财政分权、纵向财政失衡与地方政府横向税收竞争.pdf

财 经 纵 横统计与决策2023年第19期总第631期0引言自1978年中国经济体制改革以来，中央与地方之间的财政分配关系经历了从财政包干体制到财政分税体制的重大转变，逐渐形成财权上收与事权下解的非对称性逆向运动趋势1。此外，条块联治下财权与事责的垂直分配同时发生在层级政府与职能部门之间2，共同导致了我国财政结构中纵向财政失衡特征的形成。基于此，地方政府一方面受到辖区内部支出责任的要求，另一方面受到官员考核体系下地方官员“晋升锦标赛”局面的影响3，往往通过争夺经济资源等方式确保有足够的财政收入支持辖区经济发展及提供公共服务，其中对于税收资源等的争夺催生了地区间横向税收竞争局面的形成。纵向财政失衡与横向税收竞争作为政治集权与经济分权制度下的产物，国内外学者对于二者分别从多个维度加以探讨，但多是将他们割裂开来进行研究。Tiebout（1956）4最早开始系统地构建税收竞争理论体系，并指出在税基流动性等假设下，地方政府通过降低税率等方式争夺税收资源以最大化辖区经济福利，形成税收竞争这一互动局面。随着公共经济学研究领域的发展，学界对于税收竞争的关注不再仅限于单一的税收手段，广义的税收竞争概念扩展到了政府之间为了满足辖区经济资源需求和减少特定经济成本而进行的一切竞争行为。国内既有文献大多聚焦于以下三个方面：一是其存在性及竞争途径5；二是将其作为影响因素探究其对于地区内外的影响效应6,7；三是验证地方政府间税收竞争策略的竞优、竞次和协同效应。而有关地方财政结构对于税收竞争影响效应的研究则较为欠缺，且综合考量我国财政分权体制、地方财政结构失衡与税收竞争策略显然更贴合我国实际，因而这也是本文研究的出发点。一方面，地方政府的财政结构与其税收行为存在着紧密关联，而在其“标尺竞争”模式下，策略选择又因地方政府间横向互动博弈关系而表现出不同特征，因而本文选用空间计量模型探究地方政府间横向税收竞争的策略互动模式，同时考察其空间外溢效应以及财政结构的影响机制；另一方面，地方政府根据自身财政失衡状况而制定的税收竞争策略在不同的空间下可能会表现出不同的性质，因此本文从财政收入、支出和自主能力三个方面分别构建分权衡量指标并作为门槛变量，研究地方政府财政结构对于税收竞争水平的非线性影响特征。1研究设计1.1变量选取与数据来源被解释变量为横向税收竞争水平（TC）。本文参考郭杰和李涛（2009）5、刘洁和李文（2013）6的做法，使用辖区税收收入与地区生产总值的比值作为横向税收竞争水平的测度指标，以反映地方政府从地区生产活动中汲取税收来源的相对能力。核心解释变量为财政分权（FD）和纵向财政失衡（VFI）。对于财政分权的测度有诸多方式，本文主要从两个角度进行衡量：一是从央地政府间的财政收支份额考察中央与地方分权结构8，具体包括财政收入分权（FDR）和财政支出分权（FDE）指标，从收入和支出两财政分权、纵向财政失衡与地方政府横向税收竞争刘卓轩，钟海（中央财经大学 中国公共财政与政策研究院，北京 100081）摘要：基于中国式财政分权体制下的政府间关系，文章使用空间统计方法考察了地方政府间横向税收竞争在整体空间集聚和局部区域分化等方面的特征，在此基础之上，构建不同时期下的空间计量模型探究政府财政结构对于税收竞争的时空影响。研究发现，地方政府在地理和经济空间下均存在“向上竞争”的特点，收支分权及财政自主度不同程度地促进了地方政府税收竞争水平的提高且表现出时期延伸性；纵向财政失衡则起抑制作用，但财政自主度和收支分权分别加剧和削弱了该影响。进一步地，本文使用多门槛模型考察了财政结构对于税收竞争的非线性影响，结果显示，纵向财政失衡对于税收竞争的作用在收支分权和财政自主度下分别表现为单一和双重门槛特征，在收支分权门槛下始终起抑制作用，但逐级削弱；在财政自主度门槛下则经历了“明显促进影响不明显明显抑制”的跳跃过程。关键词：财政分权；纵向财政失衡；税收竞争；空间互动；门槛效应中图分类号：F812.42文献标识码：A文章编号：1002-6487（2023）19-0147-06基金项目：北京高校“双一流”建设资金资助项目（023259320006）作者简介：刘卓轩（1999），男，山西阳泉人，硕士研究生，研究方向：财政理论与政策。钟海（1973），男，北京人，教授，博士生导师，研究方向：公共经济学。