中国八大城市群横向税收竞争机制识别与策略评估

程风雨

【摘要】分税制下地方政府间税收竞争是推动我国经济快速增长的重要动力。 基于地方政府横向税收竞争策略的演化博弈模型， 利用八大城市群面板数据， 通过构建静态空间自回归模型、单区制空间杜宾模型和两区制空间杜宾模型， 对我国横向税收竞争机制与策略行为进行定量识别。 我国城市群在总体税收、增值税和企业所得税上均存在显著的正向空间竞争关系; 城市群地方政府间税收竞争策略存在显著不同， 总体税收呈现出差异化竞争特征， 而增值税和企业所得税则具有标杆竞争特征; “竞高”和“竞低”效应并存于增值税和企业所得税的标杆竞争之中， 但增值税税收竞争是以“竞低”效应为主， 而企业所得税税收竞争则主要表现为“竞高”效应。

【关键词】城市群;税收竞争;经济增长;空间杜宾模型

【中图分类号】F812      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）20-0144-10

一、引言与文献综述

地方政府间税收竞爭是我国经济快速增长的主要推动力[1，2] 。 现行分税制的制度安排驱动地方政府加速投资行为， 地方政府通过税收优惠、减免收费或者税收先征后返等方式展开税收竞争， 提高地方投资竞争成功的可能性， 进而推动本地区经济增长。 党的十九届五中全会明确指出， 要“发挥城市群辐射带动作用， 优化发展京津冀、长三角、珠三角三大城市群”， 中心城市和城市群正在成为承载我国经济高质量发展要素的主要空间载体; 而优化行政区划设置， 有效发挥中心城市和城市群带动作用将是完善我国新型城镇化战略的关键所在。 这一定位映射在我国地方税收实践上， 则意味着城市群要更加充分地发挥市场机制的作用， 引导要素更多地向中心城市和城市群集聚， 城市群地方政府在拥有更多经济自主权的同时， 也形成了巨大的税收竞争空间， 因而城市群已成为探讨我国地方政府横向税收竞争机制较为合适的层级。

从Tiebout[3] 开始， 国外学者逐渐构建起系统的税收竞争理论， 并将税收竞争界定为地区间为了争夺流动税基而竞相降低税率的政府自立互动行为。 后来有学者研究发现， 竞争均衡下的税率接近于零会导致经济效率损失， 使得税收竞争演变为逐底竞争的恶性竞争[4，5] 。 基于上述税收竞争理论， 国内学者构建的官员晋升锦标赛理论为我国横向税收竞争行为提供了一种可能的理论基础[6] ; 随后研究发现我国省级地方政府间存在横向税收竞争[7-9] ， 且地方政府税收负担具有显著的正向空间相关性[10] 。

虽然有研究表明地方政府间税收竞争也会导致诸多不良经济社会后果[11，12] ， 但是税收竞争依然是地方政府竞争的主要形式之一。 而且， 目前研究更多关注的是省级政府间税收竞争的增长效应， 只有较少学者探讨省级以下层级政府间税收竞争的存在性问题， 所得结论也莫衷一是[13-15] 。 特别是在2002年企业所得税改革以及实行“营改增”之后， 中央通过国税部门统一管理地方所得税的缴纳， 地税部门职能进一步弱化， 地方政府间横向税收竞争的存在性更是值得商榷[16] 。 然而， 现有关于我国地方政府间横向税收竞争的研究较少涉及城市群层面， 其税收竞争的存在性也普遍缺乏实证经验支持。 因此， 以我国主要城市群政府间税收竞争为研究对象， 全面探究其存在性、类型以及程度等问题具有重要的理论及现实意义。

与既有研究相比， 本文可能存在三个方面的边际贡献： ①聚焦我国八大城市群， 实证检验地方政府间横向税收竞争机制与识别问题; ②已有文献的实证模型主要是依托税收竞争反应函数测度税收竞争策略行为， 且均未足够重视经济增长对横向税收竞争策略的影响， 本文从税收竞争增长效应维度出发， 通过考察税收竞争的演化博弈过程复现地方政府间税收竞争发生机制， 并采用空间面板杜宾模型（Spatial Durbin Model， SDM）加以经验识别; ③已有研究通常是通过空间自回归模型（Spatial Auto-Regression Model， SAR）的空间滞后项系数来判断税收竞争是标杆竞争还是差异化竞争， 认为标杆税收竞争效应会表征为“竞低”或“竞高”， 但均未能具体细分识别“竞低”与“竞高”这两种效应， 且没有涉及对省级以下层级地方政府“竞低”或“竞高”两种效应的定量分析。 本文通过构建税收竞争增长效应模型和两区制空间面板模型， 对我国城市群地方政府间税收竞争策略性特征及程度， 尤其是非对称效应逐一进行对比分析和验证。

