袁浩然，歐陽峣

大國地方政府間稅收競爭策略研究
——基于中國經(jīng)驗數(shù)據(jù)的空間計量面板模型

袁浩然，歐陽峣

實證研究結(jié)果表明所有的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)都顯著為正，證明了中國地方政府間存在著正向的稅收競爭，采取的是互補性的稅收競爭策略；分稅制改革以后的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)普遍大于分稅制改革以前，說明分稅制改革以后中國地方政府間的稅收競爭較之分稅制改革以前更加激烈。這帶給我們?nèi)缦聠⑹荆捍髧胤秸g的稅收競爭是必然的，要避免“一競到底”，就應(yīng)該制定合理的競爭規(guī)則，建立科學(xué)的民主決策機制、評價機制和大國區(qū)域間稅收利益協(xié)調(diào)機制。

大國；稅收競爭；空間計量面板模型

一、問題的提出

關(guān)于地方政府間稅收競爭的研究始于1956年的蒂博特模型［1］（419）。Oates（1972，1995）、Zowdrow和 Mieszkowsky（1986）、Wilson（1986）、Becker和Rauscher（2007）就地方政府間稅收競爭的工具和對象、產(chǎn)生的原因、稅收競爭對經(jīng)濟增長的影響進行了研究，Brueckner和 Saavedra（2001）、Crisan（2007）等分別估計了美國和加拿大的稅收競爭反應(yīng)函數(shù)，Mintz和Smart（2004）則研究了稅率水平和結(jié)構(gòu)對要素流動的效應(yīng)。國內(nèi)學(xué)者對地方政府間稅收競爭問題關(guān)注的時間較晚。沈坤榮和付文林（2006）運用空間滯后模型和截面數(shù)據(jù)，估算了省級政府間稅收競爭的反應(yīng)函數(shù)，認(rèn)為不恰當(dāng)?shù)呢斦謾?quán)加劇了地區(qū)間的稅收競爭；賈康等（2006）對總部經(jīng)濟加劇地區(qū)間稅收競爭的狀況進行了分析，并提出了通過推進省以下分稅制改革，規(guī)范稅收競爭秩序的建議；郭杰、李濤（2009）運用面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間計量經(jīng)濟模型，找到了我國地方政府間稅收競爭性質(zhì)與程度方面的證據(jù)；汪沖（2011）用同樣的計量經(jīng)濟方法發(fā)現(xiàn)政府層級之間存在顯著的縱向稅收外部性。

雖然目前國內(nèi)學(xué)者對地方政府間稅收競爭的關(guān)注程度很高，研究成果較為豐富，但還沒有人基于中國是一個新興大國的視角，來對地方政府間的稅收競爭策略行為展開研究。中國人口多、面積廣、經(jīng)濟總量大，是典型的大國，在財政體制的安排上有自己的特色，本研究擬討論在“中國式”大國分權(quán)［2］（5）背景下，各地方政府①基于自身經(jīng)濟利益的考慮，將會如何利用稅收手段來展開對資金、人力、技術(shù)的爭奪，在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展失衡的情況下，中國地方政府間的橫向稅收競爭將會呈現(xiàn)出什么樣的特點，有何規(guī)律性？

二、本文的技術(shù)路線

1.模型設(shè)置

筆者2010年和2011年參照國內(nèi)外學(xué)者的稅收競爭模型［3］（18）［4］（291），運用截面數(shù)據(jù)估計了中國省級政府間的稅收競爭反應(yīng)函數(shù)，在截面數(shù)據(jù)模型中，包含了給定省級政府的平均宏觀稅負(fù)、其他競爭性省級政府加權(quán)的平均宏觀稅負(fù)、給定省級政府的人均生產(chǎn)總值和人均公共支出等幾個變量，其中給定省級政府的平均宏觀稅負(fù)是因變量，其他競爭性省級政府加權(quán)的平均宏觀稅負(fù)是解釋變量，給定省級政府的人均生產(chǎn)總值和人均公共支出是控制變量［5］（85）［6］（85）。在本文的面板數(shù)據(jù)模型中依然包含了這幾個變量。

本文使用面板數(shù)據(jù)集來估計稅收競爭反應(yīng)函數(shù)，以便對未被觀察到的異質(zhì)性進行控制。地區(qū)i=1，…，N在時間t=1，…，T的稅率用rit來表示，這里N代表地區(qū)的數(shù)量，T代表時期的數(shù)量。地區(qū)i的稅收競爭反應(yīng)函數(shù)可以被寫成：

