税收负担、财政自给率与城市高质量发展

摘 要： 健全的财税体制是推动高质量发展的重要保障。为厘清税收负担、财政自给率与经济高质量发展的关系，有效贯彻长三角一体化国家战略，选取长三角41个城市2008—2019年面板数据，采用极值熵值法测算长三角城市高质量发展指数，运用Tobit模型实证检验税收负担和财政自给率对城市高质量发展的影响。研究发现：整体上看，长三角城市高质量发展呈阶段性波动趋势，且区域异质性明显，上海居于首位，浙江和江苏次之，安徽相对靠后。从子系统看，长三角城市高质量发展子系统指数中绿色gt;创新gt;开放gt;共享gt;协调。从实证结果看，税收负担和财政自给率都显著促进高质量发展，税收负担与财政自给率的交互项亦显著促进高质量发展。控制变量中，政府支出规模和经济发展水平对高质量发展的影响不确定，且未通过显著性检验，产业结构和能源消费结构与高质量发展具有负相关关系，城镇化水平与高质量发展具有正相关关系。

关 键 词： 长三角； 高质量发展； 税收负担； 财政自给率； 熵值法； Tobit模型

中图分类号： F832 文献标志码： A 文章编号： 1674-0823（2024）02-0179-13

高质量发展是我国经济新发展阶段最重要的要求，贯彻新发展理念和构建新发展格局是引领当前我国各地区发展的基本方向。2019年5月，中共中央政治局在审议《长江三角洲区域一体化发展规划纲要》时提出，长三角要抓住“一体化”“高质量”这两大主题推进发展。长三角经济在2021年上半年实现了24.5％的增长，长三角城市以创新、协调、绿色、开放、共享五大新发展理念为指导，推动高质量发展。科学的财税体制既是国家治理的基石，也是实现社会经济高质量发展的重要支撑，深化财税体制改革，不仅是高质量发展的内在要求，也是推动国家治理现代化的题中应有之义。厘清高质量发展的科学内涵及发展状况，识别税收负担、财政自给率对高质量发展的作用机理与影响效果，进一步完善财税体制，对助推高质量发展具有重要的现实意义。

一、文献综述

关于城市高质量发展的研究。在高质量发展内涵界定方面：MLACHILA等指出，发展中国家的经济发展指数是由经济内部的增长和社会的发展组成的［1］；赵剑波等认为，高质量发展是宏观经济增长、产业发展和企业发展有机结合的产物［2］。在综合评价方面：SOLOW利用单一的全要素生产率指数来衡量经济发展质量［3］；张侠等提出以新发展理念为基础构建综合评价体系［4］；魏敏等从动力机制转变、经济结构优化、开放稳定共享、生态环境和谐、人民生活幸福五大方面综合衡量增长质量［5］。在影响因素方面：高淑桂认为，人力资本是高质量发展的核心驱动力［6］；李光龙等认为，科技创新与财政支出共同促进高质量发展［7］；刘洁等研究发现，人口集聚对经济高质量发展的影响呈倒“U”型［8］。

关于税收负担与高质量发展的研究。对税收负担的研究主要集中在企业税收负担角度与宏观税收负担角度：企业层面，吴辉航等认为，降低企业税收负担有利于提高企业生产效率［9］。宏观层面，EMMANUEL等以非洲国家为研究对象，分析认为税收收入与国内生产总值呈正相关关系［10］；曹润林等通过实证分析发现，税收负担对经济高质量发展的影响呈倒“U”型［11］；储德银等通过构建门槛模型发现，地方政府税收努力不但伴随其自身程度的提高，对高质量发展具有显著的负效应，还伴随着政府竞争程度的加剧，对高质量发展表现出显著负效应［12］。

关于财政自给率与高质量发展的研究。王雍君认为，财政自给能力是在不依靠上级政府的情况下，本级政府为满足自身支出需要而获取财政收入的能力［13］。冯伟等通过实证分析指出，财政分权在促进经济高质量发展方面起着积极的作用［14］。郭健等通过Tobit模型研究发现，财政分权显著促进了高质量发展，并构建门槛模型，进一步发现了财政分权的“适度区间”［15］。刘建民等建立固定效应模型，发现我国目前的财政分权制度对经济高质量发展不利［16］。

本文试图研究税收负担、财政自给率与长三角经济高质量发展之间的关系，主要贡献体现在以下两点：第一，结合五大新发展理念，合理构建高质量发展指标体系，对长三角地区高质量发展的时空演变特征进行多角度探讨；第二，引入税收负担与财政自给率的交互项，探讨其对城市高质量发展的影响。