二、理论分析与研究假说

（一）城市群地方政府间横向税收竞争存在性及动因

虽然较省级政府而言， 市级政府没有更多的税收征管权， 但在市场经济条件下， 我国城市政府间仍然具有开展税收竞争的内在必然性。 一方面， “上下分治”的治理体制给予城市政府很大的自主性。 20世纪80年代建立的财政包干制， 使得地方政府通过财政收支和转移支付来实现其公共性和强制力[17] ， 建立了以地方竞争为内在特征的经济发展模式。 虽然1994年的分税制改革将部分地方财政权收紧到中央， 但地方竞争的发展模式并未发生根本性改变[18] ， 城市及以下地方政府反而有更大的动力， 通过更加隐形的税收竞争形式（如税收返还、免税期等）， 来吸引更多经济社会发展资源。 另一方面， 自利性竞争行为是地方政府发展的原动力之一， 地区经济增长仍是目前地方政府政绩考核的重要指标， 也与地方主政官员的晋升密切相关。 由于人力、资本、技术等存量生产要素是稀缺有限的， 加之企业也会“用脚投票”选择有利于自身利益最大化的地区生产环境， 在GDP政绩考核压力下， 为了维持地方经济增长水平， 地方政府仍有巨大动力通过税收竞争吸引要素资源与税收来源。 因此， 在我国当前以分税制为主的财政分配体制、晋升锦标赛与流动性资源争夺双重目标导向的驱动下， 城市政府可能对利己利人的税收策略的合作动力不足， 却依然会主动采取促进本地区经济发展和不利于竞争对手所在地区发展的税收竞争手段。 考虑到城市群在我国未来区域经济社会发展中所具有的引领带动作用， 本文提出如下研究假说：

H1： 我国城市群地方政府间存在横向税收竞争行为。

（二）城市群地方政府间税收竞争的策略互动： 基于演化博弈的推演

从关于地方政府间税收竞争策略的既往研究文献中可以看到， 从理论上讲， 较多是假定开展税收竞争的政府其博弈方式符合完全理性人假设， 这与现实博弈存在一定脱节。 在政策实践中， 博弈双方往往很难做到完全理性， 而其做出的策略选择更多的是针对现实状况， 不断调整修正后的动态博弈结果。 遵循这个逻辑思路， 采用有限理性的演化博弈来理论推演地方政府间的税收竞争行为更加贴近现实， 更具针对性。 简而言之， 地方政府作为政策博弈方， 在有限理性的情况下可以开展相互学习的迭代演进型博弈政策行为。 据此， 本文对税收竞争策略调整采用复制动态模型加以模拟验证。

由于我国处于社会主义初级阶段， 经济社会发展的非均衡性特点还较为明显， 因此本文将相邻的地方政府设定为博弈双方， 其博弈策略相应为强化或弱化税收竞争手段。 当地方政府积极开展税收竞争如执行税收优惠或者税收补贴政策时， 就能够在一定程度上吸引更多生产要素进入本地， 从而促进当地经济社会发展; 当地方政府未强化税收竞争手段或者执行税收竞争政策的力度和广度与实际需求存在差距时， 税收竞争并未成为一种吸引外资、技术等生产要素的政策手段， 有时甚至会阻碍当地经济社会发展。

假定地方政府A和地方政府B相邻并进行税收竞争策略的博弈， 两个相邻地方政府的策略选择包括强化税收竞争政策和弱化税收竞争政策， 其策略集为{强化， 弱化}。 设地方政府A的税收竞争社会成本为CA， 具体涵盖了强化税收竞争的政策成本和经济影响。 其中政策成本是指地方政府强化税收竞争手段时投入的人力、物力和财力等要素成本， 而经济影响则是地方政府强化税收竞争时给所辖区域经济发展造成的负面影响， 比如减少或者疏忽科教文卫等非生产性公共物品的有效供给。 令EA为地方政府A强化税收竞争政策时所辖区域内的经济增长效应， PA为地方政府A弱化税收竞争政策时所辖区域内的经济增长效应， CB、EB和PB分别为地方政府B的相关指标。 为反映地方政府间税收竞争策略的外部性， 本文进一步设α和β分别为地方政府A和B对彼此的外部溢出效应系数。 据此， 本文依托上述基本假定， 构建了地方政府间税收竞争博弈的支付矩阵， 具体见表1。

