濟增長，而是致力于實現經濟與環境協同共進的綠色生態可持續發展。地方政府在利用稅收政策引資時，開始注重對引入企業審查，從而使得大量擁有先進技術研發成果的企業入駐本地。同時，環境監管力度的加強也會倒逼本地企業從事生產技術與治污技術升級活動，通過技術進步收益抵消污染治理成本，加大對綠色低碳產品設計和研發資金投入，獲得更多綠色產出，從而實現綠色可持續發展［23］。基于此，本文提出假設3。

H3：官員更替可以顯著增強政府間橫向稅收競爭對城市綠色全要素生產率的促進作用。

三、長三角城市綠色全要素生產率測度與分析

（一）測度方法

綠色發展是在考慮地區生態承載能力和資源稟賦條件的情況下，通過保護自然環境實現可持續發展的新型發展理念［24］，它強調經濟、社會與自然三大系統的共生性和發展目標的多元化［25］。綠色全要素生產率作為衡量地區綠色發展水平的重要標準，既能體現經濟發展水平，又能反映資源利用和生態環境保護程度［26］。為精準量化長三角城市綠色全要素生產率，借鑒黃建歡等（2014）［27］和王少劍等（2020）［28］的方法，采用包含非期望產出的VRS下的超效率SBM模型對長三角城市綠色全要素生產率進行測度，得到的綜合指數越大，表明經濟綠色化程度越高；反之，則越低。具體計算步驟如下：假設有n個決策單元，每一個決策單元都包含投入、期望產出和非期望產出三個要素，使用m單位投入產生S1的期望產出和S2的非期望產出，分別用以下三個向量表示：x∈Rm、yg∈RS1、yb∈RS2。其中，矩陣X、Yg、Yb的定義如下：

生產可能性集合定義如下：

其中，實際投入水平和實際非期望產出都會高于前沿水平，而實際期望產出水平也都會低于前沿水平。根據上述有效決策單元的定義，超效率SBM構建如下：

投入指標包括資本投入、勞動投入和能源投入，產出指標從期望產出和非期望產出兩方面考慮，具體說明見表1所列。

表1 長三角41城市綠色全要素生產率測度指標

（二）長三角41個城市綠色全要素生產率測度結果分析

1.整體分析

運用MATLAB 2018a，按照包含非期望產出的超效率SBM 公式，即可測度出2008—2020 年長三角41個城市綠色全要素生產率（篇幅所限，結果省略，備索），依據測度結果繪制長三角綠色全要素生產率動態演變趨勢圖，如圖1所示。

圖1 長三角整體綠色全要素生產率時序演變特征

總體來看，長三角41 個城市在研究期13 年內（2008—2020年）的綠色全要素生產率呈“波浪式”上升趨勢。綠色全要素生產率最低值出現在2009年，其值為0.327 9；最高值出現在2020 年，其值為0.888 2。2009—2019 年綠色全要素生產率一直處于穩步上升階段，年均增長6.47 個百分點，增速明顯。2020年綠色全要素生產率由2019年的0.561 5陡升至0.888 2，這可能是由于受到2020 年新冠疫情影響，部分企業勞動力和原材料短缺，企業實際投入生產日期被延后，使得企業污染物排放量大幅度下降，進而促使2020 年長三角城市綠色全要素生產率大幅度提升。

2.分地區分析

根據超效率SBM 模型測度的長三角41 個城市綠色全要素生產率指數，繪制三省一市綠色全要素生產率動態演變折線圖，如圖2所示。

圖2 三省一市綠色全要素生產率時序演變特征

由圖2 可知，2008—2020 年，上海綠色全要素生產率整體呈現上升態勢，年均增速高達30.74%；江蘇綠色全要素生產率呈現逐年上升態勢，年均增速為12.07%；浙江綠色全要素生產率呈現波動上升態勢，增長較為緩慢，年均增速僅為2.64%；安徽綠色全要素生產率則近似呈現“U”型變動趨勢，且總體水平低于上海、江蘇和浙江。究其原因：第一，上海綠色全要素生產率不斷提升主要得益于其產業結構優化升級，上海一直將金融業、軟件信息服務業和現代商貿業等第三產業作為經濟增長主要動力，在兼顧環境保護的情況下快速發展經濟，使得綠色全要素生產率逐年提高；第二，蘇浙兩省都以先進制造業為主導產業，但兩者側重點有所不同，江蘇側重于機械裝備制造、軌道交通以及電子信息等戰略性新興產業，浙江則側重于與“互聯網+”相關的數字經濟產業，因此，隨著產業結構趨于高級化，兩省的綠色全要素生產率呈現不斷向好的發展態勢；第三，安徽城市經濟發展大多依托工業，傾向于以資源和環境換取經濟快速發展，因此，安徽綠色全要素生產率從2008年就一直呈現下降趨勢，2015 年之后，安徽通過加快產業結構調整，逐步淘汰高污染、高耗能、低效率企業，其綠色全要素生產率水平有所提升。

