Will Regional Preferential Policies Reduce Local Tax Effort: Evidence from the Western Development
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摘要: 基于西部大开发这一准自然实验，使用双重差分法考察区域性优惠政策的税收激励效应。研究发现：西部大开发降低了地方政府的税收努力程度，政策实施后，西部地区税收努力程度平均下降了11.32%，且其效应在政策实施的当年及第二年最为显著；省会城市和较发达地区的税收努力程度低于非省会城市和欠发达地区，且在转移支付依赖度较高的地区更加显著，在转移支付依赖度较低的地区则不明显。以上可能是造成地区财力差距的重要原因。此外，西部大开发增加了地方政府转移支付的依赖度和财政失衡程度，加剧了西部地区“重投资、轻民生”的财政支出偏向，且为培育本地税基可能采取“放水养鱼”的方式，进而降低税收征管力度。Abstract: Based on the quasi-natural experiment of the West Development, this paper employs difference-in-difference method to examine the tax incentive effect of regional policies. It is found that the Western Development in China has reduced local tax efforts by 11.32% in the western regions after the implementation of the policy, and the effects are significant in the first year and the second year; moreover, tax efforts are less in provincial capital cities and more developed regions, and in high transfer dependency areas, but not obvious in areas with low transfer dependency areas. The above may be the key factor causing the internal financial gap of the region. Mechanism analysis shows the West Development lead to increasing transfer dependency and fiscal imbalances of the local governments, exacerbating the fiscal bias of "investment over livelihood", and reducing its local tax collection and management efforts in cultivating local tax base.
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一、 引言
构建更加有效的区域协调发展新机制是新常态下实现经济高质量发展的战略目标，也是跨越中等收入陷阱的重要选择。而建立财力协调与区域均衡的政府间财政关系不仅是加快推进现代财政制度的内在要求，也是保证区域协调政策有效性的制度基础。它一方面有助于缩小地区间的财力差距，激发地方政府活力，另一方面有助于充分发挥地区资源优势，推动经济高质量增长。我国于2000年实施西部大开发战略，财政转移支付制度和税收优惠制度作为重要的政策协调工具，在促进西部地区经济增长以及缩小西部地区与东中部地区之间的发展差距方面发挥了积极作用，与此同时也对地方财政收支行为产生了一定影响，导致新的财力差距产生(Grewal和Ahmed，2011；罗鸣令等，2019)[1-2]。
理论上，地区间财力差距不仅受到地方税收能力的制约，也与地方政府的税收努力程度紧密相关。中央在进行转移支付时，更多是考虑到由地方经济发展差距等原因所导致的地方财力差距，而不是由地方税收努力程度不同而引致的财力差距(乔宝云等，2006)[3]。事实上，由于信息不对称的存在，中央政府不可能完全监督地方政府的税收征管行为。大量实证研究表明，在中国式分权的财政体制下，中央转移支付不仅没有起到平抑地区财力差距的作用，反而进一步扭曲了地方财政支出结构(尹恒和朱虹，2011；付文林和沈坤荣，2012；刘贯春和周伟，2019)[4-6]。在此背景下考察西部大开发对地方政府税收努力程度的影响，探索区域性政策与地区财力差距之间的关系，对于深入理解深化财税体制改革、重构经济增长机制具有重要的理论价值和现实意义。