在地方政府A群体中， 设定强化税收竞争政策的地方政府占比为x， 相应的弱化税收竞争政策的地方政府占比则为1-x。 同理， 在地方政府B群体中， 设定强化和弱化税收竞争政策的地方政府占比分别为y和1-y。 进一步地， 通过复制动态方程， 本文对有限理性条件下地方政府A和B之间的重复博弈过程进行数理模拟。 在地方政府A群体中， 强化和弱化税收竞争政策的地方政府期望收益分别为UA1和UA2， 则：

UA1=y（-CA+EA+βEB）+（1-y）（-CA+EA-βPB） （1）

UA2=y（-PA+βEB）+（1-y）（-PA-βPB）  （2）

地方政府A群体的平均期望收益为：

UA=xUA1+（1-x）UA2  （3）

地方政府A強化税收竞争政策的复制动态方程为：

F（x）=[dxdt]=x（UA1-UA）=x（1-x）（PA+EA-CA）

（4）

同理， 在地方政府B群体中， 强化和弱化税收竞争政策的地方政府期望收益分别为UB1和UB2， 则：

UB1=x（-CB+EB+αEA）+（1-x）（-CB+EB-αPA） （5）

UB2=x（-PB+αEA）+（1-x）（-PB-αPA）  （6）

地方政府B群体的平均期望收益为：

UB=yUB1+（1-y）UB2 （7）

地方政府B强化税收竞争政策的复制动态方程为：

F（y）=[dydt]=y（UB1-UB）=y（1-y）（PB+EB-CB）

（8）

其中， PA+EA-CA和PB+EB-CB分别为地方政府A和B强化税收竞争政策的净收益。

令F（x）=0， 可以得到地方政府A复制动态方程的纳什均衡点分别为x?=0和x?=1。 当PA+EA-CA>0时， F（x）>0， F（0）>0， F（1）<0， x?=1为地方政府A的纳什均衡策略; 当PA+EA-CA<0时， F（x）<0， F（0）<0， F（1）>0， x?=0为地方政府A的纳什均衡策略。 类似地， 令F（y）=0， 可以得到地方政府B复制动态方程的纳什均衡点分别为y?=0和y?=1。 当PB+EB-CB>0时， F（y）>0， F（0）>0， F（1）<0， y?=1为地方政府B的纳什均衡策略; 当PB+EB-CB<0时， F（y）<0， F（0）<0， F（1）>0， y?=0为地方政府B的纳什均衡策略。

根据地方政府间税收竞争策略的纳什均衡点可知， 地方政府对税收竞争策略的选择主要通过权衡税收竞争的收益和成本来确定。

当税收竞争的经济社会增长收益大于成本时， 即地方政府通过税收竞争， 使用财政返还、税收折扣等手段来吸引更多生产要素进入本地， 开办企业发展地方经济， 以此带来的经济收益填补对科教文卫等民生性公共支出， 从而形成“标高竞争”的格局。

当税收竞争的经济社会增长收益小于成本时， 即在分权治理结构和以经济增长为目标的考核制度下， 地方政府对地方经济利益的短期逐利加剧了税收竞争的激烈程度， 破坏了税收中性， 特别是扭曲了区域资源配置以及产业结构， 阻碍了地方经济的发展， 从而形成“逐底竞争”的格局。

需要强调的是， 地方政府间税收竞争政策存在较为明显的空间外溢效应， 即当地方政府强化税收竞争政策时， 不仅会让本地区受益， 也要承担相邻地区实施税收竞争策略所带来的正向或负向溢出效应， 加之各地区对流动性资源的税收竞争激励千差万别， 地方政府可能选择不同的税收竞争策略， 从而形成“差异化竞争”格局。

根据以上分析， 提出如下研究假设：

H2： 我国城市群地方政府间税收策略性竞争涵盖标高竞争、逐底竞争和差异化竞争。

H3： 我国城市群地方政府间税收标杆竞争中多种效应并存， 既有“竞高”也有“竞低”， 且存在主导作用的差别。

三、模型构建与变量选取

（一）计量模型设定

根据前文的迭代演进型博弈的推演逻辑， 本文借鉴传统的税收竞争空间反应函数， 将地方政府间税收竞争策略行为纳入地区经济增长研究框架， 考虑到税收竞争会产生空间溢出效应， 因此定义函数形式如下： Y=F（TAX，Z，TAX?）。 其中， TAX?代表税收竞争的空间外溢效应， 此时使用非空间下的估计方法将导致一定的估计偏误问题。 因此， 本文首先拟采用SAR初步检验我国城市群地方政府间税收竞争的存在性， 并构建如下待估实证模型：