二、理论分析与研究假设

1. 税收负担对城市高质量发展的作用机理

理论上财税政策具有调节资源配置、调节经济运行的功能，地方政府为在“经济锦标赛”中名列前茅，通常采用财税手段争夺区域内资源，进而提高公共服务供给及地区发展水平［17］。拉弗曲线解释了税收负担与经济增长之间的关系，当税收负担小于某个值时，税收负担对经济增长有正向影响；高于该值时，税收负担与经济增长呈负向关系，说明适度增加税收负担并不一定对经济发展有害。当税收负担过低时，即地方政府实行多种税收优惠政策使企业实际税收负担降低时：一方面，此时地方政府将本级财政收入过度地让渡给纳税主体，这样既无法实现有效配置资源的目的，也造成了税收收入大量流失，给地方政府带来巨大财政压力，不利于高质量发展。另一方面，过多的税收优惠吸引大量投资集聚此地，容易造成部分产业集聚现象，进而导致产业结构失衡，甚至为宏观经济波动埋下巨大隐患。而税收负担过高，会直接打击纳税主体的生产积极性，甚至导致地方企业搬迁至低税收负担地区，地方政府一直在承担更多的开支和更少的收入来源之间徘徊，税源流失直接带来财政收入的减少，进而造成地方治理能力下降，最终不利于高质量发展。增加税收负担时：较发达地区经济基础较好，地方财政收入增加，会促使地方政府更加重视居民生活质量的提升，提高公共产品的供给水平，为辖区内高质量发展创造更好的经济社会环境；欠发达地区通过适度的税收优惠政策助力地方部分产业发展，有利于产业集聚和形成规模性经济，进而增加税收收入，使地方政府在加强基础设施建设方面更有资金支持，有利于地方高质量发展；此外，提高税收负担带来税收收入增加，有利于税收征管效率的提升，带动高质量发展。基于此，本文提出如下假设：

假设1 税收负担对城市高质量发展具有正向促进作用。

2. 财政自给率对城市高质量发展的作用机理

地方政府的权力分配及资源、要素的竞争都会影响财政自给率，具体表现为通过运用本地或竞争性的资源，对社会基础设施、公共产品服务等进行配置。支出权力很大程度上取决于收入能力，所以提高财政自给率对于促进城市高质量发展具有重要意义。一方面，财政自给率与财政资金相关，从而影响到各级政府在资源要素中的配置，财政收入越高地方政府支配权越大。在收集信息及了解当地经济社会发展状况、人民生活水平方面，地方政府明显比上级政府更了解这些基本情况，因此提高财政分权度有利于保障资源配置的效率，为高质量发展提供更适合的公共产品供给［18］。同时，地方政府可以对财政资金的运用进行监督和评估，并利用反馈信息对财政资金投入进行调整，有利于提高资源配置效率，从而促进高质量发展。另一方面，财政自给率的提高，也就是让地方政府拥有更多的财政自主权，从而能够更好地利用自己的信息和成本优势，提高财政资金使用效率，有利于提高地方政府有效配置资源的责任感，从而推动高质量发展。而财政自给率的降低，可能导致地方政府无力发展、负债累累，使地方政府承受巨大的财政压力，因此，地方政府往往会将现有的资金用于快速收益、短周期的项目，从而导致非生产性开支减少，造成环境保护、教育等非生产性公共产品的供应短缺。“GDP竞赛”的升职和考评制度，对资本和人才的形成和流动都是不利的，从长远来看，对经济的转型和高质量发展不利。基于此，本文提出如下假设：

假设2 财政自给率对城市高质量发展具有正向促进作用。

3. 税收负担与财政自给率交互对城市高质量发展的作用机理

财政分权为城市高质量发展提供了有效保障，税收是财政收入的主要来源，提高财政自给率与税收负担，进而通过优化财政支出规模提升公共产品配置效率，助力城市高质量发展。财政自给率增加、税收负担提高意味着地方政府有能满足本级政府支出需求的收入来源。一方面，地方政府利用信息优势，减少信息不对称的成本，灵活自主地配置财政资源，因地制宜地提高公共产品的供给效率。地方政府为了提升本地技术产出效率及技术创新能力，会倾向加大财政科技投入，为吸引科技人才、优化科技创新环境提供优质资源，进而促进创新成果产出，使城市创新高质量发展更进一步。地方政府财政收入增加，给予其发展本地经济更大的自主选择权，调动了其主动性与积极性，从而使区域发展呈现出更大的增长活力，促进高质量发展［19］。另一方面，地方政府在分配收入的过程中通过完善支出结构，改善资源错配和资源配置效率偏低的状况，实现帕累托改进，促进城市高质量发展。以往地方政府为应对“经济锦标赛”往往会选择牺牲环境换取经济增长，但随着“双碳”目标的提出，地方政府在分配资源时会将绿色因素考虑其中，目标也逐渐由“为增长而竞争”转变为“环境逐优竞争”，在提升能源利用效率的同时，降低了由地方政府投资决策带来的生产活动对环境的污染，有效减少了其负外部性效应，有效地推动地方绿色高质量发展。基于此，本文提出如下假设：