学者们围绕西部大开发政策效应这一重要课题进行了大量的研究，具体可归纳为两个方面：一是在宏观经济效应方面，主要从经济增长质量(刘生龙等，2009；刘瑞明和赵仁杰，2015)[7-8]、产业结构升级(袁航和朱承亮，2018)[9]、资源诅咒效应(邵帅和齐中英，2008)[10]、税收收入再分配(罗鸣令等，2019)[2]、城乡收入差距(毛其淋，2011)[11]等视角展开探讨；二是在微观经济效应方面，主要分析税收优惠对企业税收负担、生产率、就业等方面的影响(于海峰和赵丽萍，2010；吴辉航等，2017；鲁元平等，2020)[12-14]。这些文献为本文的研究奠定了基础，但大多没有考虑到西部大开发对地方税收努力的影响，而事实上地方税收努力是影响地区财力差距的重要因素。正如货币的两面性一样，西部大开发中实施的转移支付和税收优惠等政策工具同样会对地方的税收征管行为产生影响。此外，多数文献在研究方法以及样本的选择上也存在一定的局限性，如自2000年以来省直管县改革等政策的实施同样会影响到地方政府的税收努力程度(Jia等，2020)[15]，如果不予以剔除，则无法准确剥离西部大开发的政策效应。只有在研究方法上有所创新，才能对政策效应进行恰当的评估并得出可靠的结论，进而准确理解区域性优惠政策的税收激励效应，帮助决策者在制订政策时尽量避免对地方税收征管行为产生负面影响。
本文借助双重差分法和中介效应模型，在梳理转移支付和税收优惠等相关文献的基础上，将西部大开发和地方税收努力纳入统一的分析框架，并基于1995—2006年223个地市级的面板数据，在排除其他随机因素和政策干扰的影响后，科学地评估西部大开发对地方税收努力程度的影响。应注意的是，使用双重差分法的前提之一是处理组和控制组在政策实施前应满足共同趋势假说，本文将使用事件分析法检验二者间是否存在共同趋势及其动态效应。边际贡献可能体现在三个方面：首先，现有文献主要基于省直管县(Jia等，2020)[15]、扩权强县(王怡璞和王文静，2018)[16]、企业所得税分享改革(田彬彬和范子英，2016)[17]等角度分析财税体制改革对地方的税收激励效应，本文则从区域性政策视角考察西部大开发对地方税收努力程度的影响；其次，现有研究聚焦于西部大开发对经济总量、结构和微观个体的影响，而忽略了对地方政府行为的分析，本文则为西部大开发政策的有效性研究提供了新的视角；再次，由于西部大开发政策具有较强的外生性，本文使用双重差分法进行实证分析，并严格检验共同趋势假说及其动态性和异质性，在研究方法上体现了创新性。
二、 文献综述及研究假说
作为西部大开发战略中的主要财政支持工具，转移支付制度和税收优惠政策在实现政府政策既定目标的同时，也会深刻影响地方政府的财政行为。
首先，就转移支付制度而言，作为中央平抑地区财力差距的主要工具之一(乔宝云等，2006)[3]，其在西部大开发中起到了重要的作用。为支持西部大开发，2000—2005年期间，中央对西部地区的转移支付累计达到4 040.4亿元，占总转移支付的比例从1999年的29.01%上升到2005年的52.6%；转移支付中又以基础设施建设投资为主，据相关资料显示，西部大开发的前3年，中央转移支付用于基础设施建设的资金占比高达74%，且国有投资占据主要支配地位(王洛林和魏后凯，2003)[18]; 此外，西部地区的全社会固定资产投资率年均增长16.8%，远远高于同期的东中部地区。
转移支付对地方税收努力影响的研究文献归纳起来主要体现了两种观点：一种观点认为，转移支付有助于提升地方税收努力程度，其理论依据是粘蝇纸效应(Hines和Thaler，1995)[19]，即无条件转移支付倾向于“黏”在公共部门，对政府支出的效应大于税收收入的效应(范子英和张军，2010)[20]，因此地方政府会加强税收征管以满足日益增长的财政支出。另一种观点认为，转移支付会降低地方政府的税收努力，因为转移支付对地方政府具有收入效应和替代效应，如果地方政府将转移支付视为无偿收入，则其提高税收努力导致可获取的转移支付的降低会被视为对地方税收收入的征税，从而产生转移支付依赖，降低税收征管力度。学者们的实证研究多支持后一个结论，如Besfamille和Sanguinetti (2004)[21]对于税收分享机制下的地方政府道德风险问题的研究，Correa和Steiner (1994)[22]、Baretti等(2002)[23]、Rajaraman和Vasishtha(2000)[24]基于拉丁美洲、德国和印度数据的研究，国内学者杨龙见等(2015)[25]、付文林和赵永辉(2016)[26]等的研究，均得出类似的结论。