DOI:10.13546/ki.tjyjc.2023.19.027147财 经 纵 横统计与决策2023年第19期总第631期个方面分别加以探究；二是描述地方财政的自给自足能力，即不需要过度依赖外部支持、依靠内源发展满足自身财政目标的综合实力9，如财政自主度指标（FDA）。具体的变量说明见表1。表1变量说明变量横向税收竞争水平财政收入分权财政支出分权财政自主度纵向财政失衡财政缺口率生产力水平工业化水平贸易开放水平财政赤字率非税收入能力城镇化水平人口密度符号TCFDRFDEFDAVFIFGRPGDPINDTRADEFNONURBPD变量说明地方税收收入/地方GDP地方预算内人均财政收入/全国预算内人均财政收入地方预算内人均财政支出/全国预算内人均财政支出地方政府财政收入/地方政府财政支出1-（财政收入分权/财政支出分权）（1-财政缺口率）（一般公共预算支出-一般公共预算收入）/一般公共预算支出地方GDP/地方常住人口数地方第二产业增加值/地方GDP地方进出口总额/地方GDP（地方财政支出-地方财政收入）/地方GDP地方非税收入/地方GDP地方城镇常住人口数/地方常住人口数地方常住人口数/地区地理面积对于财政结构失衡，本文更多关注的是地方政府因其财权与事权不对等而导致的自有财政收入与辖区支出需求不匹配的现象，主要基于Eyrand和Lusinvan（2013）10提出的测度方法，设定纵向财政失衡变量：VFI=1-(FDR/FDE)(1-FGR)（1）其中，FGR为财政缺口率，计算方法为(一般公共预算支出-一般公共预算收入)/一般公共预算支出。本文还选取了地方经济、社会、财政等各方面的异质性因素构成控制变量集合，具体包括生产力水平（PGDP）、工业化水平（IND）、贸易开放水平（TRA）、财政赤字率（DEF）、非税收入能力（NON）、城镇化水平（URB）、人口密度（PD），见表1。本文选取我国30个省份（不含西藏和港澳台）20072019年的动态面板数据。其中，财政相关变量数据来源于 中国财政年鉴 地方财政统计资料，其余变量数据均来源于 中国统计年鉴 和各省份统计年鉴及官方统计报告。地方贸易进出口总额以当年汇率折算为人民币计价。1.2地方政府横向税收竞争的空间策略互动模型考虑到地方政府在税收竞争策略上存在的空间关联，本文选用空间计量模型检验地方政府横向税收竞争的空间互动关系及财政结构的影响效应。在经济社会的发展中，区域间的相互关联不只体现在地理距离上的毗邻，经济水平相近的区域之间往往也表现出一定的相似性。因此，本文分别选取地理和经济距离权重矩阵进行加权回归，探究其在地理空间和经济空间下的不同表现。在进行回归分析之前，使用莫兰指数（Moran s I）进行空间相关性检验。莫兰指数分为全局（Global）和局部（Local）两种（计算公式见式（2）、式（3），全局莫兰指数检验整体空间相关性，并未揭示局部空间依赖关系，而局部莫兰指数可以揭示这一点，通过构建统计量z值（计算公式见式（4）及显著性检验来判断。莫兰指数的结果被归一化到-1,1，正值表示存在空间正相关性，负值表示存在空间负相关性，取值为0表示呈空间随机分布。在局部莫兰散点图中，位于一、三象限的点自身观测值与周围点观测值都较高或较低，存在局部空间正相关性。Global Morans I=i=1nj=1nWij(yi-y)(yj-y)S2i=1nj=1nWij,S2=1ni=1n(yi-y)2y=1ni=1nyi（2）Local Morans Ii=n(yi-y)j=1nWij(yj-y)j=1nWij(yi-y)2（3）z()I=I-E(I)Var(I)（4）其中，Wij为空间权重矩阵元素，地理距离权重矩阵的构建遵循周亚虹等（2013）11对于连续函数设定的方法，使用省份间地表经纬度距离计算并加权得到，地理空间权重值Wij=1/dij2ij；经济距离权重矩阵是以样本期内地区经济发展水平的均值为基础进行设定，Wij=1/|PGDPi-PGDPj|ij。PGDP为样本期内地区人均生产总值均值，矩阵主对角线（i=j）上的元素赋值为0。在使用时间序列数据进行回归分析以及空间相关性显著的前提下，普通OLS回归将无法处理因时间趋势性及空间依赖性等带来的干扰，因而本文使用空间滞后模型（SAR）、空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM）并控制固定效应进行分析，而对于具体空间模型形式的选取，以及地区、时间或是双向固定效应的选择，则需要通过相关检验进行判断。三种模型的具体形式见式（5）至式（7）。