姜 昊

(內蒙古財經學院 財政稅務學院，內蒙古 呼和浩特 010051)

1994年內蒙古東、中、西部地區(qū)宏觀稅負之比為6.7:8.0:9.9，1999年為13.4:14.6:14.8。若以東部地區(qū)稅負為1，1994年內蒙古東中西部稅負的相對比是1:1.2:1.5，西部地區(qū)稅負最重，是中部的1.25倍，是東部的1.5倍。而到了2003年，內蒙古3大區(qū)域稅負的相對比是4.4:4.5:7.1，西部地區(qū)稅負最重，分別為東部、中部的1.61倍和1.58倍。同時東中西部的經濟增長速度存在著更大的差異，1994年內蒙古東中西部的GDP實際增長率之比為6.7:6.3:2.4，1999 年為 12.2:12.6:5.2，2003 年為19.4:27.8:8.5，到了2008年這一比值更加懸殊為58.7:110.1:28.7，而2008年內蒙古東、中、西部地區(qū)宏觀稅負之比為5.1:5.9:6.3，經濟增長差距逐年擴大，但是稅負卻逐年接近。要明確內蒙古稅負與區(qū)域經濟增長的關系，調整稅負使其與區(qū)域經濟發(fā)展相協調，是當前稅收政策的重點。

一、文獻簡要回顧

(一)國外文獻簡要回顧

Marsden(1983)選取21個不同類型的國家，采用實證分析的方法，考證了宏觀稅負與經濟增長的關系，得出了如下結論:在10.3% －30.9%的區(qū)域里，稅負與GDP增長成負相關關系，稅負每增加1%，GDP增長速度下降0.36%，并指出低稅負國家的經濟增長率比高稅負國家大。Koester＆Komendi(1989)以63個國家1970－1979年的數據，檢驗了平均和邊際稅率對經濟活動水平和增長率的影響，發(fā)現在考慮到人均收入與經濟增長的相關性后，稅負對經濟增長的顯著負效應就消失了，但在考慮平均稅率時，提高邊際稅率對經濟發(fā)展水平具有負影響。Rebelo(1991)在兩部門內生模型中發(fā)現，提高所得稅率會降低經濟的長期增長率。Sculley(1991)分析了103個國家1960－1980年總稅收與經濟增長的關系，結論是:平均來說，稅收占GDP比重不超過19.3%的國家，經濟增長率可達到最大化，在宏觀稅負大于45%時，經濟增長率傾向于0，然后是負增長。Plosser(1992)比較了24個OECD國家1960－1989年人均真實GDP增長率和利潤征收的稅收占GDP的比例，計算二者的相關系數是－0.52，即提高平均稅率0.05個百分點會使經濟增長率降低0.4個百分點。Sculley(1996)利用新西蘭1927－1994年的數據，研究發(fā)現新西蘭戰(zhàn)后長期平均宏觀稅負28%比最優(yōu)稅率20%高出8個百分點，使經濟增長率減少了2個百分點，即平均宏觀稅負每下降1個百分點，可使平均經濟增長率上升0.25個百分點。Karras(1999)根據11個 OECD國家1960－1992年數據，發(fā)現永久性地提高宏觀稅負1%最初是使人均真實GDP下降0.6% －0.7%，在以后3－4年內繼續(xù)低于其趨勢值。