四、實證研究設計

（一）模型構建

由于包含非期望產出的超效率SBM 模型測度城市綠色全要素生產率指數均大于0，采用普通最小二乘法進行估計會造成結果有偏且不一致。為了避免OLS估計帶來的偏誤，故采用受限因變量模型中的面板Tobit模型進行估計［30］。因此，為研究稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭對城市綠色全要素生產率產生的影響，構建以下回歸模型：

為了檢驗官員更替在橫向稅收競爭與城市綠色全要素生產率之間的調節作用，構建以下模型：

其中：i表示城市；t表示年份；GTEPit表示城市綠色全要素生產率；COMitj表示橫向稅收競爭程度，j=1、2、3，分別代表總稅收、增值稅和企業所得稅；CHANGEit表示官員更替；Xkit表示系列控制變量；εit表示隨機擾動項。

（二）變量定義

1.核心解釋變量：橫向稅收競爭（COM）

參考傅勇和張晏（2007）［31］的做法，采用公式（6）計算橫向稅收競爭程度。

其中：Taxtj/GDPt表示第t年j種稅收所有樣本城市的平均實際稅率；Taxitj/GDPit表示第i個城市t年的j種稅收的實際稅率。COMitj值越大，說明地方橫向稅收競爭程度越高；反之，則越低。

2.調節變量：官員更替（CHANGE）

參照陳秋平等（2019）［32］的方法，采用虛擬變量表示地方官員更替。如果市委書記變更發生在1—6月，則把當年定義為變更年；如果變更發生在7—12月，則把下一年定義為變更年。當市委書記發生變更時，CHANGE賦值為1，否則為0。

3.門檻變量：公共支出規模（PUBEXP）

參考雷明和虞曉雯（2013）［33］的方法，采用地方一般公共預算支出額與本地區生產總值之比來衡量公共支出規模。其值越大，說明當地政府公共支出規模越大；反之，則越小。

4.控制變量

本文選取的控制變量具體說明如下：①經濟發展水平（ECO），用人均GDP的對數表示。一個地區的經濟發展水平高低，會影響其環境治理資金投入。②對外開放程度（FDI），用外商直接投資實際使用額的對數表示。發達國家環境監管力度普遍強于發展中國家，發達國家污染密集型產業會選擇從本土轉移至發展中國家，因此，對外開放程度高低勢必會影響本地環境質量［34］。③技術創新水平（TECH），用各城市專利授權數來衡量。技術創新與技術進步是城市綠色發展的核心驅動力，有利于提高資源利用率，減少污染排放［35］。④環境保護水平（INV），用地方公共一般預算支出中的環保支出額表示。環保資金投入多少，反映了地方政府對本地區環境保護工作的重視程度。⑤城鎮化率（URB），用城鎮人口數與城市總人口數之比表示。隨著城鎮化不斷推進，公共服務質量得到明顯提升，進而推動社會治理和環境污染的改善［36］。

（三）樣本選擇和數據來源

考慮數據可得性，選取2008—2020 年長三角41個城市面板數據作為研究樣本。相關數據來源于《上海統計年鑒》《江蘇統計年鑒》《浙江統計年鑒》《安徽統計年鑒》以及各地方城市統計年鑒和統計公報等，其中部分缺失數據通過插值法補齊。

五、實證結果分析

（一）基準回歸

表2中的模型（1）—（3）分別是稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭對長三角城市綠色全要素生產率影響的回歸結果。

表2 基準回歸結果

從稅收總量來看，橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的影響在1%的水平下顯著為正，這說明政府間橫向稅收競爭能夠提升長三角城市綠色全要素生產率，H1 得到驗證。基于前文分析，上述結果表明政府間橫向稅收競爭處于“趨優競爭”狀態，這可能是由于隨著地區稅收營商環境不斷優化，減少了企業稅收遵從成本，增強了企業創新意愿，進而促進了長三角城市綠色全要素生產率提高。一方面，行政審批流程簡化有效減少了基層稅務部門在“經濟人”訴求下對企業的尋租行為，降低了企業隱性成本［37］，同時隨著稅收信息化建設不斷推進，大大節約了企業辦稅時間，有效降低了企業納稅成本，提高了企業辦稅效率；另一方面，公平透明的稅收營商環境能夠抑制“政企合謀”現象出現，使得更多科技創新類稅收優惠流向更具效率的創新型企業而非政府關聯企業，提高了稅收政策的實際效率。由于此類稅收優惠政策的流入，企業也會更愿意將因享受優惠而節省的資金投入到科技研發活動中，有利于企業技術創新和科技成果轉化，進而促進長三角城市綠色全要素生產率提升［38］。