lnTCit=+j=1nWijlnTCit+1lnFDit+2lnVFIit+3lnFDitlnVFIit+Xit+ui+t+it（5）lnTCit=+1lnFDit+2lnVFIit+3lnFDitlnVFIit+Xit+ui+t+it，it=j=1NWijit+it（6）lnTCit=+j=1nWijlnTCit+1lnFDit+2lnVFIit+3lnFDitlnVFIit+Xit+1j=1nWijlnFDit+2j=1nWijlnVFIit+3j=1nWijlnFDitlnVFIit+1j=1nWijXit+ui+t+it（7）其中，为空间滞后系数；为空间误差系数；i则为财政结构（财政分权、财政失衡及其交互项）的空间滞后项对于被解释变量的影响系数，反映财政结构的空间外溢效应；X为地区异质性特征的控制变量集合；以与空间权重Wij的加权项表示对应变量的空间滞后；各变量均取自然对数形式；ui、t和it分别为空间效应、时间效应和随机干扰项。1.3纵向财政失衡对于税收竞争的非线性影响模型地方政府财政结构与税收竞争水平之间的关联会因自身分权程度的不同而表现出一定的层级特征，不同权力层级的地方政府其财政结构对于自身竞争策略的影响作148财 经 纵 横统计与决策2023年第19期总第631期用也表现不同，而财政分权指标又为连续型变量形式，故基于上述分析，本文引入门槛回归模型来验证这一非线性关系，同时这一特征可能表现为“多层级”，因而使用具有广义形式的多门槛回归模型。单一门槛回归模型设定如式（8）所示。lnTCit=0+1lnVFIitI()lnFDit+2lnVFIitI()lnFDit+lnXi+i+t+it（8）其中，I()为示性函数，满足括号内条件取值为1，反之为0；为门槛值；FD为门槛变量财政分权度，本文从收入分权、支出分权和财政自主度三个方面进行门槛设定；X为控制变量；i、t、it分别为地区效应、时间效应、随机干扰项。在单一门槛显著的前提下进行双重门槛检验，若结果不显著，则仍然使用单一门槛模型进行回归；若结果显著，则使用双重门槛面板模型进行回归分析，其形式设定如式（9）所示。更高阶门槛模型的使用前提及设定形式与之类似。lnTCit=0+1lnVFIitI()lnFDit1+2lnVFIitI()12+lnXi+i+t+it（9）其中，1和2分别为第一门槛和第二门槛。对于门槛效应显著性以及门槛值的检验，本文参考Hansen（2000）12的做法，通过构造LR统计量以检验门槛效应的显著性，使用Bootstrap方法获得其渐近分布。在此基础上，构造门槛估计值的置信区间并对原假设“H0:=”进行似然比检验，当似然比值LRn()c()=-2ln(1-)时（代表显著性水平），不能拒绝原假设，在5%的显著性水平上c()=7.35。多门槛回归模型则需要对每一门槛分别进行检验。2实证分析2.1地方政府横向税收竞争的空间策略互动2.1.1空间相关性检验结果图1为20072019年的全局莫兰指数检验结果。莫兰指数均为正，除在地理距离权重下的20122014年未通过显著性检验外，其余年份在两种权重下均显著。说明地方政府在税收竞争策略上存在着明显的空间互动，竞争水平在地理空间和经济空间下呈现正向关联，即地理位置邻近的政府之间和经济发展水平相近的政府之间，竞争水平分别存在着集聚特征。此外，从莫兰指数的大小来看，经济空间相关性整体大于地理空间相关性，尽管在样本期内该指数值存在着一定的波动，但并未影响地方政府通过“标尺竞争”的作用机制推进区域税收竞争水平形成空间集聚的宏观趋势。图2展示了两种权重下2019年的莫兰散点集聚结果，其中的每一个散点都代表一个省份。由图2可知，两种距离加权下的税收竞争水平均表现出明显的空间正相关性，多数散点落于High-High板块和Low-Low板块，即地理位置邻近或经济发展水平接近的地区在税收竞争水平上表现出正向集聚特征。表2总结了散点的分布情况及区域分布特征。总的来说，地理距离权重下，高水平集聚区（High-High板块）的省份主要来源于东部地区，中西部地区的多数省份主要集中于低水平集聚区（Low-Low板块）；经济距离权重下，这一特征同样明显，但部分经济发展相对落后的东部地区省份出现在低水平集聚区。这意味着无论是从地理位置还是经济水平来看，东部地区发达省份与中西部地区省份在税收竞争水平上已出现明显分化，且表现出区域集聚特征，这与我国经济发展东西不均衡的现状一致。