(二)國內文獻簡要回顧

中國關于區(qū)域稅負的經驗研究，主要是從稅收負擔的角度展開，研究不同地區(qū)間稅收負擔水平的差異。馬拴友(2001)根據我國1979－1999年統(tǒng)計資料進行稅收與經濟增長關系的回歸分析，得出稅收收入每增加1000元，GDP大約減少2300元，宏觀稅負總水平過高會對經濟增長有較大的阻抑作用。張倫俊、陸建華(2001)研究認為，從平均意義上說，西部經濟每增長1%，承受的稅收負擔為0.73%;東、中部經濟每增長1%，承受的稅收負擔分別為0.40%和0.43%。這種研究結論表明，西部經濟所承受的稅收負擔率分別是東、中部的1.83倍和1.70倍，區(qū)域差異明顯。此外，他們的研究還表明，兩類指標的變動趨勢還體現出“高稅負低增長，低稅負高增長”的態(tài)勢，其研究得出的結論是，稅負高低對經濟發(fā)展有一定的影響。劉軍(2001)等利用面板模型分析了不同地區(qū)稅收負擔對經濟影響的個體差異，認為稅收影響的地區(qū)差異明顯，東部地區(qū)的平均稅負對經濟增長有促進作用，而中西部地區(qū)具有抑制作用。張旭強(2001)利用1985－1998年的數據對實際宏觀稅負與GDP增長進行了回歸，得到實際宏觀稅負提高1%，GDP增長將下降約0.31%的結論，驗證了他在文中提到的我國宏觀稅負下降既是經濟增長的原因也是經濟增長的結果的命題。張陽、雷良海(2002)通過設置評價地區(qū)稅負程度的指標“地區(qū)稅收負擔率”對不同地區(qū)的稅負水平進行了實證分析，認為區(qū)域經濟增長與宏觀稅負水平呈現出不均衡性:經濟增長東高西低，宏觀稅負西高東低，且這種不均衡性在1994年分稅制改革后表現得更加突出。

國外有關宏觀稅負的經驗研究多選取整個國家數據，稅收對經濟增長影響的區(qū)域差別研究，多選取不同國家的數據作為研究對象，且多與最優(yōu)稅收理論結合。某些國外內生經濟增長理論的經驗研究認為，永久提高稅率、宏觀稅負，會永久降低經濟增長率。

國內有關宏觀稅負的經驗研究普遍認為:高稅負低增長、低稅負高增長，東部發(fā)達地區(qū)稅負對經濟發(fā)展有促進作用，而中西部欠發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)稅負對經濟發(fā)展有抑制作用。而以往的實證研究多選取全國宏觀數據，區(qū)域劃分也多限定在全國31個省、直轄市、自治區(qū)劃分的東中西部，研究省級行政區(qū)域內部縣市級區(qū)域稅收與經濟增長關系的較少。本文將使用內蒙古盟市級數據，建立面板模型，分析內蒙古稅負對經濟增長的影響和內蒙古東中西部的稅負對經濟增長作用的差異，對以往研究的結論進行檢驗。

二、實證檢驗

本文實證檢驗分為兩部分:首先，檢驗各盟市的宏觀稅負與經濟增長之間的關系;其次，對內蒙古東、中、西部地區(qū)宏觀稅負對經濟增長影響的差異進行比較。

(一)計量模型與數據來源

Barro(1990)以對公共用品的標準分析方法作為開始，認為政府為企業(yè)生產提供的公共服務彌補了市場失靈，具有很強的外部性;當政府為企業(yè)生產提供足夠的公共服務，經濟便會產生持續(xù)的內生增長，他首次在內生經濟增長模型中引入政府公共開支，從而討論了最優(yōu)稅收理論。在Barro(1990)內生經濟增長模型的基礎上，結合其他影響因素，將相關分析的回歸模型設為:Yit=αi+βiTit+γiMit+εit。

本文的數據采用各盟市的面板數據。其中，αi、βi、γi是系數矩陣，εit是擾動項。Yit代表經濟增長率，為真實GDP增長率，計算時用各盟市上一年為100的GDP指數進行計算。

Tit代表各盟市的宏觀稅負，因各盟市的制度外收入無法獲取，采用中口徑的宏觀稅負，即各盟市的一般預算收入與各盟市GDP的比值。Mit表示控制變量，選取的各盟市的固定資產投資增長率(Pg)、總消費增長率(Pc)、勞動力供給增長率(Por)、產業(yè)結構優(yōu)化系數(Pur)、經濟周期(Per)。其中固定資產投資使用全社會固定資產投資，總消費使用的是社會消費品零售總額，勞動力供給使用三次產業(yè)從業(yè)人員總數，產業(yè)結構優(yōu)化系數使用第二產業(yè)增加值在三次產業(yè)總增加值中的比重，經濟周期以各盟市居民消費價格指數替代，由于1999年數據是在崗職工而不是三次產業(yè)從業(yè)人員綜合，所以2000年勞動力增長率缺失。

本文的內蒙古各盟市數據主要來源于1999－2010年各年的《內蒙古統(tǒng)計年鑒》。為了分析內蒙古東、中、西部地區(qū)及各盟市的地區(qū)差異，本文將在對盟市間和不同區(qū)域的宏觀稅負統(tǒng)計描述的基礎上，采用將時間序列數據和橫截面數據相結合的面板數據模型(Panel Data Model)，探討地方及不同區(qū)域的宏觀稅負對經濟增長的影響。