從稅制結構來看，增值稅競爭對長三角城市綠色全要素生產率的影響在1%的水平下顯著為正，即增值稅競爭程度提高會促進長三角城市綠色全要素生產率提高。一方面，鑒于增值稅采用的分享原則有利于產業集聚效應形成，在產業集聚內，由于地理位置較為接近，企業之間的分工協作也會變多，有利于新工藝、新知識、新技術在企業間擴散，提高企業生產效率。同時，處于產業集聚內的企業生產成本和交易費用都會有所降低，更易獲得產品價格優勢，大幅度提升處于產業集聚內企業的市場競爭力，從而獲得更好的盈利，支持企業污染治理活動展開［39］。另一方面，隨著集聚規模擴大，企業之間競爭壓力也會隨之增加。面臨競爭壓力，企業將會積極進行產品創新、管理制度創新以及工藝創新，以滿足瞬息萬變的市場需求。優勝劣汰的市場機制也能夠淘汰高能耗、高污染、低效率企業，使更多生產要素流入高效率企業，進而促進長三角城市綠色全要素生產率提高［40］。

企業所得稅競爭對長三角城市綠色全要素生產率的影響在1%的水平下顯著為正，即企業所得稅競爭程度提高會導致長三角城市綠色全要素生產率上升，H2得到驗證。一方面，企業所得稅是企業所負擔的第二大稅種，企業所得稅是對企業所得額進行征稅，與企業生產經營活動直接掛鉤，在國稅、地稅合并前，企業所得稅主要由地方稅務局進行征管，因此地方政府在企業所得稅的稅收優惠政策與征收管理細則上，有著較大的自主權，能夠更加靈活地制定本地區稅收競爭策略，實現本地區綠色低碳循環發展；另一方面，隨著企業所得稅競爭策略不斷優化，如對購買環保設備的企業允許其抵免應納稅所得額、對從事研發活動的企業產生的研發費用允許其加計扣除等綠色稅收優惠政策逐步出現，激勵了本地企業從事科技研發和環保活動，有利于提高企業生產效率，減少污染物排放量，進而促進長三角城市綠色全要素生產率提升。

系列控制變量中，經濟發展水平對長三角城市綠色全要素生產率的影響顯著為正，這是因為一個地區的經濟發展水平越高，就會更有財力來進行環境治理，從而促進長三角城市綠色全要素生產率提高；技術創新水平對長三角城市綠色全要素生產率的影響顯著為正，技術創新水平的提高能夠提高企業生產效率，減少企業污染物排放量，進而促進長三角城市綠色全要素生產率提升；環境保護水平對長三角城市綠色全要素生產率的影響顯著為正，環保資金的直接投入將會使得生態環境得到改善，促進長三角城市綠色全要素生產率提高；城鎮化率對長三角城市綠色全要素生產率具有正向影響，但不顯著，這可能是因為城鎮化雖然能夠提高集約化程度，但也會增加城市環境壓力，使其對長三角城市綠色全要素生產率具有正向影響但不夠顯著。

（二）調節效應

為了檢驗官員更替在稅收競爭與城市綠色全要素生產率關系中的調節作用，在基準模型基礎上，引入官員更替與橫向稅收競爭的交互項，表3中的模型（4）—（6）分別檢驗了考慮官員更替的稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭對城市綠色全要素生產率的影響。從回歸結果可以看出，稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭的系數分別在1%、5%和1%的水平下顯著為正，且稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭與官員更替的交互項，也分別在1%、10%和1%的水平下顯著為正，這說明官員更替能夠顯著增強橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的促進作用，H3得到驗證。這可能是因為隨著綠色發展被納入政府績效考核中，現任官員為了取得更好政績，在追求經濟增長時也會更加注重環境保護，橫向稅收競爭的重點由原來的“為經濟增長而競爭”向“為提高質量而競爭”轉變［41］。一方面，由于地方政府發展理念轉變，使得大量優質企業流入長三角，這類低污染、低能耗的高新技術企業流入帶來先進技術，提高了長三角整體技術水平，進而有利于長三角城市綠色全要素生產率提升；另一方面，優質企業流入也給本地企業帶來危機感，在政府環境管制和競爭壓力雙重作用下，迫使原本技術落后、效率低下的本地企業積極尋求技術進步和效率提升，減少環境污染，政府間的橫向稅收競爭逐漸演變成“逐優競爭”，進一步促進了長三角城市綠色全要素生產率提高［42］。