假设3 税收负担与财政自给率交互促进城市高质量发展。

三、长三角城市高质量发展水平评价体系构建

1. 内涵与指标

高质量发展是当前学术界热议的主题。广义的高质量发展综合评价各个方面，既要优化结构，又要提升效率；既要发扬长处，又要补齐短板［17］，主要体现在产业结构升级、能源消耗结构合理、居民生活水平提升、资源利用率提高等多方面。狭义的高质量发展主要指经济增长效率或速度，一般用全要素增长率这一单一指标反映。本文从创新、协调、绿色、开放、共享五个维度构建长三角城市高质量发展指标体系，共分为26个指标［20-23］，具体如表1所示。

2. 样本数据

选取长三角41个城市2008—2019年数据为研究样本，测量指标的原始数据来源于2009—2020年《中国城市统计年鉴》和各省、市统计年鉴、统计公报及科学技术公报。因部分指标值缺失，利用插值法补充计算。为节省篇幅，省略原始数据。

3. 评估方法

熵值法是一种基于各个指标观测数据变化的客观赋权法，并通过其计算指标权重。田时中等利用熵值法测度了综合评价指数［24］，证明该方法适用性广、可操作性强，故本文采用该方法进行综合测评。为更好地体现正、负指标，采用极值法对指标进行规范化处理，并利用线性拟合公式对长三角地区的高质量发展进行定量评估，步骤如下：

式中：Yi-jt为城市高质量发展指数；X′ij为指标标准化值；ωj为指标权重；i为长三角地区41个城市；j为评价指标；t为年份。综合指数越大，城市高质量发展水平越高；反之，城市高质量发展水平越低。

四、长三角城市高质量发展水平评价结果分析

运用SPSS 19.0得到指标值的极大值、极小值和均方差；利用熵值法算出26组指标权重组合，依据式（4）得到长三角地区高质量发展指数，结果如表2所示。

1. 整体时空演变特征

（1） 时序特征

将长三角41个城市高质量发展指数按年份求均值，绘制长三角高质量发展指数时序特征，如图1所示。

由图1可知：从时间序列上看，长三角城市高质量发展整体呈阶段性波动趋势。2008—2019年，长三角41个城市综合指数从0.1884上升到0.2361，总体增长了25.3185％。分阶段看：2008—2010年，高质量发展指数从0.1884上升至0.1953，年均涨幅为1.8311％，这一时期注重经济数量的增长，是高质量发展“量”的积累；2010—2014年，高质量发展指数出现波动，可能的原因是这一时期我国长三角城市转变了经济发展方式，因为2014年我国提出“经济新常态”，发展目标由GDP发展转向社会全面发展，且此时全球经济复苏乏力，长三角地区产业面临转型升级，经济发展从量变向质变转化；2014—2019年，长三角城市高质量发展指数稳步增长，从0.1774上升到0.2361，年均增长率为5.8936％，经济高质量发展成果初现。

（2） 截面特征

将长三角41个城市高质量发展指数按城市求均值，结合各指数方差绘制长三角城市高质量发展水平截面演变趋势及波动方差，如图2所示。

由图2可知：截面数据（均值）显示，长三角41个城市的高质量发展水平存在显著差异，其中极大值为上海（0.8554），极小值是淮北，极差为0.7904。将高质量发展指数按递减顺序划分为三个层次：综合指数大于0.3000的城市为第一层次；综合指数在0.2000～0.2999为第二层次；综合指数小于0.2000为第三层次。由此可以看出，长三角高质量发展指数高的城市，其区位条件、经济基础好，对外贸易和科技创新都具有很大的优势，而指数低的区域则没有明显优势。从“三省一市”的角度看，上海在第一高位，比第二位苏州高0.3656；浙江、江苏的城市主要集中在第二梯队；而安徽省除合肥市在第二梯队，其他城市分布在第三梯队。由此可见，长三角地区城市高质量发展差距明显。

为进一步考察长三角41个城市高质量发展水平的差异性，以41个城市高质量发展指数方差来反映高质量发展水平的波动情况。由图2可以看出，2008年以来，长三角41个城市高质量发展水平均有一定程度的波动，但波动幅度不尽一致。将高质量发展指数方差按递增顺序排列可知波动不明显城市有19个：六安、宿迁、安庆、池州、常州、宿州、阜阳、徐州、蚌埠、淮安、马鞍山、南通、黄山、淮北、亳州、镇江、连云港、淮南、铜陵，这些城市需转变发展方式，寻找新的经济增长点。波动明显的城市有12个：无锡、南京、丽水、台州、盐城、芜湖、湖州、衢州、舟山、滁州、绍兴、泰州，这些城市需进一步促进产业优化升级，为经济高质量发展注入新动力。波动较大城市有10个：苏州、金华、温州、上海、合肥、扬州、嘉兴、杭州、宣城、宁波，这些城市在经济发展的同时要注意推动协调发展，补齐短板，发挥产业优势，引领长三角区域高质量发展。