(二)內蒙古整體宏觀稅負與經濟增長關系檢驗

研究稅負增長率與GDP增長率的相互關系，本文必須首先將兩者均轉化為真實值，再作比較，使其更具有可比性?？刂谱兞恐校潭ㄙY產投資增長率(Pg)、總消費增長率(Pc)也要通過平減指數換算為真實增長率。本文以2000=100為基準計算GDP平減指數，采用如下公式進行換算:

其中，GDPi代表第i年的名義GDP值，GDPiindex代表第i年GDP指數，GDP2000代表2000年GDP名義值，GDP2000index代表2000年GDP指數(2000=100)。各盟市各年度的平減指數見表1。

表1 各盟市各年度的平減指數

1.單位根檢驗

本文選取的是面板數據，在回歸之前先針對各變量進行平穩(wěn)性檢驗，依據Levin－Lin－Chu方法進行面板數據平穩(wěn)性檢驗，檢驗結果見表2。從表中可以發(fā)現經過Levin－Lin－Chu單位根檢驗，所有變量都平穩(wěn)，可以對它們進行直接回歸分析。

表2 面板數據LLC－T單位根檢驗結果

2.隨機效應檢驗和固定效應檢驗

首先分析內蒙古在多種控制變量下2000－2009年宏觀稅負與經濟增長的關系。表3給出了隨機效應和固定效應兩種回歸的結果，本文選擇加權固定效應模型做回歸，這一選擇基于兩方面考慮。Prob＜0.05推翻原假設，應該建立Period fixed固定效應模型。F=1.724215，F(11，90)介于 F(10，80)，F(10，100)、F(12，80)、F(12，100)之間即在 1.85 －1.05之間，即F＜F(11，90)，保留原假設，建立混合(隨機效應)模型。Prob＞0.05保留原假設，應該建立Cross－section隨機效應模型(見表4)。

表3 Period fixed固定效應檢驗結果

表4 Cross－section隨機效應檢驗結果

表5 隨機效應混合回歸模型檢驗結果

接下來用F統(tǒng)計量檢驗是應該建立混合回歸模型，還是個體固定效應回歸模型。

H0:αi=α。模型中不同個體的截距相同(真實模型為混合回歸模型)。

H1:模型中不同個體的截距項αi不同(真實模型為個體固定效應回歸模型)。

F統(tǒng)計量定義為:F=

其中SSEr表示約束模型，即混合估計模型的殘差平方和，SSEu表示非約束模型，即個體固定效應回歸模型的殘差平方和。非約束模型比約束模型多了N－1個被估參數。所以本例中:F=F＜F0.05(6，101)。所以約束條件成立，建立混合回歸模型更合理(見表5)。

首先，Hausman檢驗拒絕了隨機效應模型。由檢驗輸出結果的上半部分可以看出，Hausman統(tǒng)計量的值是11.880188，相對應的概率是0.0647，即拒絕原假設，應該建立個體固定效應模型。Prob＞0.05保留原假設，檢驗結果的下半部分是Hausman檢驗中間結果比較。個體固定效應模型對參數T的估計值為17.713843，隨機效應模型對參數的估計值為33.008751。兩個參數的估計量的分布方差的差為32.325904。

其次，各盟市自身不可觀測的因素對經濟增長的影響可能不同。就內蒙古區(qū)域發(fā)展的現實來說，地區(qū)稟賦對經濟增長確實存在一定的影響，因此本文按“截面加權數”，即以橫截面模型殘差的方差為權數，采用加權OLS法，即加權固定效應模型。表6中的加權固定效應模型結果顯示，調整后的擬合優(yōu)度達到了86%，方程整體性顯著，說明選擇的指標有效性較高。