這里，δ是傾斜參數(shù)，Zit'是控制變量的向量，包括i地區(qū)的社會經(jīng)濟特征和公共支出水平等，θ's作為參數(shù)，εit是誤差項。地區(qū)i的稅率是它的競爭對手的稅收設(shè)置的一個函數(shù)，由空間滯后項Wκrjt代表，這里Wκ是一個N×N階空間權(quán)重矩陣。

2.數(shù)據(jù)來源

本文的原始數(shù)據(jù)覆蓋了1978～2006年②的31個省份，其中，1978～2004年的大部分?jǐn)?shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編：1949～2004》，2005年和2006年的數(shù)據(jù)分別來自2006年和2007年《中國統(tǒng)計年鑒》。另外，1987～2006年的各省份預(yù)算外資金收入的數(shù)據(jù)來源于1992年、1995年、1998年和2007年《中國財政年鑒》，而1978～1986年的中國各省份預(yù)算外收入數(shù)據(jù)由于筆者所掌握的資料有限，未能補全，所以，預(yù)算外收入占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重和預(yù)算內(nèi)外收入之和占當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重這兩個面板數(shù)據(jù)的時間序列都只涉及1987～2006年。全文主要搜集的原始數(shù)據(jù)有31個省份1978～2006年的生產(chǎn)總值、一般預(yù)算收入、一般預(yù)算支出、人口狀況、地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)，1987～2006年的預(yù)算外收入。另外，為了計算權(quán)重矩陣，還需要各省會城市之間的鐵路距離，該數(shù)據(jù)來源于1994年版的《中國交通營運里程圖》。

3.模型中變量數(shù)據(jù)的計算

模型中的變量數(shù)據(jù)全部由筆者根據(jù)收集到的原始數(shù)據(jù)計算而得。

（1）各省的平均宏觀稅負(fù)

1978～2006年各省的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)分別為各自的一般預(yù)算收入與其當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重；1987～2006年各省的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)分別為各自的預(yù)算外收入與其當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重；1987～2006年各省的預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)分別為各自的預(yù)算內(nèi)收入和預(yù)算外收入之和與其當(dāng)期生產(chǎn)總值的比重。

（2）鐵路距離權(quán)重

鐵路距離權(quán)重的計算公式為：

當(dāng)i=j時，wij=0。在這里，dij反應(yīng)了地區(qū)i和j最大城市之間的距離，離i遠(yuǎn)的地區(qū)對i的稅率設(shè)置有較小的效應(yīng)，其中1978～2006年的鐵路權(quán)重不包括西藏和海南，1987～2006年的不包括西藏、海南和重慶。

（3）加權(quán)的平均宏觀稅負(fù)

加權(quán)的平均宏觀稅負(fù)就是模型的解釋變量，指在給定一個特定省份的情況下，根據(jù)鐵路距離權(quán)重加權(quán)計算出來的其他各競爭省份的平均宏觀稅負(fù)之和。

（4）以1978年不變價格表示的人均生產(chǎn)總值

為了使1978～2006年各省份的人均生產(chǎn)總值具有可比性，必須將它們按照某一年的不變價格來進行換算。為了計算的方便，這里選定的年份為1978年。

（5）以1978年不變價格表示的人均公共支出

跟人均生產(chǎn)總值的換算有些不同，人均公共支出沒有給出增長指數(shù)，所以必須借助價格指數(shù)來進行換算?？晒┻x擇的價格指數(shù)主要有居民消費價格指數(shù)和商品零售價格指數(shù)，由于各省份1978～2006年的居民消費價格指數(shù)都存在不同程度的缺失，因此，本文選擇數(shù)據(jù)齊全的商品零售價格指數(shù)來進行換算。

三、估計結(jié)果

1.主要的計量問題

無論是在截面數(shù)據(jù)模型還是在面板數(shù)據(jù)模型中，稅收競爭反應(yīng)函數(shù)的估計都會存在內(nèi)生性和異方差性問題。為了解決內(nèi)生性問題，這里采用了對各年份的解釋變量截面數(shù)據(jù)進行加權(quán)的方法，而為了消除殘差的異方差性和同步相關(guān)性，在對面板數(shù)據(jù)模型進行回歸的時候采用了似然不相關(guān)回歸分析方法（SUR）。跟截面數(shù)據(jù)模型一樣，這里也給出了有截距項和無截距項兩種情形的回歸結(jié)果，當(dāng)然，筆者仍然認(rèn)為無截距項的模型得到的結(jié)論更為可靠。本文只對無截距項的回歸結(jié)果進行分析。

2.回歸結(jié)果

（1）中國各地方政府間預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭的回歸結(jié)果

根據(jù)表1給出的回歸結(jié)果可以看出，1978～2006年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭模型的稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.887，是一個正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.001；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是正值，在1%水平上顯著；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是負(fù)值，在1%水平上顯著；R2和調(diào)整的R2均為0.999，這說明擬合效果非常好。