2. 分地区特征

将表1中长三角41个城市高质量发展指数按照省域及地区划分，可以得到各地区高质量发展指数均值及长三角城市均值，如图3所示。

由图3可知：考察期内，上海市高质量发展指数稳居第一；2008—2011年，浙江省和江苏省两省差距甚微，2012年以后，浙江省高质量发展指数高于江苏省，且差距逐渐拉大；安徽省高质量发展指数最低，且低于长三角城市高质量发展指数均值。整体来看，长三角省域及地区之间高质量发展差距较为明显，上海市处于明显领先地位，安徽省相对滞后。安徽省各城市面临着发展速度和质量提升的双重压力，要抓住长三角一体化发展的契机，提升核心竞争力，创造发展新高度。

3. 子系统时空演变特征

按照层次加总的原则处理极值熵法测算结果，即可得到各准则层指数，分别取时间序列和截面均值，对长三角41个城市高质量发展评价体系的创新、协调、绿色、开放、共享五大子系统进行比较分析。

（1） 时序特征

将长三角城市高质量发展子系统指数按照年份求均值，绘制长三角高质量发展子系统指数时序特征，如图4所示。

由图4可知：从时序上看，样本考察期内，长三角城市高质量发展子系统指数高低排序为绿色gt;创新gt;开放gt;共享gt;协调。其中，绿色发展水平涨幅最大，从2008年的0.0589增长到2019年的0.8647，虽然在2009—2011年及2013—2014年出现了阶段式小幅下降，但其他年份稳步上升，且2014年以后涨幅最为明显；2009—2014年出现波动可能是由于这一时期注重经济发展而相对忽视了环境治理，随着经济发展水平提高、环保意识增强，尤其是2015年中央政治局会议提出“绿色化”新概念，各地转变发展方式，注重绿色发展，绿色经济发展水平不断提升；创新发展、开放发展保持在较高水平，且总体上呈增长趋势；创新与扩大开放对推动高质量发展至关重要，要继续推动长三角创新发展及开放发展；共享发展水平与协调发展水平相对较低，部分年份小幅增长，但整体上略有下降，说明长三角城市要注重民生建设，将改善民生作为转型发展的出发点，提升城乡居民生活质量。

（2） 截面特征与分地区特征

将长三角城市高质量发展子系统指数按照城市求均值，绘制子系统截面特征趋势，如图5所示；从“三省一市”角度求子系统指数均值，绘制长三角城市高质量发展分地区特征趋势，如图6所示。

从截面上看，长三角41个城市高质量发展子系统指数差异明显。由图5可知：城市层面上，上海各子系统指数高于其他城市。除上海之外，创新系统指数苏州、杭州较高，淮北、亳州、宿州居于末尾；协调系统指数无锡、苏州相对较高，亳州、宿州、阜阳较低；绿色系统指数扬州、苏州位居第二、第三，铜陵、马鞍山、衢州、淮北、淮南处于末尾；开放系统指数苏州、宁波较高，六安、淮南、阜阳、宿州相对较低；共享系统指数温州、杭州较高，六安、宿州、阜阳、亳州居于最后。由图6可知：省级层面上，“三省一市”在考察期内子系统指数均值差距较大，上海在各子系统中稳居第一，创新系统、开放系统、绿色系统指标均值排序为上海gt;江苏gt;浙江gt;安徽，且上海明显高于江苏、浙江、安徽三省；协调系统指数和共享系统指数上，浙江高于江苏，安徽排名靠后，说明安徽面临较大压力。

五、实证分析

（一） 模型设定

1. 基准模型

利用极值熵法对高质量发展指标进行拟合，是在0～1之间的连续变量，数据具有显著的截断性特征，不满足线性假设的前提，因而用经典回归方法估算参数是不合适的。Tobit回归模型满足约束因素的要求，在确定长三角城市高质量发展指数作为被解释变量的基础上，本文采用Tobit模型。结合已有研究，为了厘清长三角41个城市税收负担、财政自给率与高质量发展的关系，验证假设1和假设2，设立模型如式（5）～（7）所示：

税收负担直接关系到地方政府税收收入，支出权力很大程度受收入能力影响，而财政自给率高，意味着地方政府拥有更大主动权将资源分配到更有利于地方发展的领域。为考察税收负担与财政自给率的交互项对城市高质量发展的影响，验证假设3，设立模型如式（8）所示：

式中：Yit为第i地区t时期的高质量发展指数；taxit与finit为核心解释变量，分别表示i地区t时期税收负担、财政自给率；Xit为系列控制变量，包括政府支出规模govit、经济发展水平PGDPit、产业结构indit、能源消费结构enerit、城镇化水平urbit；γ为常数项；α，β，λ，η为变量回归系数；εit，φit，it，μit为随机扰动项。

2. 稳健性检验模型

采用替换模型——广义矩估计法稳健性检验。广义矩估计（系统GMM）可以有效解决模型的内生性问题，将被解释变量的滞后一期Yi，t-1作为解释变量引入到上述模型中，使得模型具有动态解释力。其中，Yi，t-1为第i地区t-1时期的高质量发展指数。