210-1210-1-2-101234-2-101234Moran scatterplot(Moran，s I=0.203)TCMoran scatterplot(Moran，s I=0.137)TC（a）地理距离权重（b）经济距离权重图2 地理、经济距离权重下2019年的局部莫兰散点图表2局部莫兰散点图的板块分布和区域分布地区东部中部西部地理距离权重High-High板块北京、天津、上海、浙江内蒙古Low-Low板块江苏吉林、黑龙江、安徽、江西、湖北、湖南重庆、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆经济距离权重High-High板块北京、天津、上海、浙江Low-Low板块河北、辽宁、山东、海南黑龙江、河南、湖北广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏2.1.2空间模型回归结果下页表3为以财政自主度为分权衡量指标的回归结果，考虑到地方政府可能存在对于往期财政结构的路径依赖，使用核心变量的当期与滞后1期数据分别回归并加以比较。对于SAR、SEM、SDM三种空间模型以及个体、时间和双向固定及随机效应的选择，本文分别对回归结果进行了Wald、LR 和Hausman检验以确定模型是否适用，结果显示，除列（4）回归使用随机效应（RE）下的SDM模型外，其余均使用双向固定效应（FE）SDM模型。由表3的回归结果可知：（1）空间自回归系数在当期核心解释变量的回归中显著为正，证明地方政府的税收0.3250.3000.2750.2500.2250.2000.1750.1500.1250.1000.0750.0500.02502007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 20190.3100.2710.2160.1670.1510.1910.1560.1760.2210.2490.2230.1740.2030.1370.1820.0930.1190.1120.0670.0490.0520.0980.1320.1420.1640.191经济距离权重地理距离权重图1 地理、经济距离权重下的全局莫兰指数随时间变化的趋势149财 经 纵 横统计与决策2023年第19期总第631期竞争行为存在着空间外溢效应，以周边地区为标尺进行空间互动，竞争模式为“向上竞争”。（2）以财政自主度衡量的财政分权变量在当期与往期均促进了自身税收竞争水平的提高，表明财政自主能力较强的地方政府其税收竞争水平也较高，同时这一影响具有时期延伸性，对于未来竞争水平的提高起到促进作用，但从系数大小来看，对于当期影响更为明显。（3）纵向财政失衡的影响仅在当期显著为负，可见地方财政结构的失衡削弱了自身税收竞争水平，失衡严重的地方政府往往缺少长期稳定的收入渠道以满足辖区支出需求，财政结构的相对不健全导致地方政府难以拓展税收资源以提高自身竞争能力；这一影响只体现于当期，表明现阶段我国地方政府通过税收竞争手段以弥补过往财政缺口的做法可能并不常见，更多的是用于缓解当期财政压力。（4）交互项系数显著为负，这表明财政自主度的提高加剧了财政失衡对于税收竞争水平的削弱作用，可能的原因是，财政自主度较高的地方政府对于自身财政资源的依赖程度也较高，较少通过外部渠道（如上级转移支付等）来弥补财政缺口，财政失衡时的自有收入缺失对于其税收竞争水平的抑制作用体现得更为明显。表4是以收支分权分别作为财政分权衡量指标的回归结果，同样经过了表3的检验过程。其中，列（7）、列（8）使用随机效应SDM模型，其余均为双向固定效应SDM模型。从结果来看：收入、支出两个方面的分权变量系数在两个时期的回归中均保持正向显著，表明财政收支分权程度的提高促进了自身税收竞争水平的提升，这一影响同样也具有时期延伸性。纵向财政失衡变表3策略互动空间模型回归结果（1）lnFDAlnVFIlnFDAlnVFILog-LR2控制变量变量空间滞后时间固定效应地区固定效应Hausman testWald test spatial lagWald test spatial errorLR test spatial lagLR test spatial errorLR test individual FELR test time