表3 調節效應回歸結果

（三）內生性問題處理

本文采用工具變量法處理內生性問題。具體而言，選取稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭的滯后一期分別作為總稅收競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭的工具變量，然后通過Ⅳ-Tobit模型進行兩步法估計，其中第一步只展示工具變量的回歸系數及整個方程的F值。結果見表4所列。

表4 Ⅳ-Tobit兩步法估計及相關檢驗結果

表4 第二階段外生性Wald 檢驗結果表明，均可在1%的水平下認為稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭為內生解釋變量。在第一步回歸中，稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭的系數均顯著為正，整個方程的F值分別為674.49、419.24和513.07，故可認為所選取的工具變量均不是弱工具變量。

從第二階段的回歸結果來看，稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭的系數均在1%的水平下顯著為正，說明在通過有效的工具變量緩解內生性后，稅收總量競爭、增值稅競爭和企業所得稅競爭仍然與長三角城市綠色全要素生產率顯著正相關，這與前文研究結果保持一致。

（四）穩健性分析

（1）刪除特殊樣本。由于所選擇的樣本城市包括上海市，上海市作為直轄市無論是經濟發展水平、政策扶持力度，還是教育、科技、交通、醫療衛生等基礎設施水平，都與本區域其他城市有較大差距，因此，其在促進城市綠色全要素生產率提高方面會比普通城市更具優勢［43］。如果在回歸中包含上海市可能會影響結果的準確性，為此刪除上海市的數據。對其余40個城市重新運用面板Tobit模型進行回歸，結果見表5 所列。由表5 的穩健性檢驗結果可知，核心解釋變量符號和顯著性均未改變，驗證了前文實證結果的穩健性。

表5 刪除特殊樣本上海市后的穩健性檢驗結果

（2）刪除控制變量。剔除環境保護水平和城鎮化率后進行穩健性檢驗，結果見表6所列。檢驗結果中，核心解釋變量符號和顯著性均未發生明顯變化，進一步說明了前文實證結果的穩健性。

表6 刪除部分控制變量的穩健性檢驗

（五）進一步分析：門檻效應

公共支出規模對城市綠色全要素生產率的影響與公共支出規模大小相關聯。一方面，適當的公共支出可以有效解決市場失靈造成的資源浪費，同時為企業生產經營活動提供必要的基礎設施，促進城市綠色全要素生產率提升；另一方面，地方政府過度支出會扭曲制度，造成資源錯配，進而抑制城市綠色全要素生產率提升［44］。鑒于各地政府公共支出規模不盡相同，核心解釋變量橫向稅收競爭對城市綠色全要素生產率的影響可能存在由“門檻效應”導致的非線性關系，為驗證此猜想，采用面板門檻模型并以公共支出規模為門檻變量，進一步探討橫向稅收競爭在門檻變量下對城市綠色全要素生產率的影響，構建如下模型進行實證分析。

其中：PUBEXP為門檻變量公共支出規模；λ為待估的門檻值；I（·）為示性函數；其余變量與模型（4）中定義相同。

以公共支出規模作為門檻變量依次對模型（7）—（9）進行單一門檻和雙重門檻檢驗，檢驗結果見表7所列。結果顯示，模型（7）—（9）均只存在單一門檻效應，門檻估計值為0.164 2。據此，對模型進行單一門檻回歸，回歸結果見表8所列。

表7 門檻效應檢驗結果

表8 門檻效應模型回歸結果

從總稅收競爭來看，當公共支出規模小于或等于0.164 2 時，稅收總量競爭對長三角城市綠色全要素生產率具有顯著促進作用；當公共支出規模大于0.164 2 時，稅收總量競爭依然保持顯著促進作用，但系數卻由原來的0.213 7 下降為0.149 0。這說明公共支出規模增大會削弱橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的促進作用。從增值稅競爭來看，當公共支出規模小于或等于0.164 2時，增值稅競爭對長三角城市綠色全要素生產率具有促進作用但不顯著；當公共支出規模大于0.164 2時，增值稅競爭的促進作用轉為抑制。從企業所得稅競爭來看，當公共支出規模小于或等于0.164 2時，企業所得稅競爭對長三角城市綠色全要素生產率具有顯著促進作用；當公共支出規模大于0.164 2時，企業所得稅競爭的正向促進作用不顯著，且系數也有明顯降低。