TAXit=ρWTAXit+βX+μi+σt+εit （9）

式（9）中， ρ为H1主要关注的系数。 根据H1， 预期其存在显著性， 这意味着我国城市群地方政府间存在横向税收竞争行为。

然后， 本文根据H2， 藉由税收负担和税收负担空间滞后项的系数来判断地方政府间税收竞争策略的类型， 引入能有效解决内生性问题的SDM， 进而构建单区制SDM的基本函数形式如下：

GDPit=ρ1WGDPit+β1TAXit+λ1WTAXit+

β2Xit+λ2WXit+μi+σt+εit   （10）

式（9）和式（10）中包含两类有待解释的变量参数。 一是变量的含义。 其中， GDPit为城市i在年份t的GDP总额， TAXit为城市i在年份t的税收竞争， Xit为城市i在年份t的一系列控制变量， W为经过标准化处理的空间权重矩阵。 考虑到空间权重矩阵在空间计量模型中的关键地位和重要作用， 后文将会专门对W的设置加以阐述。 二是估计参数的含义。 其中， ρ和ρ1分别为税收竞争与经济增长两个变量的空间自回归系数， β1反映了税收竞争对地区经济增长的影响， λ1用来捕捉税收竞争的空间溢出， β和β2分别表示其他控制变量对地区税收竞争和经济增长的影响， λ2表示其他控制变量的空间溢出， μi和σt分别代表个体效应和时间效应， εit为SDM的随机误差项。

进一步地， 结合前文演化博弈的相关逻辑， 通过考察对比β1和λ1的正负及大小， 可以综合有效地识别出城市税收竞争策略的类型， 具体见表2。

对于表2， 可以从以下两个角度来理解其要义： 首先， 如果β1>0且通过显著性检验， 则意味着税收竞争将促进本地区经济增长， 反之， 如果β1<0且通过显著性检验， 则意味着税收竞争将阻碍本地区经济增长。 其次， 在上述判定结果的基础上再结合λ1取值对地方政府间税收竞争策略进行最终识别和判定。 需注意的是， 如果β1和λ1两个回归系数至少有一个取值為零， 则表示地方政府间的税收竞争并不存在策略互动。 相关研究表明， 地方政府间税收的策略性竞争主要涵盖标高竞争、逐底竞争和差异化竞争三种不同类型， 对此本文选择β1>0的情况加以阐述： β1>0意味着税收竞争将促进本地经济增长， 地区的地方政府若采取实施或强化税收竞争将形成标高竞争， 也将推动该地区经济增长， 这表明税收竞争产生了正向空间溢出效应（λ1>0）。 临近地区的地方政府若采取不实施或弱化税收竞争的政策则将形成差异化竞争， 并抑制临近地区经济增长， 即税收竞争产生了负向空间溢出效应（λ1<0）。

现有研究发现， 地方政府税收的标杆竞争可能是“竞高”之争， 也可能是“竞低”之争， 它们共同存在于我国地方政府税收实践中， 但是还没有针对税收标杆竞争进行具体效应识别的研究。 对此， 为实证检验地方政府间税收标杆竞争策略的类型， 本文根据H3， 借鉴相关研究[19，20] ， 利用两区制SDM来对我国城市群地方政府间税收标杆竞争的两种细分效应加以分离和识别。 相应模型的函数形式设置如下：

TAXit=α+δ1dit    wijTAXjt+

δ2（1-dit）    wijTAXjt +Xβ+μi+ηt+εit （11）

其中： TAXit代表第t年第i个城市的税收负担; X代表控制变量矩阵， 包括一系列社会和经济环境的关联变量; wij代表所涉及空间权重矩阵的构成元素， 而     wijTAXjt为除第i个城市之外其他城市的平均税收负担， 且这种税收负担是经过相关空间权重矩阵加权处理过的; μi和ηt分别代表地区和时间固定效应， 且满足    μi=    ηt=0; εit为服从独立同分布的随机误差项， 其均值和方差分别为0和σ2; dit为显示变量， dit     wijTAXjt和 （1-dit）     wijTAXjt分别代表不对称的两区制中城市税收负担间的空间相互作用。 在本文研究中， dit的选取形式具体如下：

[dit= 1j≠iNwijTAXjt>j≠iNwijTAX 0 其他 ]   （12）

其中， 当                                      时， dit为1， 此时的系数衡量的是税收标杆竞争的标高竞争倾向， 本文将其称为“竞高”效应系数; 而当