1978～1992年預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.768，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.036；人均生產(chǎn)總值和人均公共支出分別對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)也均為正值，且都在1%水平上顯著；R2是0.757，調(diào)整的R2是0.756，說明模型的擬合效果一般。

表1 中國地方政府間預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭的回歸結(jié)果

1994～2006年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)是0.815，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.04；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是個正值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是個正值，在1%水平上顯著；R2是0.646，調(diào)整的R2是0.644，說明模型的擬合效果不是很好。

（2）中國各地方政府間預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的競爭結(jié)果

由于預(yù)算外收入在各地方政府的財政收入中占了相當(dāng)大的比例，為了全面考察中國的橫向稅收競爭狀況，就不能不對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)數(shù)據(jù)作回歸。但是由于資料有限，各省級政府預(yù)算外資金收入數(shù)據(jù)的時間序列只能是1987～2006年，1978～1986年的數(shù)據(jù)缺失，這在做回歸的時候可能會有一些影響，如由于時間序列過短，對分稅制改革前的數(shù)據(jù)只能做時期似然不相關(guān)回歸。

從表2的回歸結(jié)果可以看到，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.99，是個正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.016；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是正值，在5%水平上顯著；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是負(fù)值，在5%水平上顯著；R2和調(diào)整的R2都是0.877，說明模型的擬合效果較好。

再看分稅制改革前后預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)競爭的對比情況。

1987～1992年的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)是0.661，是正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差較小，為0.048；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是個負(fù)值，結(jié)果不顯著；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)是正值，在1%水平上顯著；R2是0.846，調(diào)整的R2是0.844，說明模型的擬合效果較好。

1993～2006年的預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)為0.976，是正值，在1%水平上顯著，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.03；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正；人均公共支出對預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)；R2是0.762，調(diào)整的R2是0.761，模型的擬合效果一般。

（3）中國各地方政府間預(yù)算內(nèi)外收入之和平均宏觀稅負(fù)的競爭結(jié)果

這里將各地方政府的預(yù)算內(nèi)收入和預(yù)算外收入加總起來，比上其當(dāng)期生產(chǎn)總值，求得預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)。對預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)進行回歸，可以更全面地了解中國各省級政府間的稅收競爭狀況，因為從前面的分析可以看到，中國各省級政府間無論在一般預(yù)算內(nèi)收入上，還是在預(yù)算外收入上都是顯著存在稅收競爭行為的。那么，將這兩者合并起來以后，稅收競爭會是一個什么樣的情形呢？

表2 中國地方政府間預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)競爭的回歸結(jié)果

表3 中國地方政府間預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)競爭的回歸結(jié)果

從表3的回歸結(jié)果可以看到，1987～2006年的預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)是0.987，在1%水平上顯著為正，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.018；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)為正值，在5%水平上顯著；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)外收入之和的回歸系數(shù)為負(fù)值，結(jié)果不顯著；R2和調(diào)整的R2均為0.827，說明模型的擬合效果較好。

再對比1994年分稅制改革前后的情形。

1987～1992年的預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)是0.694，在1%水平上顯著為正，且標(biāo)準(zhǔn)誤差較小，僅為0.046；人均生產(chǎn)總值對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)為正，結(jié)果不顯著；人均公共支出對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；R2是0.667，調(diào)整的R2是0.663，說明模型的擬合效果不是很好。

1994～2006年預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)競爭模型中，稅收競爭反應(yīng)系數(shù)是0.944，在1%水平上顯著為正，且標(biāo)準(zhǔn)誤差很小，僅為0.025；人均生產(chǎn)總值和人均公共支出分別對預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)的回歸系數(shù)均為正值，前者結(jié)果不顯著，后者結(jié)果在10%水平上顯著；R2是0.819，調(diào)整的R2是0.818，說明模型的擬合效果較好。

四、主要結(jié)論及政策含義

本文利用似然不相關(guān)回歸分析方法，分別對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)和預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)作了回歸，并且還以1994年分稅制改革為界，分階段對它們分別作了回歸，得到了稅收競爭反應(yīng)系數(shù)，從中發(fā)現(xiàn)了各地方政府間稅收競爭的特征和規(guī)律。具體研究結(jié)論如下：