FE核心解释变量：当期地理距离权重（1）双向FE-SDM0.221*（2.55）1.234*（18.81）-0.256*（-7.90）618.8250.139YESYESYESYES109.11*72.29*53.88*65.82*54.96*75.14*434.39*（2）双向FE-SDM0.086（0.98）2.435*（34.61）-0.465*（-19.49）-4.111*（-21.51）775.4200.884YESYESYESYES422.31*36.00*34.93*34.48*34.01*41.53*534.70*经济距离权重（3）双向FE-SDM0.168*（2.16）1.122*（17.86）-0.324*（-10.04）640.5780.802YESYESYESYES61.07*128.31*109.96*110.31*102.93*21.59*444.17*（4）RE-SDM0.134*（1.84）2.372*（29.35）-0.471*（-20.16）-3.968*（-17.50）657.8620.914YESYESNONO2.4262.66*52.83*56.10*52.89*73.28*512.33*核心解释变量：滞后1期地理距离权重（5）双向RE-SDM0.071（0.73）0.499*（6.67）0.022（0.71）488.1030.109YESYESYESYES55.49*41.87*42.04*39.79*39.18*54.53*501.37*（6）双向FE-SDM0.069（0.71）0.564*（5.38）0.043（1.14）-0.295（-0.85）488.8480.116YESYESYESYES45.17*43.21*43.42*41.00*40.33*51.71*495.09*经济距离权重（7）双向FE-SDM-0.130（-1.48）0.358*（4.75）-0.031（-1.02）496.2100.240YESYESYESYES274.66*63.36*64.26*58.20*58.49*50.28*521.69*（8）双向FE-SDM-0.120（-1.34）0.275*（2.24）-0.044（-1.07）0.430（1.05）497.8680.151YESYESYESYES85.88*66.81*67.28*61.15*61.38*49.09*499.80*注：圆括号内为z值；*、*、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。下同。表4策略互动空间模型回归结果（2）lnFDRlnFDElnVFIlnFDRlnVFIlnFDElnVFI控制变量变量空间滞后时间固定效应地区固定效应Hausman testWald test spatial lagWald test spatial errorLR test spatial lagLR test spatial errorLR test individual FELR test time FE核心解释变量：当期收入分权（1）地理距离双向FE-SDM-0.090（-1.03）1.177*（57.65）-0.101*（-4.44）0.057*（3.40）YESYESYESYES75.05*59.09*56.71*54.95*52.46*179.89*246.19*（2）经济距离双向FE-SDM-0.231*（-2.84）1.201*（52.23）-0.064*（-2.78）0.032*（1.90）YESYESYESYES67.91*70.11*63.02*63.13*58.05*185.78*273.04*支出分权（3）地理距离双向FE-SDM0.057（0.64）1.292*（18.97）-0.087*（-1.93）0.240*（5.99）YESYESYESYES42.80*65.72*61.18*60.77*59.71*42.49*502.78*（4）经济距离双向FE-SDM0.003（0.04）1.220*（16.38）-0.055（-1.22）0.206*（5.28）YESYESYESYES43.96*84.43*83.13*76.44*75.26*47.17*537.22*核心解释变量：滞后1期收入分权（5）地理距离双向FE-SDM0.058（0.61）0.593*（13.49）0.025（0.75）-0.051（-1.36）YESYESYESYES21.66*28.17*28.58*27.16*27.62*58.22*199.39*（6）经济距离双向FE-SDM-0.123（-1.43）0.577*（12.24）0.003（0.09）-0.068*（-1.74）YESYESYESYES34.57*49.36*49.39*46.15*46.28*58.22*199.39*支出分权（7）地理距离RE-SDM0.471*（7.67）0.683*（9.60）-0.167*（-4.65）0.116*（2.45）YESYESNONO1.5941.49*39.71*39.09*37.72*70.36*413.44*（8）经济距离RE-SDM0.347*（5.70）0.647*（9.48）-0.113*（-3.12）0.051（1.04）YESYESNONO4.7669.45*68.91*63.30*62.81*65.36*508.27*150财 经 纵 横统计与决策2023年第19期总第631期量的系数在收入分权下的当期和支出分权下的滞后期显著为负，表明财政结构失衡对于税收竞争水平的抑制作用在财政收入分权层面更倾向于当期，而在财政支出分权层面则更倾向于下一期。从当期交互项来看，收支分权程度的提高显著抑制了财政失衡对税收竞争水平的削弱效应，可能的原因是，收支分权程度较高的地方政府对于自身财政收支的裁量能力较强，能够根据自身财政情况制定合适的收支策略，因此其税收决策受到财政结构失衡的影响在一定程度上得到缓冲。2.2多门槛模型回归结果2.2.1门槛效应自抽样检验在回归之前，需要先对不同门槛变量下的门槛效应进行显著性检验。在上文的分析中，财政分权变量的回归系数表现出明显的时期延伸性，因此本文同时也选取滞后一期财政分权变量作为门槛变量进行回归分析，结果如表5所示。在当期和滞后一期的财政分权指标下，门槛效应检验得到了相似的结果：收入分权与支出分权只通过了单一门槛的显著性检验，财政自主度通过了单一和双重门槛检验。基于上述检验结果，使用对应的门槛模型进行回归分析。表5门槛效应检验结果当期滞后一期门槛变量lnFDRlnFDElnFDAlnFDRlnFDElnFDA门槛类型单一门槛双重门槛三重门槛单一门槛双重门槛三重门槛单一门槛双重门槛三重门槛单一门槛双重门槛三重门槛单一门槛双重门槛三重门槛单一门槛双重门槛三重门槛LR统计量71.65*0.00015.070.2909.220.63365.23*0.00016.080.3007.580.77345.04*0.00738.57*0.02015.390.73064.85*0.00717.880.1477.210.64365.77*0.00017.180.2577.020.94742.95*0.00333.16*0.03719.400.493自举次数300300300300300300300300300300300300300300300300300300临界值10%28.75821.14426.21624.91023.25020.45224.90225.51555.17127.52920.71117.85925.75725.25727.55324.13126.93238.7055%33.43930.65933.65928.51627.82724.90529.46228.39565.23833.57327.14130.13329.33836.52931.58128.86531.87552.7611%43.51395.29881.20737.59840.99935.57439.26246.32477.83951.976110.817123.37339.21549.65139.26734.43043.58393.377注：方括号内为P值。2.2.2门槛估计值检验在门槛效应显著的前提下，使用LR统计量进行门槛估计值检验，结果如表6所示。似然比检验图能直观地展示门槛检验结果，以财政自主度双重门槛的似然比检验为例，图3给出了其当期和滞后一期的LR检验结果，两个门槛值均通过了5%水平上的检验。2.2.3门槛回归结果下页表7中，当期和滞后一期财政自主度作为门槛变量时使用双重门槛模型进行估计，收支分权指标作为门槛变量时使用单一门槛模型进行估计。从当期财政分权指标的回归结果来看：（1）在当期财政收入分权门槛值两侧，纵向财政失衡均显著削弱了地方政府税收竞争水平，从其影响大小来看，当财政收入分权-0.0958 时，系数为-0.592，当财政收入分权-0.0958时，系数为-0.329，系数绝对值下降约44%，可见财政收入分权程度较低的地方政府其财政结构失衡对于税收竞争水平的削弱作用更为明显，这也与上文空间模型中财政收入分权与财政失衡交互项系数的回归结果相一致。当期财政支出分权门槛下的回归结果与此相似。