时， dit为0， 此时的系数衡量的是税收标杆竞争的逐底竞争倾向， 本文将其称为“竞低”效应系数。 当“竞高”和“竞低”效应同时显著存在时， 要通过比较系数大小来判断哪种效应占主导地位： δ1>δ2即税收标杆竞争的“竞高”倾向大于“竞低”倾向， 主要具有标高竞争的空间溢出效应; 反之， δ1<δ2即税收标杆竞争的“竞低”效应大于“竞高”效应， 主要具有逐底竞争的空间溢出效应。

（二）变量设定

1. 主要被解释变量。 选取国内生产总值数据代表地区经济增长（GDP）。

2. 核心解释变量。 在研究横向税收竞争的空间计量框架内， 本文分别选取总体税收收入、增值税税收收入和企业所得税税收收入占地方生产总值的比重来定义总体税收（ATAX）、增值税（ZTAX）和企业所得税（QTAX）。

3. 控制变量（X）。 ①贸易开放度（OPEN）， 用当年平均汇率折算后的进出口总额占同期GDP的比重衡量。 ②物质资本存量（K）， 采用永续盘存法即Kit=Ki，t-1（1-δ）+It计算得到， 其中资产折旧率δ被设定为近似值9.6%。 ③劳动力要素（LABOR）， 采用城镇就业人口数据来衡量。 ④财政自给率（FINANCE）， 用财政收入占地方财政总支出比重衡量。 ⑤产业结构（STRUC）， 用第二产业增加值占GDP比重衡量。 ⑥城镇化（URBAN）， 用常住人口与总人口的比值衡量。 ⑦外商直接投资（FDI）， 用当年平均汇率折算的实际外商直接投资额衡量。 ⑧教育程度（EDUC）， 用所在地区高等教育在校生人数占城市总人口比重衡量。

4. 空间权重矩阵（W）。 ①地理相邻空间权重矩阵     ， 其中， 空间单元相邻则取值为1， 反之取0。 ②地理距离空间权重矩阵     ， 选用不同城市地理中心之间地理距离的倒数衡量。 ③经济距离空间权重矩阵     ， 借鉴张学良[21] 的研究， 选用不同城市GDP均值之差绝对值的倒数衡量。

（三）数据说明

为了更加全面深入地考察我国地方政府间横向税收竞争的内涵特征与发展规律， 本文基于城市群对我国新发展阶段下的核心引领作用， 聚焦长三角城市群、珠三角城市群、京津冀城市群、北部湾城市群、成渝城市群、哈长城市群、中原城市群和长江中游城市群等八大主要城市群发展， 尝试选择这八大主要城市群中的145个城市为研究对象， 针对前文研究假设展开实证研究。 受研究数据可获得性的限制， 本文的考察期设置为2005 ～ 2013年， 实证分析主要涉及两套数据： 第一套数据为地级及以上层级城市层面的税收总体及分类数据， 目前这方面研究的主流数据来自历年《中国区域经济统计年鉴》; 第二套数据为城市层面的经济社会发展数据， 来自历年《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》以及相关的各省市统计年鉴。

以下三点需特别注意： ①现有文献还未涉及城市群层面横向税收竞争机制的识别研究， 对增值税、企业所得税的探讨更是鲜见， 考虑到城市群的集聚优势等显性特征， 选用长三角城市群等我国八大主要城市群为研究对象。 ②之所以将样本考察期设定为2005 ～ 2013年， 是因为本文税收总体及分类数据来源于《中国区域经济统计年鉴》， 虽然该统计年鉴最早可以追溯到2000年， 但是2000 ～ 2004年的数据缺失较为严重， 如果单纯采用数据处理手段加以弥补， 将会产生较为严重的数据质量问题， 进而影响实证估计结果， 因此将研究样本初始期设为2005年， 同时该年鉴已于2014年停刊。 此外， 通过文献梳理发现， 近五年围绕我国城市层面税收问题且刊发于《经济研究》《经济学（季刊）》《金融研究》等国内权威经济学刊物的文献也均采用2005 ～ 2013年前后数据， 这也从一定程度上表明本文所用的样本数据虽然客观上存在一定滞后， 但已然可以满足研究需要。 ③按照惯例， 本文采用常住人口与总人口的比值来衡量我国城镇化发展水平， 这其中涉及常住人口的测算问题， 但是城市层面的常住人口数据无法直接获取。 鉴于2004年以后，我国公布的城市层面的人均GDP数据是以常住人口数为基准， 本文对样本城市群城市常住人口数据藉由GDP除以人均GDP计算而得。