第一，中國地方政府間確實存在著稅收競爭，相互采取的是互補性的競爭策略。運用1978～2006年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，構(gòu)建空間計量面板模型，對預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)，分別分成三個階段來估計中國地方政府間稅收競爭的反應(yīng)函數(shù)，從面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果來看，除了在有截距項的情形下1994～2006年的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭的反應(yīng)系數(shù)顯著為負(fù)外，其他所有反應(yīng)系數(shù)，無論模型設(shè)置中有無截距項，均為正值，且基本顯著。由于本文采信的是沒有截距項的情形，因此有充分的證據(jù)表明在中國地方政府間確實存在著稅收競爭，這種交互作用是同方向的。

第二，分稅制改革以后，中國地方政府間的稅收競爭較之分稅制改革以前更加激烈。1994年的分稅制改革是我國稅制建設(shè)中的一個重要里程碑，也是新中國成立以來規(guī)模最大、范圍最廣、影響最深遠(yuǎn)的一次改革。這次改革以后中國建立了國稅和地稅兩套稅收體系，中央和各級地方政府分別享有自己的財權(quán)和事權(quán)，但是稅收立法權(quán)依然掌握在中央政府手中，地方政府的財政收入和支出權(quán)力并沒有相應(yīng)的法律來進行保障，所以說這是一次并不徹底的分稅制改革。但是，這在中央和各級地方政府的關(guān)系上還是向財稅分權(quán)邁進了一大步，畢竟各級地方政府擁有了自己相對獨立的財稅收支權(quán)，這種明朗化的相對獨立的經(jīng)濟利益促使它們相互之間進一步展開一系列的競爭［7］。本文以1993年為界，對分稅制改革前后的預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)競爭、預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)競爭和預(yù)算內(nèi)外收入之和的平均宏觀稅負(fù)競爭分成三個階段作了回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，分稅制改革以后的所有稅收競爭反應(yīng)系數(shù)均大于分稅制改革以前，因此稅收競爭在分稅制改革以后越來越激烈。

第三，模型中還有兩個非常重要的控制變量：給定地方政府的人均生產(chǎn)總值和人均公共支出，它們都在一定程度上影響了給定地方政府的平均宏觀稅負(fù)水平。從回歸結(jié)果來看，中國各地方政府的人均生產(chǎn)總值和預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)均呈正向變動的關(guān)系，即人均生產(chǎn)總值越高，預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)和預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)越高，反之亦然；人均生產(chǎn)總值與預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)則沒有嚴(yán)格的對應(yīng)關(guān)系；人均公共支出與預(yù)算內(nèi)平均宏觀稅負(fù)、預(yù)算外平均宏觀稅負(fù)均和預(yù)算內(nèi)外平均宏觀稅負(fù)均沒有嚴(yán)格的對應(yīng)關(guān)系。

這些結(jié)論對正確認(rèn)識和處理大國的地方政府行為，尤其是稅收競爭策略選擇行為有著重要的現(xiàn)實意義，其政策指導(dǎo)含義具體體現(xiàn)在以下幾個方面：

第一，制定合理的稅收競爭規(guī)則是避免“一競到底”［8］以及有害競爭的關(guān)鍵。在財政分權(quán)管理體制下，大國地方政府間的討價還價包括稅收競爭是必然的。競爭不只會在私人部門間發(fā)生，公共部門內(nèi)部、公共部門和私人部門間一樣存在著競爭。而學(xué)術(shù)界關(guān)于稅收競爭好壞或利弊的爭議一直就沒有停止過。筆者的觀點是跟私人領(lǐng)域一樣，公共部門間的稅收競爭也需要有一套恰當(dāng)?shù)囊?guī)則來進行引導(dǎo)，以保證稅收競爭的有序和有效。

第二，建立科學(xué)的民主決策機制和評價機制。判斷地方政府間稅收競爭好壞的一個重要標(biāo)準(zhǔn)應(yīng)是，稅收競爭的結(jié)果是增進還是損害了人民的福利水平，若增進了人民的福利水平，則稅收競爭總體上是有利的，反之，則是有害的。這就要求各級政府在進行稅收競爭戰(zhàn)略選擇的時候，必須把老百姓的利益放在首位，科學(xué)民主地進行決策。根據(jù)“經(jīng)濟人”假設(shè)，政府官員都是自私的，他們的目標(biāo)函數(shù)中占重要比例的是自己的聲譽、仕途等，因此，需要通過憲法和法律對各級政府的財政行為加以約束。擴大立法，加強執(zhí)法力度，強化法制觀念，將各級政府間有關(guān)權(quán)利的劃分在法律上予以明確，并“在進一步完善各級人民代表大會制度的基礎(chǔ)上，切實發(fā)揮其代表本級居民真正表達(dá)偏好的樞紐作用，并代表公民對公共政策進行民主評議、民主監(jiān)督、民主制約，將政府行為尤其是財政行為置于居民的監(jiān)督之中”，從而在政策制定的源頭避免惡性稅收競爭，鼓勵健康的稅收競爭。