（二） 变量含义及数据说明

1. 核心解释变量

（1） 税收负担（tax）。税收负担主要有宏观和微观层次，宏观层次的税收负担是指一个国家或者地域的税收负担水平，而微观层次的税收负担则是指企业或者个人的实际税收负担。由于本文从宏观税收负担与经济增长之间的关系出发，因而运用地方政府税收收入与GDP之比来度量我国税收负担。

（2） 财政自给率（fin）。财政自给率用地方财政收入和地方财政支出比率来度量，反映了地方政府的财政收入是否能够满足地方的需求。财政自给率越高，地方财政的“蓄水池”越大，自由财政越充足，对上级财政转移性支付的依赖程度越低。

2. 控制变量

（1） 政府支出规模（gov）［25］。用地方财政支出总额占GDP比重衡量政府支出规模。财政支出水平能够衡量政府干预程度，适当的政府干预有利于资源配置，主要通过提供公共产品推动城乡协调发展，提高居民生活水平，进而推动高质量发展水平的提高。

（2） 经济发展水平（PGDP）［12，25］。用人均GDP来衡量各城市经济发展水平。一般而言，经济发展水平越高，人均可支配收入越高，地方财政收入越高，公共服务、基础建设投入也越高，越有利于提高高质量发展水平。

（3） 产业结构（ind）［15，26］。用第二产业增加值占GDP比重来衡量城市产业结构。一般而言，合理的产业结构有利于促进高质量发展水平的提升。

（4） 能源消费结构（ener）［11］。用煤炭消费量占能源消费总量的比重来衡量。煤炭消费量与排出的污染物和废物有直接联系，煤炭消费越少，对环境的影响越小，越有利于保护环境和绿色发展，进而推动高质量发展。

（5） 城镇化水平（urb）［26-30］。选取城镇人口占总人口比重衡量城镇化水平。随着城镇化进程的加速，人民对于生活质量的要求越来越高，公共基础设施也越来越完善，进而提高城市高质量发展水平。

3. 数据说明

采用的2008—2019年长三角41个城市面板数据，来源于2009—2020年《中国城市统计年鉴》和各省、市统计年鉴、统计公报，少量缺失数据利用插值法补充计算。各变量含义及其描述性统计如表3所示。

（三） 实证结果分析

运用计量软件STATA 15.0处理样本，Tobit模型回归结果如表4所示。其中：模型1为税收负担对高质量发展的基准回归；模型2为财政自给率对高质量发展的基准回归；模型3将税收负担与财政自给率置于一个框架来检验对高质量发展的影响；模型4是在模型3的基础上引入税收负担与财政自给率的交互项，以检验二者的关联效应对高质量发展的影响。

1. 模型回归分析

由模型1可知，税收负担与城市高质量发展指数具有正相关关系。税收负担对城市高质量发展指数影响系数为1.835，且在5％水平上显著，表明考察期内税收负担增加有利于促进城市高质量发展水平的提升，验证了假设1。究其原因：一方面，税收负担增加意味着地方政府财政收入的提高，进而有更大的财政资金支配权，同时，对上级政府转移支付的依赖度降低，有利于激发地方政府自身管理效率与治理能力，进而推动城市高质量发展。另一方面，近些年我国实施了一系列“减税降费”政策，从拉弗曲线来看，当前宏观税收负担并未达到“一定点”，低税率有利于吸引投资、刺激经济，为城市高质量发展创造条件。

由模型2可知，财政自给率与高质量发展指数具有显著正相关关系，表明考察期内财政自给率的增加显著促进了城市高质量发展，验证了假设2。究其原因，财政自给率反映了地方政府收入占财政支出的比重，地方政府具有较大的“事权”，财政收入越少，地方政府在治理方面越没有主动权；而收入越高，地方政府就有更大的财政自主权，因而在财政资金使用方面拥有更大的分配权，可以将资金投入到效益回报高、对地区发展影响大的项目上，整体上快速推动地区的高质量发展。

由模型3可知，将税收负担与财政自给率纳入一个框架，二者对长三角城市高质量发展的影响系数不同：税收负担对高质量发展的影响不显著，而财政自给率对经济高质量发展的影响系数为0.274，且在1％水平上显著。