四、实证结果及分析

（一）横向税收竞争存在性研究

为了初步验证我国城市群地方政府间税收竞争的存在性， 借鉴Anselin[22] 的研究， 拟采用全局莫兰指数（Moran'sI指数）对城市群税收竞争在空间层面上的相关性进行考察。 其测算公式如下：

Global Moran's I=

（13）

其中， [S2=1ni=1n（xi-x） 2]， [x=1ni=1nxi]， n为城市个数， wij为空间权重矩阵元素，              为所有空间权重元素之和， xi表示城市i税收竞争的指标值即税收负担。 经检验， 在前文设定的三种空间权重矩阵下， 2005 ～ 2013年我国城市群的总体税收、增值税和企业所得税的全局莫兰指数均为正值， 且在1%的统计水平上均强烈拒绝“无空间自相关”的原假设， 这说明我国城市群地方政府间的税收竞争在空间分布上具有显著的空间依赖特征， 即从全局视角看， 總体税收、增值税和企业所得税均存在较为稳健的税收竞争策略行为， 且呈现出显著的正向自相关效应。 同时也说明， 有必要采用空间计量模型进行相关问题的研究。

按照式（9）的空间计量模型设定， 本文进一步检验了城市群地方政府间税收竞争的存在性问题， 回归结果如表3所示。 根据表3， 在控制了一系列影响因素、年份和城市的固定效应后， 总体税收、增值税和企业所得税在三种不同空间权重矩阵的回归结果均具有一致性， 三种税收的竞争反应系数均为正值， 且在1%的统计水平上显著， 也与绝大多数文献的研究结果相一致。

总之， 全局莫兰指数检验和SAR回归结果验证了H1， 即我国城市群地方政府间存在税收竞争行为， 且其总体税收、增值税和企业所得税与临近城市的相应税收呈现显著的正相关关系。

（二）横向税收竞争类型的研判

本文进一步充分考虑地理位置的影响， 使用空间计量模型分析和识别我国城市群地方政府间税收竞争的策略类型。 为了确定空间计量模型函数的合理形式， 对应于上述设定的三种空间权重矩阵， 本文主要对式（2）采用如下检验方法： 通过非空间效应下的OLS回归， 分别得到拉格朗日乘数（LM）及其稳健统计量（R-LM）， 检验是选择使用SAR还是空间误差模型（Spatial Error Model， SEM）， 进一步判断是否存在空间效应， 结果均显著拒绝“无空间自相关”的原假设， 再次表明进行空间实证分析是必要的。 进一步地， 根据Elhorst[23] 的研究， 使用更具一般意义的SDM进行空间计量估计， 并对静态SDM进行Hausman检验， 以判断回归模型是采用固定效应还是随机效应。 Hausman检验结果的P值均为0.0000， 显著拒绝使用随机效应的原假设， 表明回归模型适用固定效应。 最后， 对静态SDM进行Wald或LR检验， 以判断其是否会简化为SAR 或SEM， 检验结果均表明SDM不会简化成SAR或SEM。 综合可知， 在三类空间权重矩阵中采用固定效应的SDM更适用于本文的空间计量估计。 据此， 本文采用偏误修正的准最大似然估计法（BC-QML）[24] ， 对单区制SDM进行时空双重固定效应估计。 具体结果见表4。

根据表4可知， 在控制时间和个体效应以及一系列控制变量的前提下， 三种不同空间权重矩阵的回归结果基本一致， 表明本文的相关研究具有较好的稳健性。 据此， 本文结合表2对地方政府间税收竞争策略的识别界定进行具体阐述： 首先， 从总体税收来看， 税收竞争对本地经济增长的估计系数为负， 且在1%的统计水平上显著; 其他地区税收竞争对本地经济增长的估计系数为正， 也均通过了1%的统计水平检验。 这意味着我国八大城市群地方政府的总体税收竞争表现为差异化竞争， 即本地区采取实施或强化税收竞争， 则临近地区采取不实施或弱化税收竞争; 若本地区采取不实施或弱化税收竞争， 则临近地区采取实施或强化税收竞争。 其次， 从增值税来看， 税收竞争对本地经济增长的估计系数为正， 且在1%的统计水平上显著; 其他地区税收竞争对本地经济增长的估计系数为正， 也均通过了1%的统计水平检验。 这代表我国八大城市群地方政府的增值税税收竞争表现为标杆竞争， 即本地区采取实施或强化税收竞争， 则临近地区采取实施或更强的税收竞争; 若本地区采取不实施或弱化税收竞争， 则临近地区也采取不实施或弱化税收竞争。 最后， 从企业所得税来看， 税收竞争对本地经济增长的估计系数为正， 并通过1%的统计水平检验; 其他地区税收竞争对本地经济增长的估计系数为正， 也均通过1%的统计水平检验。 这表明与增值税一样， 我国八大城市群地方政府的企业所得税税收竞争亦表现为标杆竞争。 综合来看， 上述所得的实证结果验证了H2的成立。