第三，建立區(qū)域間的稅收利益協(xié)調(diào)機制。由于稅源是流動的，且在地方間的分布很不均勻，因此完善財政轉(zhuǎn)移支付制度，可以緩解地方利益沖突，減少不公平稅收競爭，同時各地區(qū)間還應(yīng)加強稅收信息的溝通和合作，共同打擊偷逃稅。在組織上，“建議建立國家協(xié)調(diào)地區(qū)間稅收利益的專門機構(gòu)，具體負(fù)責(zé)協(xié)調(diào)和解決地區(qū)間稅收利益的矛盾與沖突，擬訂有害稅收競爭行為的判斷標(biāo)準(zhǔn)與懲罰措施及方式，并在報全國人大批準(zhǔn)后負(fù)責(zé)具體執(zhí)行?！保?］

注 釋：

① 本文的地方政府特指中國大陸的31個省級政府和直轄市。

② 2007年中國實行政府收支分類改革以后，對財政各項收支作了重大的調(diào)整，具體內(nèi)容包括對政府收入進行統(tǒng)一分類、建立新的政府支出功能分類體系和新型支出經(jīng)濟分類體系等，為了保持統(tǒng)計口徑的一致性，本文僅選擇了1978～2006年的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)，但這并不會對研究結(jié)論有實質(zhì)性的影響。

［1］Tiebout.A Pure Theory of Local Expenditures［J］.The Journal of Political Economy，1956，64（5）：416-424.

［2］王永欽，張 晏，章 元，陳 釗，陸 銘.中國的大國發(fā)展道路——論分權(quán)式改革的得失［J］.經(jīng)濟研究，2007，（1）：4-16.

［3］沈坤榮，付文林.稅收競爭、地區(qū)博弈及其增長績效［J］.經(jīng)濟研究，2006，（6）：16-26.

［4］Case，Rosen，Hines.Budget Spillovers and Fiscal Policy Interdependence：Evidence from the States［J］.Journal of Public Economics，1993，（52）：285-307.

［5］袁浩然.中國省級政府間稅收競爭反應(yīng)函數(shù)的截面估計［J］.統(tǒng)計與決策，2010，（17）：84-87.

［6］袁浩然.中國省級政府間稅收競爭策略的實證分析——兼與國內(nèi)同類研究之比較［J］.湖南商學(xué)院學(xué)報，2011，（3）：84-87.

［7］徐曉亮.資源稅改革中的稅率選擇：一個資源CGE模型的分析［J］.上海財經(jīng)大學(xué)學(xué)報（哲社版），2011，（1）：82-88.

［8］Signe Krogstrup.Are Capital Taxes Racing to the Bottom in European Union［R］.MEIWorking Paper，2002：1-77.

［9］黃春蕾.當(dāng)前我國國內(nèi)橫向稅收競爭的實證分析［J］.稅務(wù)與經(jīng)濟，2004，（1）：51-54.

An Empirical Research on The Tax Competition Strategy among The Big Power’s Local Governments——Based on the Spatial Econometric Panel Model Of China’s Data

YUAN Hao-ran，OU Yang-yao

Under the condition without intercept term，the positive research results indicate all reaction coefficients of tax competition are evidently positive.So it proves no matter of before the separate tax system reform or after，there is a positive-going tax competition among Chinese local governments and they adopt the complementary tax competition strategy.While all reaction coefficients of tax competition after the separate tax system reform are greater than before，which proves that tax competition among Chinese local governments after the separate tax system reform is more furious than before.So the big power’s tax competition among local governments is inevitable.In order to avoid“race to bottom”，it is necessary to set down reasonable competition rules，establish scientific democratic decision-making mechanism and evaluating system and the big power’s tax cooperating system among regions.

big power；the tax competition strategy；the spatial econometric panel model

袁浩然，湖南商學(xué)院財政金融學(xué)院講師，博士（湖南 長沙 410205）歐陽峣，湖南商學(xué)院財政金融學(xué)院教授，大國經(jīng)濟研究中心主任，博士（湖南 長沙 410205）

（責(zé)任編校：文 香）

國家社會科學(xué)基金重大項目“大國經(jīng)濟發(fā)展理論研究”（11&ZD144）；國家社會科學(xué)基金青年項目“大國財政分權(quán)影響居民消費的理論與實證研究”（12CJY095）；湖南省社會科學(xué)基金一般項目“大國財政分權(quán)框架下稅收競爭對地方債規(guī)模的影響研究”（11YBB223）