由此可見，無論是稅收總量競爭、增值稅競爭，還是企業所得稅競爭，隨著公共支出規模的擴大，三者都會削弱橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的促進作用，甚至還會導致稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率產生抑制作用。究其原因，地方政府為了引入更多資本，容易對市場過度投資，導致區域經濟失衡，不利于資源有效配置，使得橫向稅收競爭逐漸演變為“趨劣競爭”，進而不利于長三角城市綠色全要素生產率提高。

六、結論與建議

（一）結論

本文以長三角城市群為研究對象，選取2008—2020 年相關統計數據，利用包含非期望產出的超效率SBM 模型，對長三角41 個城市綠色全要素生產率進行測度，并從稅收總量和稅制結構雙重視角構建面板Tobit 模型和門檻效應模型，得出以下結論：

第一，從趨勢上看，長三角整體綠色全要素生產率呈現上升趨勢。其中，上海、江蘇和浙江的綠色全要素生產率均呈現上升趨勢，而安徽的綠色全要素生產率則呈近似“U”型變動趨勢。

第二，從稅收總量來看，地方政府間橫向稅收競爭不屬于“趨劣競爭”，而是一種“趨優競爭”，地方政府間稅收競爭促進了長三角城市綠色全要素生產率提升；從稅制結構來看，增值稅競爭和企業所得稅競爭均促進城市綠色全要素生產率提高。

第三，官員更替能夠顯著增強橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的促進作用。基于公共支出規模視角的進一步分析顯示，地方政府間橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率存在單一門檻效應。政府公共支出規模越大，橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率提升的促進作用就會越弱，甚至出現橫向稅收競爭抑制長三角城市綠色全要素生產率的情況。

（二）建議

基于上述結論，為推動長三角生態綠色一體化高質量發展，本文提出以下建議：

第一，制定差異化綠色發展策略。由于各城市資源環境承載力和主體功能定位不同，地方政府在進行規劃和建設時，應當在考慮本地區資源環境承載力的前提下，依據本地區主體功能定位，確定本地區發展方向和開發強度，充分發揮比較優勢，構建區域聯動、結構合理、集約高效、綠色低碳的長三角一體化發展新格局。具體來說，對于環境問題較嚴重的外圍城市，首先應盡快轉換粗放型增長方式，減少對污染密集型產業依賴，將更多高級生產要素投入高新技術產業和新興服務業等綠色產業；其次，通過承接產業轉移方式，引進更多優質企業，加快本地區產業結構優化升級，推動本地區綠色發展。對于以技術為主導的中心城市，應依托本地區教育、科技、人才優勢，率先進行原創性、引領性科技攻關，加快突破技術壁壘，提升創新要素利用率和成果轉化率，通過知識溢出效應為長三角一體化高質量發展提供技術支持。

第二，進一步規范地方政府稅收競爭行為。研究顯示，政府間的橫向稅收競爭有利于長三角城市綠色全要素生產率提升。因此應充分考慮地區間差異，適當給予地方政府在一定范圍內制定稅收政策和征管辦法的裁量權，從而更好地激發地方政府活力，發揮稅收競爭對綠色發展的激勵作用。同時，健全監督制約機制，強化執法過錯追究，對不合規、不合法的政府稅收競爭行為，應嚴格按照統一制定的標準進行懲處，以責任追究來制約政府稅收競爭行為，避免“惡性競爭”出現。此外，合理界定中央、地方事權和支出責任，完善事權與支出責任相適應的財政分權制度，拓寬地方財政收入來源，健全轉移支付制度，使地方政府能有更充足的財政資金從事污染治理活動。

第三，構建“綠色”導向的官員考核體系。從研究結果來看，綠色發展理念下的官員更替能夠增強橫向稅收競爭對長三角城市綠色全要素生產率的促進作用。因此，地方政府應深入貫徹綠水青山就是金山銀山理念，注重地方政府經濟績效與生態績效協調統一，避免片面追求GDP 現象再度出現。適當提高政績考核中低碳循環、綠色建設和生態修復等的權重，激勵地方官員圍繞高質量發展展開競爭。鑒于環境治理存在明顯滯后性，有必要進一步完善領導干部離任環境審計評價指標體系，防范環境保護和環境治理中的機會主義傾向。