（2）当期财政自主度作为门槛变量时体现为双重门槛特征。当财政自主度-1.0032时，财政失衡对于税收竞争水平的影响作用显著为正；当财政自主度处于第一、第二门槛估计值之间时，系数不显著；当财政自主度-0.8160时，这一影响效应变为负向显著，表明随着财政自主度的逐渐提高，财政失衡对于税收竞争水平的影响作用经历了从促进到抑制的转变过程。由上文分析可知，财政自主能力较强的政府对于自身财政资源的依赖性较强，面对财政结构失衡时，一方面自有收入渠道难以在短期内恢复，另一方面难以通过外来收入渠道弥补自身税收，因而对于税收竞争水平的抑制作用更为明显；而对于财政自主能力较差的政府，上级转移支付及财政补贴等往往是其财政收入的一大重要来源，且对于辖区自有税源进行拓展的边际效果也更为明显，因而当自有财政收入不足以弥补财政缺口从而形成财政失衡时，外来渠道财政收入以及对于自有税源的开拓反而可能明显促进自身竞争水平的提高。总体来看，滞后期财政分权指标的结果与当期回归结果相似，但在财政自主度指标下影响效应始终为负，且这一抑制作用沿门槛区间而逐级减小。3结论本文基于我国30个省份的动态空间面板数据，使用空间计量模型研究地方政府间横向税收竞争的策略互动模式以及财政结构对于税收竞争水平的影响机制，并以不同的财政分权指标构建门槛变量，使用多门槛回归模型检验政府财政结构对于税收竞争水平的非线性影响特征，得到以下结论：（1）地方政府间的横向税收竞争存在空间外表6门槛值估计结果当期滞后一期门槛变量lnFDRlnFDElnFDAlnFDRlnFDElnFDA门槛选择单一门槛单一门槛双重门槛单一门槛单一门槛双重门槛门槛估计值门槛1:-0.0958门槛1:0.4237门槛1:-1.0032；门槛2:-0.8160门槛1:-0.0958门槛1:0.3958门槛1:-0.5275；门槛2:-0.3364似然比值似然比值60402003020100-1.5-1.0-0.50-1.5-1.0-0.50第一门槛第一门槛（a）当期lnFDA（b）滞后一期lnFDA似然比值似然比值403020100403020100-1.5-1.0-0.50-1.5-1.0-0.50第二门槛第二门槛（c）当期lnFDA（d）滞后一期lnFDA图3 门槛值LR检验151财 经 纵 横统计与决策2023年第19期总第631期溢性，形成了正向空间集聚的宏观趋势，在地理空间和经济空间下均表现出明显的“向上竞争”特征。（2）收支分权程度和财政自主能力的提高赋予了地方政府更多的自主权来强化税收竞争，且这一影响具有时期延伸性；纵向财政失衡起到了抑制作用且仅在当期显著；财政自主度的提高加剧了纵向财政失衡对自身税收竞争水平的抑制作用，而收支分权则削弱了这一抑制作用。（3）纵向财政失衡对于税收竞争水平的影响存在着门槛效应，在收支分权和财政自主度门槛下分别表现为单一和双重门槛特征：在收支分权门槛下始终起到抑制作用，但这一影响效应逐级下降；在财政自主度的双重门槛下经历了“明显促进影响不明显明显抑制”的过程。参考文献：1储德银,邵娇,迟淑娴.财政体制失衡抑制了地方政府税收努力吗?J.经济研究,2019,54(10).2刘丹,李永友,童幼雏,等.中国财政体制垂直失衡:测度方法与特征分析J.经济学家,2018,(10).3周黎安.中国地方官员的晋升锦标赛模式研究J.经济研究,2007,(7).4Tiebout C M.A Pure Theory of Local Expenditures J.Journal of Political Economy,1956,(5).5郭杰,李涛.中国地方政府间税收竞争研究基于中国省级面板数据的经验证据J.管理世界,2009,(11).6刘洁,李文.中国环境污染与地方政府税收竞争基于空间面板数据模型的分析J.中国人口 资源与环境,2013,23(4).7张学升,张行.财政分权、税收竞争与绿色发展J.统计与决策,2022,(5).8沈坤荣,付文林.中国的财政分权制度与地区经济增长J.管理世界,2005,(1).9陈硕.分税制改革、地方财政自主权与公共品供给J.经济学(季刊),2010,9(4).10Eyrand L,Lusinvan L.Vertical Fiscal Imbalance and Fiscal Performance in Advanced Economies J.Journal of Monetary Economics,2013,60(5).11周亚虹,宗庆庆,陈曦明.