由模型4可知，税收负担与财政自给率的交互项对长三角城市高质量发展具有显著的促进作用，且在1％水平上显著。这表明，我国的税收负担和财政自给率二者交互项积极影响了城市高质量发展，验证了假设3。从实证结果看，税收负担对城市高质量发展的影响依赖于财政自给率，且随着财政自给率的提高，税收负担对高质量发展的负向影响效应逐渐减弱。究其原因，是税收负担过高使得地方纳税主体产生纳税压力，可能会选择移至税收负担低的地区纳税，不利于城市高质量发展；而随着财政自给率的提高，地方财政收入增加，意味着地方政府有更大财政自主权配置资源，提高公共服务质量，推动地区高质量发展，使税收负担对城市高质量发展的负向效应逐步减弱。财政自给率对高质量发展的影响也依赖于税收负担，且随着税收负担的提高，财政自给率对城市高质量发展的负向作用逐渐减轻，可能的原因是财政自给率过高，地方支出减少，进而地方政府在投资领域、公共产品供给方面会缩小范围，不利于城市高质量发展；而税收负担的提高使地方政府税收收入增加，在资源分配上有更大自主权，从而减弱了财政自给率对城市高质量发展的负向效应。

2. 控制变量分析

（1） 从政府支出规模来看。在模型1中财政支出占比与高质量发展具有显著正相关关系，且在1％水平上显著，可能的原因是政府支出越多，投入到地方公共基础设施建设、教育、医疗、社会保障及科技中的资金就越多，在弥补公共产品供给不足的同时，提升了居民生活质量，有利于高质量发展。在模型2～4中，财政支出占比与高质量发展具有负相关关系，且在模型3、4中未通过显著性检验。究其原因，地方财政支出越高，越有可能由于政府过度介入造成资源不合理分配，进而导致资源浪费，不利于城市高质量发展。

（2） 从经济发展水平来看。回归结果显示，模型1～3中人均GDP对城市高质量发展影响系数为负，表明人均GDP越高越不利于高质量发展，但系数未通过显著性检验。可能的原因是，随着经济发展，出现了规模报酬递减现象，不利于高质量发展。在模型4中引入交互项，人均GDP对高质量发展有正向影响，表明人均GDP有利于高质量发展水平的提高，但未通过显著性检验。究其原因是，经济发展水平越高，地区越有可能出现产业集聚效应，越有利于生产技术水平和专业化能力的提升，从而促进城市高质量发展。

（3） 从产业结构来看。第二产业产值占比对高质量发展的影响系数为负，且在1％或5%水平上显著，表明第二产业产值占比增加不利于城市高质量发展水平的提升。这是因为，长三角地区第二产业中重化工业占比较高，部分高污染产业仍是个别城市支柱性产业，导致长三角部分城市仍面临较严重的环境污染问题。

（4） 从能源消费结构来看。能源消费结构对城市高质量发展的影响系数为负，且都在1％水平上显著，表明煤炭消费占比越高，对城市高质量发展越不利。究其原因，一方面煤炭消费产生的废气废物越来越多，加剧了大气污染，不利于绿色发展，进而影响高质量发展水平；另一方面，随着地区经济实力的增强，长三角高耗能工业比较集中，煤炭消费增加，从而加重了环境污染，在带动长三角地区经济发展的同时，也阻碍了绿色发展，影响了城市高质量发展。

（5） 从城镇化水平来看。城镇水平对高质量发展水平的影响系数为正，且通过显著性检验，表明城镇化的推进带来了人口集聚，有利于地方政府的发展模式由投资导向转向人口导向、人才导向，一定程度上有利于城市高质量发展。究其原因，一方面，长三角地理优势吸引人口集聚在此，推动基础设施建设和经济发展，促进高质量发展；另一方面，随着经济发展及人口素质的提升，人们对居住与生态环境有了更高的要求，促使政府推动城市高质量发展。

（四） 稳健性检验

1. 替换模型

采用系统GMM进行参数估计，模型拟合结果如表5所示。根据AR（2）检验、Sargan检验可知，不存在二阶自相关问题。城市高质量发展水平存在明显的路径依赖性，上一期的高质量发展水平显著促进了本期的高质量发展水平提升，城市高质量发展具有良好的示范效应和递延效应，存在良性循环特征；税收负担和财政自给率与城市高质量发展为正相关关系，税收负担和财政自给率的交互项与高质量发展呈正相关关系，且都通过了显著性检验；控制变量系数方向与基准模型基本一致。由此说明，上述基准回归模型是稳健的，不存在伪回归问题。

2. 剔除部分控制变量

剔除政府支出规模和人均生产总值后进行稳健性检验，结果如表6所示。检验结果表明，核心解释变量和控制变量与基准回归分析结果基本吻合，并都通过了显著性检验。由此可以看出，本文实证分析是稳健的，不存在伪回归现象。

六、结论与建议

1. 研究结论

本文选取2008—2019年长三角41个城市面板数据为研究样本，借鉴相关学者的研究成果，从五大发展理念出发，运用极值熵法测算长三角城市高质量发展指数，采用Tobit模型实证检验了税收负担和财政自给率对城市高质量发展的影响，得出以下结论：

（1） 从整体看，考察期内长三角城市高质量发展整体呈阶段性波动趋势；高质量发展水平存在地区差异，上海市高质量发展指数稳居第一，浙江省和江苏省次之，安徽省高质量发展指数最低。