表6 估計方法與結果的R2、2

表6 估計方法與結果的R2、2

Cross－sections Period weights R^2 Ad R^2 R^2排名1 none none no weights －0.923071 －1.017339 15 2 none none Cross－sections waights 0.10883 0.065145 10 3 none none period weights 0.01249 －0.035917 14 4 none none period SUR 0.397627 0.368099 7 5 none fixed no weights 0.455758 0.373829 5 6 none fixed period weights 0.467846 0.387737 4 7 none fixed period SUR 0.863166 0.842567 1 8 none random 0.088321 0.034161 12 9 fixed none no weights 0.264666 0.12577 8 10 fixed none Cross－sections waights 0.254025 0.113119 9 11 fixed fixed no weights 0.669072 0.56818 2 12 fixed random 0.399866 0.286507 6 13 random none 0.103239 0.049966 11 14 random fixed 0.50551 0.431071 3 15 random random 0.077253 0.022436 13

由于殘差具有截面異方差性和同步相關性，所以選取SUR。最后的估計方法為:Cross－sections:none;Period:fixed;weights:period SUR。結果如表7。

表7 宏觀稅負與經濟增長關系

回歸結果:

其中虛擬變量 D1，D2，…，D9的定義是:

3.回歸結果分析

(1)內蒙古地方的中口徑宏觀稅負Tit的系數在1%的水平下顯著為正。1994年以來，內蒙古各盟市的小口徑宏觀稅負平均值在12%左右，說明盟市級的小口徑宏觀稅負水平并不高，能夠促進經濟增長。盡管從財政支出比重的角度分析，對內蒙古西部轉移支付的加大，地方稅收不是財政實際支出的全部來源，但財政收入規(guī)模配置的變化還是非常顯著的。

(2)其他控制變量的分析。固定資產投資增長率(Pg)在53%的水平下不顯著為負，說明各盟市經濟增長受這個指標的拉動作用不顯著。雖然內蒙古當前經濟增長在很大程度上依賴于投資拉動，其中政府投資占全部投資的比重較大，但是各盟市固定資產投資差異很大，如2009年包頭的這一指標達到了1475.2億元，而興安盟同期只有180.6億。各盟市間的差異可能是造成這一指標顯著為負的主要原因之一。

(3)總消費增長率(Pc)在36%的水平下不顯著為正，說明盟市經濟受消費拉動影響嚴重。勞動力供給增長率(Por)的系數在1%的水平下顯著為負，并不表明地方經濟的發(fā)展在很大程度上不依靠勞動力增長的拉動，東、中、西部分別回歸的模型中，勞動力增長的系數均為正。勞動力分布不均、增長速度差異過大可能是造成此系數為負的原因。例如:2009年赤峰的勞動力供給為232.33萬人，同時錫林郭勒盟的勞動力供給只有48萬人。勞動力特別是人才的流失對內蒙古經濟增長影響嚴重。

(4)產業(yè)結構優(yōu)化的系數(Pur)在31%的水平下不顯著為正，這一指標是用各盟市第二產業(yè)增加值與三次產業(yè)增加值之和的比例表示，產業(yè)結構變動這一指標是從更大范圍內描述產業(yè)結構對經濟的影響，說明第二產業(yè)和第一、三產業(yè)間的比例正在逐步優(yōu)化，對經濟增長已產生了正向作用。

(5)經濟周期(Per)的系數在1%的水平下顯著為正，經濟周期對經濟增長的促進作用主要體現為近些年來經濟運行較平穩(wěn)，國家宏觀調控措施為經濟發(fā)展提供了較穩(wěn)定的外部環(huán)境。

(三)內蒙古東中西部宏觀稅負與經濟增長關系檢驗

本文考察內蒙古宏觀稅負與經濟增長關系的地區(qū)間差異。實際上，無論是從發(fā)展階段、居民流動性、還是從地方政府財政行為方式看，內蒙古東部地區(qū)與中西部地區(qū)都呈現出十分巨大的差異，而這些差異都會影響經濟增長。因此，本文有理由假設，內蒙古宏觀稅負對經濟增長的影響存在著地區(qū)差異。內蒙古東、中、西部地區(qū)的面板數據截面固定Period固定效應下的回歸結果見表8。

表8的相關分析結果顯示，面板數據截面固定Period固定效應模型中的東、中、西部的回歸效果較好，調整后的擬合優(yōu)度分別達到了71.38%、81.21%和80.20%，各項指標有效性較高。從地區(qū)經濟發(fā)展水平上看，以工業(yè)化率，即工業(yè)增加值占全部生產總值的比重為指標2009年東、中部地區(qū)整體上已步入工業(yè)化中期，經濟發(fā)展水平較高;西部地區(qū)已經步入工業(yè)化國家的水平。因此，不同的經濟發(fā)展水平導致了東部地區(qū)與中西部地區(qū)各項指標的差異。