（三）稳健性检验

1. 内生性的控制。 本文认为前文关于税收竞争类型判定估计即表4的有关结果可能存在一定的逆向因果关系， 即税收竞争不仅会影响地区经济增长， 地区经济增长水平的差异也可能改变税收竞争策略的性质与内容。 在处理空间计量模型的内生性问题时， Wn·（In-δnWn）-1·Xnβ不失为理论上最为理想的工具变量， 但由于δ值无法提前获知而导致在经验实证上实现操作存在较大困难[25] 。 为了降低上述内生性对回归结果造成的偏误程度， 本文分别在三种不同空间权重矩阵下构建内生变量即税收竞争的空间滞后项组合作为工具变量， 并基于式（10）采用系统GMM方法进行内生性控制下的回归估计。 相关工具变量的检验及回归结果见表5。

为了确认工具变量组合的有效性， 本文对其进行了相关检验。 其中： AR（1）和AR（2）的结果表明， 至少在5%的统计水平上， 扰动项的差分无论在一阶还是二阶序列上均无法显著拒绝“无自相关”的原假设; Hansen J 检验也表明无法拒绝“工具变量均为外生”的原假设。 因此， 本文构建的工具变量组合作为空间GMM估计是合宜的。 从表5可以看出， 在尽力控制遗漏变量和内生性问题之后， 与表4的结果相比， 空间GMM 估计结果回归系数在方向和显著性水平上均未发生根本性改变。 因此， 前文的研究结果依然稳健。

2. 经济地理空间权重矩阵。 前文的研究已经在三种不同空间权重矩阵下得到了基本一致的研究结论， 鉴于以上空间权重矩阵均没有同时将经济活动和地理距离因素纳入空间权重矩阵的构建框架中， 只是相对独立地考察了空间地理距离或经济活动的空间相关性。 因此， 为了更加准确地体现不同城市间的关联性及异质性， 本文借鉴严雅雪和齐绍洲[25] 的研究， 构建经济地理空间权重矩阵

， 同样采用BC-QML方法来估计时空双重固定效应的单区制SDM， 以期进一步检验前文回归结果的稳健性， 具体结果见表6。

表6的结果表明， 与前文估计结果相比， 不论是总体税收还是增值税、企业所得税， 以经济地理空间权重矩阵进行回归后得到的估计系数仅存在数值大小的差异， 在方向及显著性水平上均未发生根本性改变， 这也再次表明前文所得到的研究结论是稳健可靠的。

（四）税收标杆竞争的细分识别： “竞高”还是“竞低”

前文研究表明， 增值税和企业所得税的税收竞争为标杆竞争， 而标杆竞争可能是“竞高”之争， 也可能是“竞低”之争， 它们可能同时存在于我国地方政府税收实践中。 一方面， 虽然省级以下地方政府的税收裁量权有限， 税收竞争的可操作空间不断缩小， 并由制度内的显性税收竞争行为逐渐转向制度外的边缘性税收竞争模式， 但是在當前地方政绩考核标准下， 地方政府仍然具有较大内生驱动力通过税收竞争来争取相对稀缺的流动性要素资源; 加之共享税之中， 地方所获的实际收益比中央少很多， 但是承担的税收征管权责更多， 这进一步降低了地方政府的税收努力程度[26] 。 这些原因使得地方政府在制定税收竞争策略时， 竞相减小税收负担， 从而形成地方间税收的“竞低”行为。 另一方面， 地方财政收入指标的完成也是当地政府官员政绩考核的重要内容， 同时地方政府也需要发展经济来补充和增加地方公共预算支出， 因此地方政府也会有动力竞相增加地方税收负担， 从而造成地方政府间税收竞争的“竞高”行为。

为了有效识别我国城市群地方政府增值税和企业所得税标杆竞争的具体性质， 即实证检验H3， 本文采用式（11）来实现对税收竞争的两种效应进行分离和判定， 相关结果见表7。

由表7的估计结果可知： ①增值税税收竞争的“竞高”和“竞低”效应系数的估计值在1%的统计水平上均显著为正， 表明城市群地方政府间增值税不仅存在标杆竞争， 而且这种策略性选择行为会具体体现为“竞高”和“竞低”效应并存。 通过对增值税的“竞高”效应系数是否显著大于“竞低”效应系数进行检验证明， 对于增值税而言， 在1%的统计水平上， “竞低”效应系数均显著大于“竞高”效应系数。 换言之， 增值税税收竞争策略是以“竞低”效应为主， 这在一定程度上表明我国城市群地方政府为了招商引资、吸引更多优质生产要素， 往往会通过实施税收互补或返还策略降低实际增值税税负。 ②企业所得税税收竞争的“竞高”和“竞低”效应系数的估计值在1%的统计水平上均显著为正， 同样表明城市群地方政府间企业所得税的标杆竞争会具体体现为“竞高”和“竞低”效应并存。 通过对企业所得税的“竞高”效应系数是否显著大于“竞低”效应系数进行检验结果证明， 对于企业所得税而言， 在1%的统计水平上， “竞高”效应系数均显著大于“竞低”效应系数。 换言之， 企业所得税税收竞争策略是以“竞高”效应为主。

此外， 在三种不同空间权重矩阵下， 增值税和企业所得税的估计系数在方向和显著性水平上保持一致， 也表明相关研究结论具有稳健性。 总之， 回归分析结果验证了H3， 即我国城市群地方政府间税收标杆竞争中既有“竞高”也有“竞低”， 且存在主导作用的差别。

五、研究结论和政策启示

（一）结论

本文围绕税收竞争增长效应构建演化博弈模型， 依托新经济地理学框架， 基于我国八大城市群的面板数据， 对城市群地方政府间税收竞争的机制、类型、程度等问题进行了实证检验。 研究发现：

城市群中城市总体税收、增值税和企业所得税与临近城市的相应税收呈现显著的正相关关系， 支持城市群地方政府间存在税收竞争的说法。 这一结论在三种不同空间权重矩阵下均稳健存在。

城市群地方政府间税收竞争类型存在差异， 即总体税收呈现出差异化竞争特征， 而增值税和企业所得税则呈现标杆竞争特征。 稳健性检验结果表明， 无论是采用纠正内生性的空间系统GMM估计还是改变空间权重形式， 城市群地方政府间税收竞争类型都存在一定差异。

不同空间权重矩阵下地方政府间税收竞争的双区制非对称反应模型的估计结果表明， “竞高”和“竞低”效应并存于城市群地方政府的增值税和企业所得税标杆竞争之中， 但增值税税收竞争策略是以“竞低”效应为主， 而企业所得税税收竞争策略则主要表现为“竞高”效应。

（二）启示

本文的研究结论对于如何在目前分税制框架下进一步优化我国地方政府税收实践具有一定的政策启示。

首先， 地方政府要科学运用税收裁量权， 最大化拓展税收竞争的空间。 本文研究显示， 税收竞争对于地区经济增长具有显著的推动作用， 但是考虑到部分政府出于实现政绩考核的目的， 可能为规避甚至违背税收法定原则而引发恶性税收竞争， 产生税负扭曲、税基受损以及扩大地区间经济发展差距等不良后果。 伴随着国家税收征管体制改革的不断深入， 在地方政府税收竞争实践中， 仍需进一步规范税收竞争体制和征管机制， 提高地方政府预算自求平衡的能力。

其次， 继续深化财税体制改革， 合理布局不同税种的税收竞争。 在“六稳”“六保”等政策导向下， 应优化临时性减税政策和长期减税政策组合， 进一步降低增值税的法定税率; 在对符合条件的制造业企业全面实施优惠税率的基础上， 适时降低企业所得税税负， 努力使地方政府税收竞争的收益和成本达到“竞高”抑或“竞低”的健康良性发展均衡点， 切实落实“营改增”改革的减税政策目标。 此外， 鉴于企业所得税竞争主要是以“竞高”效应为主， 地方政府还应着力压低企业实际综合负担特别是税外负担。

最后， 创新培育地方新的制度竞争机制。 当前， 我国面临经济下行压力和转型升级等新情况， 优惠政策优势大幅减弱， 国内外招商引资竞争激烈。 对此， 地方政府一方面要持续优化税收营商环境， 增强地方对资本、人才、技术的吸收能力; 另一方面也要注重城市群或经济圈之间的聯动发展， 弘扬企业家主体精神， 推进政府与企业等市场主体协同共治， 进一步推动国家治理体系和治理能力现代化。

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