（2） 从子系统特征看，样本考察期内，长三角城市高质量发展子系统指数高低次序为绿色gt;创新gt;开放gt;共享gt;协调；从截面看，长三角41个城市高质量发展子系统指数差异明显，上海各子系统指数高于其他城市。

（3） 从实证结果看，税收负担显著促进城市高质量发展水平的提升，财政自给率增加有利于城市高质量发展水平的提升；控制变量中，政府支出规模和经济发展水平对高质量发展的影响不确定，且未通过显著性检验，产业结构和能源消费结构与高质量发展具有负相关关系，且通过了显著性检验，城镇化水平显著促进高质量发展。

（4） 加入交互项的实证结果表明，税收负担与财政自给率的交互项对长三角城市高质量发展具有显著的促进作用，说明税收负担与财政自给率与城市高质量发展具有关联作用，二者的良好互动促进了城市高质量发展。

2. 政策建议

（1） 协同推进绿色技术创新。绿色发展指数居于首位，说明有效贯彻了“绿水青山就是金山银山”理念。长三角各城市需进一步对传统技术进行绿色化创新改造，把绿色生态效益纳入技术创新的目标体系中，使低碳环保技术贯穿整个产业链，积极推动三大产业绿色化、低碳化；通过一些先行先试的税收优惠政策激发长三角中心城市绿色技术创新动力，促进产业绿色化转型；此外，构建产业创新大平台，促进科技成果的转化，进而带动长三角整体创新能力提升，助力长三角高质量发展。

（2） 培育地方税税源。为应对近些年全球经济下行压力及受新冠疫情影响，中央政府采取了一系列减税降费政策刺激经济。“营改增”后，地方政府因缺失主体税种而面临财政压力。地方政府的资源分配效率与财权密不可分，因此地方政府应抓好税源建设，培育财源增长点，带动城市高质量发展。为增加地方税收收入，中央政府可考虑以长三角城市为试点，根据各城市或地区具体情况适时扩大资源税和环境保护税的征收范围，在以经济手段控制环境污染和资源利用的同时，赋予地方财政可持续发展力；长三角各地方政府在落实政策的基础上，还应提高税收征管效率，为改善税源质量提供保障。

（3） 优化财政支出结构。在减税降费的大背景下，长三角城市应优化财政支出结构，提升财政资金使用效率，促进城市高质量发展。一方面应完善财政预算绩效管理制度，加强财政控制，合理设计地方政府财政预算，并严格按预算安排支出，保证支出的科学性、合理性，规范财政行为。另一方面，可以依据长三角各城市优势产业、城市区位优势及地方政府财政状况，合理分配财政支出。上海、南京、杭州等中心城市应增加研发创新支出以培养城市新的增长极，其他城市应以中心城市为榜样，加强地方公共基础设施建设，同时增加城市间互联互通，改善城市宜居性，促进城市高质量发展。

参考文献：

［1］MLACHILA M，REN T，TAPSOBA S J A.A quality of growth index for developing countries：a proposal ［J］.Social Indicators Research，2017，134（2）：112-117.

［2］赵剑波，史丹，邓洲.高质量发展的内涵研究 ［J］.经济与管理研究，2019，40（11）：15-31.

［3］SOLOW R M.A contribution to the theory of economic growth ［J］.Quarterly Journal of Economics，1956，70（1）：65-94.

［4］张侠，高文武.经济高质量发展的测评与差异性分析 ［J］.经济问题探索，2020（4）：1-12.

［5］魏敏，李书昊.新常态下中国经济增长质量的评价体系构建与测度 ［J］.经济学家，2018（4）：19-26.

［6］高淑桂.实现高质量发展的核心驱动因素研究 ［J］.宏观经济管理，2018（9）：63-68.

［7］李光龙，范贤贤.财政支出、科技创新与经济高质量发展——基于长江经济带108个城市的实证检验 ［J］.上海经济研究，2019（10）：46-60.

［8］刘洁，张新乐，陈海波.长三角地区人口集聚对经济高质量发展的影响 ［J］.华东经济管理，2022，36（2）：12-20.

［9］吴辉航，刘小兵，季永宝.减税能否提高企业生产效率？——基于西部大开发准自然实验的研究 ［J］.财经研究，2017，43（4）：55-67.

［10］EMMANUEL E E，BABATUNDE O A，ODU O O，et al.Behavioural and socio-demographic predictors of cardiovascular risk among adolescents in Nigeria ［J］.Journal of Health Science，2017，7（2）：25-32.

［11］曹润林，陈海林.税收负担、税制结构对经济高质量发展的影响 ［J］.税务研究，2021（1）：126-133.

［12］储德银，费冒盛，黄暄.地方政府竞争、税收努力与经济高质量发展 ［J］.财政研究，2020（8）：55-69.

［13］王雍君.地方政府财政自给能力的比较分析 ［J］.中央财经大学学报，2000（5）：21-25.