東、中、西部宏觀稅負采用的是中口徑的宏觀稅負進行估計，2000年以來，西部地區(qū)的宏觀稅負水平最高平均為5.49%，東部其次平均為2.39%，中部最低平均只有2.25%，從稅負增長率的系數來看，西部不顯著為負，東部不顯著為正，中部顯著為正，說明宏觀稅負的高低存在一定的最優(yōu)區(qū)間，與經濟增長也存在一個適合度的問題，并非越低越好，稅負過低也不利于經濟增長。需要注意的是，各盟市實際的宏觀稅負水平(大口徑宏觀稅負)高于這一水平，對經濟增長的負作用可能遠大于此，因此，在新一輪稅制改革中應適時進行結構性減稅。

表8 東、中、西部面板數據截面固定Period固定效應模型實證結果

東、中、西部地區(qū)的固定資產投資增長率系數，在1%的水平下東部顯著為正，中部、西部為負，說明內蒙古經濟增長受此指標的拉動作用不顯著。東、中、西部消費增長率系數，東部顯著為正，中西部顯著為負，說明消費對東部經濟的拉動作用最明顯，而中西部人口消費拉動作用較弱，可能與中西部資源型工業(yè)拉動經濟的模式有一定關系。

東、西部地區(qū)的勞動力供給增長率的系數在1%的水平下顯著為正，中部不顯著為正。2000年以來勞動力供給的增長率，東部為2.76%，中部為8.37%，西部為5.29%。中部居三地區(qū)之首，主要原因之一是中部地區(qū)人口密集，區(qū)內高等學校集中，學生為代表的流動勞動力增加，使得勞動力對當地經濟增長貢獻較大。而內蒙古東、西部地區(qū)的居民平均收入與勞動力平均技能水平明顯低于中西部地區(qū)，相應地，中部地區(qū)的勞動力具有更大的流動性;為了吸引所需要的高素質勞動力，東西部地區(qū)地方政府應改善社會公共產品的供給，如教育、衛(wèi)生等。內蒙古西部投資環(huán)境的改善吸引了更多的外來資本和勞動力，從而形成良性循環(huán)，更快地促進了當地的經濟增長。但是勞動力增長拉動內蒙古經濟增長的效果不明顯，這一點從全內蒙古面板數據分析中可見，此變量系數為負。說明人口對經濟的拉動作用與產業(yè)結構還是有一定關系的，因此要轉變經濟發(fā)展方式，首先要實行積極的人才引進政策，并為人才的發(fā)展創(chuàng)造良好的平臺。中東部的平均經濟增長率基本持平，但中部平均的勞動力供給增長率高出東部2倍以上，說明西部勞動力供給增長率與經濟增長并不協調。

東、中部的產業(yè)結構優(yōu)化、產業(yè)結構變動及經濟周期的系數均為正，而西部地區(qū)的產業(yè)結構優(yōu)化指標系數為正，經濟周期的系數不顯著為負，說明內蒙古東、中、西部地區(qū)的產業(yè)結構調整促進經濟增長，而西部的局部地區(qū)的高物價高生活成本對經濟增長造成一定的影響?？傮w來看，內蒙古宏觀稅負的經濟增長效應存在顯著的跨區(qū)差異，從大部分指標分析，東部優(yōu)于中、西部，其次是中部，最后是西部。

三、結論及政策建議

雖然近年的內蒙古東中西部地區(qū)稅負比例逐年接近，但經濟增長速度差異卻很大。不同的經濟發(fā)展水平導致了東部地區(qū)與中西部地區(qū)各項指標的巨大差異，內蒙古稅負對經濟增長效應存在顯著的跨區(qū)差異。由此可推測由于地區(qū)經濟總量、結構等差異，內蒙古東中西部有不同的最優(yōu)稅收水平。按照Arthur.B.Laffer(1974)提出的最優(yōu)稅收理論框架，內蒙古整體稅負未超過最優(yōu)稅負水平，稅負的增加對經濟增長有促進作用。但是，內蒙古東、中、西部稅負對經濟發(fā)展的作用是有差異的。