财政分权体制下地级市政府教育支出的标尺竞争J.经济研究,2013,(11).12Hansen B E.Sample Splitting and Threshold Estimation J.Journalof Econometrics,2000,68(3).（责任编辑/梁红）表7多门槛面板回归结果lnVFII()FD1lnVFII()FD1lnVFII()12ConstantR2Wald test控制变量时间固定效应地区固定效应财政分权指标：当期收入分权-0.592*（-8.42）-0.329*（-7.29）2.100*（1.85）0.51541.45*YESYESYES支出分权-0.692*（-11.02）-0.309*（-7.16）3.666*（3.33）0.56049.66*YESYESYES财政自主度1.299*（6.77）0.141（1.55）-0.344*（-8.12）0.859（0.80）0.57847.96*YESYESYES财政分权指标：滞后1期收入分权-0.608*（-8.34）-0.332*（-6.92）1.795（1.35）0.45229.43*YESYESYES支出分权-0.722*（-10.68）-0.302*（-6.58）3.025*（2.37）0.50336.15*YESYESYES财政自主度-1.184*（-9.16）-0.635*（-9.69）-0.350*（-7.65）1.487（1.15）0.50732.93*YESYESYESFiscal Decentralization,Vertical Fiscal Imbalance and HorizontalTax Competition of Local GovernmentsLiu Zhuoxuan,Zhong Hai(China Institute of Public Finance and Policy,Central University of Finance and Economics,Beijing 100081,China)Abstract:Based on the inter-governmental relationship under the Chinese-style fiscal decentralization system,this paperuses spatial statistical methods to investigate the characteristics of horizontal tax competition among local governments in terms ofoverall spatial agglomeration and local regional differentiation,etc.On this basis,spatial econometric models are constructed indifferent periods to explore the spatiotemporal impact of government fiscal structure on tax competition.The results are as follows:Local governments have the characteristics of“upward competition”in both geographical and economic space.Decentralizationof revenue and expenditure and fiscal autonomy promote the improvement of local government tax competition level to differentdegrees and show period extension.Vertical fiscal imbalance inhibits this effect,but fiscal autonomy and revenue and expenditure decentralization aggravate and weaken this effect,respectively.Furthermore,the paper uses the multi-threshold model to investigate t