［14］冯伟，苏娅.财政分权、政府竞争和中国经济增长质量：基于政治经济学的分析框架 ［J］.宏观质量研究，2019，7（4）：33-47.

［15］郭健，张明媛，于倩，等.财政分权与高质量发展——兼论分权的“适度区间” ［J］.财政研究，2021（11）：86-101.

［16］刘建民，薛妍.财政分权与经济高质量发展——基于环境规制的“U型”调节效应 ［J］.河北大学学报（哲学社会科学版），2021，46（1）：58-67.

［17］王玉，张占斌.数字金融、高质量发展与区域系统性金融风险 ［J］.长白学刊，2024（1）：93-106.

［18］黄丙志，寿亦如.长三角区域税收竞争影响市场一体化的理论与实证分析 ［J］.上海经济研究，2021（8）：92-101.

［19］姚士谋，徐丽婷，郑涛，等.中国城市群快速成长的机理与新理念——以长三角城市群为例 ［J］.人文地理，2020，35（1）：11-18.

［20］孙才志，童艳丽，刘文新.中国绿色化发展水平测度及动态演化规律 ［J］.经济地理，2017，37（2）：15-22.

［21］吕炜，邵娇.转移支付、税制结构与经济高质量发展——基于277个地级市数据的实证分析 ［J］.经济学家，2020（11）：5-18.

［22］袁峰，许凌珠，邵祥理.对外开放、科技创新与经济高质量发展耦合协调研究 ［J］.沈阳工业大学学报（社会科学版），2022，15（2）：167-178.

［23］田时中，张安楠，金自然.基于五大理念的长三角城市高质量发展评价实证研究 ［J］.重庆工商大学学报（社会科学版），2021（3）：3-16.

［24］田时中，丁雨洁.长三角城市群绿色化测量及影响因素分析——基于26城市面板数据熵值——Tobit模型实证 ［J］.经济地理，2019，39（9）：94-103.

［25］刘新智，张鹏飞，史晓宇.产业集聚、技术创新与经济高质量发展——基于我国五大城市群的实证研究 ［J］.改革，2022（4）：68-87.

［26］李刚，余郁波.长三角城市群科技创新要素的空间配置及影响因素 ［J］.沈阳工业大学学报（社会科学版），2021，14（4）：328-336.

［27］李恺，上官绪明.税收竞争、环境治理与经济高质量发展——基于空间Durbin模型的实证分析 ［J］.当代经济科学，2021，43（3）：118-128.

［28］杨志安，邱国庆.财政分权与中国经济高质量发展关系——基于地区发展与民生指数视角 ［J］.财政研究，2019（8）：27-36.

［29］鞠铭，宫映华，张双鹏.促进长三角一体化高质量发展的税收政策研究 ［J］.税务研究，2021（3）：26-31.

［30］谢国根，张凌，赵春艳.财政分权、地方政府竞争与经济高质量发展 ［J］.统计与决策，2021，37（5）：124-128.

Tax burden， fiscal self-sufficiency rate and high-quality urban development

TIAN Shizhong， WANG Liu

（School of Economics， Anhui University， Hefei， Anhui" 230601， China）

Abstract： A sound fiscal and tax system is an important guarantee for promoting high-quality development. In order to clarify the relationship between tax burden， fiscal self-sufficiency rate and high-quality economic development， and effectively implement the national strategy of integration of the Yangtze River Delta， the panel data of 41 cities in the Yangtze River Delta from 2008 to 2019 are selected to calculate the high-quality development index of the cities in the Yangtze River Delta using the extremum entropy method， and the Tobit model is used to empirically test the impact of tax burden and fiscal self-sufficiency rate on high-quality urban development. The study has found that： on the whole， the trend of high-quality development of the cities in the Yangtze River Delta fluctuates periodically， and regional heterogeneity is obvious. Shanghai ranks first， Zhejiang and Jiangsu rank second， and Anhui ranks the last. From the perspective of subsystems， the order of index of high-quality development subsystem of the cities in the Yangtze River Delta is： greennessgt;innovationgt;opennessgt;sharinggt;coordination. From the empirical results， both the tax burden and fiscal self-sufficiency rate significantly promote the high-quality development， and the interaction between tax burden and fiscal self-sufficiency rate significantly promote the high-quality development， too. Among the control variables， the impact of scale of government expenditure and the level of economic development on high-quality development is uncertain， and has not passed the significance test. The industrial structure and energy consumption structure have a negative correlation with high-quality development， while the level of urbanization has a positive correlation with high-quality development.

Key words： Yangtze River Delta; high quality development; tax burden; fiscial self-sufficiency rate; entropy method; Tobit model

（责任编辑：张 璐）

收稿日期： 2022-04-30

基金项目： 安徽省社会科学规划基金项目（AHSKF2021D36）。

作者简介： 田时中（1984—），男，安徽岳西人，副教授，博士，博士生导师，主要从事公共服务、财税政策与绩效评价等方面的研究。