(一)制定適合區(qū)域發(fā)展的稅收政策

1994年內蒙古西部稅負大于中、東部，而經濟增長速度卻大大低于東中部地區(qū)，隨著經濟發(fā)展，稅負逐年增加，到2008年東中西部稅負比例為1994年以來最接近。1994年開始，內蒙古東部地區(qū)的稅負水平在最優(yōu)稅負水平以下，并接近最優(yōu)水平，促進了經濟的高速增長，而內蒙古西部地區(qū)1994年以來的稅負已經超過了最優(yōu)稅負水平，隨著地方增加財政收入的需要，稅負并沒有減輕，反而呈緩慢加重的趨勢，偏離了該區(qū)域的最優(yōu)稅收水平，抑制了經濟增長的速度。中部地區(qū)是在東部之后經濟崛起的，由于天然稟賦的優(yōu)勢，經濟增長速度最快，但是稅收沒有發(fā)揮相應的調節(jié)作用，稅收調節(jié)區(qū)域間均衡發(fā)展的措施沒有到位。在稅法名義稅率固定的前提下，建議應通過減少稅收優(yōu)惠政策來加大內蒙古中部地區(qū)的實際稅負，增加內蒙古東、西部地區(qū)的稅收優(yōu)惠扶持力度，以減少東西部地區(qū)的實際稅負，通過自治區(qū)內轉移支付減少地區(qū)財政收入的不平衡。

(二)改變政府績效評價方式

從橫向來看，大部分指標分析顯示，東部稅負與經濟發(fā)展的相適應程度最優(yōu)，其次是中部，西部居后。一方面這與內蒙古的經濟“階梯性”發(fā)展戰(zhàn)略，優(yōu)先發(fā)展“呼－包－鄂－烏”資源中部地區(qū)有關，另一方面經濟發(fā)達程度高的地區(qū)稅負對經濟增長的積極作用，要大于經濟發(fā)達程度較低的地區(qū)，中部各盟市的稅負合理程度要高于其他兩個地區(qū)。由于中部地區(qū)擁有更多的稅收優(yōu)惠政策，宏觀稅負較低是東部地區(qū)發(fā)展速度遠高于中西部地區(qū)的重要原因。由于內蒙古西部地區(qū)的經濟發(fā)展水平較低，而其宏觀稅負與內蒙古東、中部地區(qū)相比并無優(yōu)勢，造成內蒙古的西部與東中部差距拉大。為扭轉當前宏觀稅負上升和地方政府商業(yè)化的趨向，地方政府應徹底摒棄GDP政績觀，切實地以科學發(fā)展觀為指導，有效改革對地方政府的績效考核機制。只有這樣，才能從根本上扼制地方政府擴大財政支出的沖動。如果不能有效改革對地方政府的績效考核機制，而僅僅簡單地采取降低名義稅率的做法并不能從根本上降低宏觀稅負，因為地方政府仍可以通過加強稅收征管力度和擴大預算外收入和制度外收入來取得收入。

(三)增加民生財政投入

除稅負指標外，各控制變量也表現出較強的規(guī)律性，如在內蒙古12盟市的面板數據模型中，消費增長率、產業(yè)結構優(yōu)化等均與經濟增長表現為顯著正相關關系，控制變量的研究也為經濟增長研究提供了借鑒和政策指引。人力資本變量對經濟拉動的作用不明顯，反映出該投入的不足。應引導財政支出優(yōu)先流向有關國計民生的項目，如教育投入、社會保障、人才引進補貼等。

(四)區(qū)域間相互協調

盟市地方宏觀稅負與經濟發(fā)展的關系表現出不同的特征，東、中、西部地區(qū)的差異性也非常顯著。“東部發(fā)達地區(qū)稅負對經濟發(fā)展有促進作用，而中西部欠發(fā)達地區(qū)和落后地區(qū)稅負對經濟有抑制作用”，劉軍(2001)通過估計全國區(qū)域樣本得到的結論，在內蒙古同樣成立。在區(qū)域經濟發(fā)展戰(zhàn)略上，應對那些宏觀稅負高而經濟發(fā)展落后的盟市，應予以適當的扶持，要結合各個地方的實際特點，整體平均水平不發(fā)達的盟市也有較發(fā)達的旗縣。為此，有必要探討為部分經濟發(fā)展落后的盟市、旗縣提供稅收優(yōu)惠政策的必要性和可行性。

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