此外，乔宝云等(2006)[3]使用我国1994年以来的省级面板数据，研究发现自分税制以来的转移支付制度无助于缩小地区财力差距；Liu和Zhao(2011)[27]使用1995—2007年的省级面板数据，研究发现税收返还和均等化转移支付对地方税收努力程度存在抑制效应；Jia等(2020)[15]基于我国省直管县改革分析了分权对税收努力的影响，发现分权总体上降低了地方税收努力程度，省直管县虽然有利于地方实现税收自治，进而提高税收努力，但由于其正向促进效应小于转移支付的抑制效应，最终导致分权降低了地方税收努力；吕冰洋和张凯强(2018)[28]的研究表明，财政转移支付对地方税收努力的影响还存在一定程度的财政支出偏向效应。基于上述分析提出以下假说：
假说1：西部大开发中，中央对地方的政府间转移支付会导致地方政府产生转移支付依赖，从而降低其税收努力程度。
其次，就税收优惠而言，西部大开发中实施的主要政策优惠措施有：对于在西部设立的内资企业和外商投资企业，企业所得税按照15%减免征收，相比于同时期其他地区33%的法定税率而言，西部地区企业所得税税率降低了54%；对于新设交通、电力、水利、邮政、广播电视等企业，实行企业所得税三免两减半政策；流转税方面，对于内资和外商投资的鼓励性产业的进口设备在法定范围内予以免征关税和进口环节增值税。从政策实施效果来看，这些税收优惠措施降低了企业税收负担，西部地区的税收收入占全国的比重从2000年的15.14%下降至13.5%，其中所得税占全部税收的比重从2000年的12.28%降至8.45%[12]，税收负担的下降刺激企业从事更多的创业活动，从而有利于提升企业全要素生产率[13]。理论上，地方税收努力会影响企业的税收负担，反过来地方实际税率也会影响其税收努力程度。为了刺激经济发展，西部地区税收优惠产生的“税收洼地”效应[2]，在吸引经济资源、人才和资本要素聚集的同时，也会带来地区间激烈的税收竞争，从而地方政府会通过放水养鱼的方式继续实施税收优惠[16]，或者积极帮助企业逃避税收，降低税收努力程度[17]，以吸引(防止)企业和生产要素流入(流出)。基于上述分析提出如下假说：
假说2：西部大开发形成的税收洼地效应和税收竞争效应可能会降低地方税收努力程度。
再次，西部大开发也有可能通过加剧地方财政失衡程度和扭曲地方支出结构而影响地方税收努力程度。中国式分权体制下，地方政府由于财力与事权不匹配而普遍面临着财政失衡，而过度的财政失衡可能会放松财政纪律，扭曲政府支出政策，从而降低地方税收努力并加剧预算软约束等(Eyraud和Lusinyan 2013;储德银等，2019)[29-30]。贾俊雪等(2016)[31]的研究表明，财政失衡下的地方政府会过度依赖于中央转移支付或者寻找其他收入以弥补财政缺口。事实上，我国现有的转移支付制度在降低地方财力差距方面不仅没有起到应有作用，反而助推了地方财政支出结构的扭曲[4]。从西部大开发的政策实施效果来看，已有研究认为其在促进西部地区经济增长的同时，也存在着“政策陷阱”[8]，并且其内部也可能由于经济发展水平、产业结构、城镇化等带来新的地区差距[1]。由此提出：
假说3：西部大开发可能加剧地方财政失衡，扭曲地方财政支出结构，进而影响地方税收努力。
三、 模型设计、变量选择及数据来源
（一） 模型设计
本文旨在考察西部大开发对地方税收努力的影响，西部大开发作为中央支持西部发展、缩小地区发展差距的战略工具，具有较强的政策外生性，为科学评估区域性政策与地方税收努力之间的关系提供了良好的准自然实验。基于此，基准模型设定如下：
$$ {y_{it}} = \alpha + {\beta _0}di{d_{it}} + {\beta _1}control{s_{it}} + {u_i} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (1) 其中，yit为地方税收努力程度；didit为核心解释变量，didit=treati×postt，样本期内，如果地市级个体i处于西部地区，则treati=1，反之treati=0；当时间t>=2001时，postt=1，反之，postt=0①。本文中，处理组为隶属于西部地区的地级市，控制组为东中部地区的地级市，下标i和t分别表示地级市和年份；controlsit为其他对地方税收努力有所影响且随时间和个体变化的控制变量；ui为个体效应，用于控制其他影响区域创新且不随时间变化的不可观测的个体效应，如地区文化等；γt为时间效应，用于控制其他随时间变化的因素；εit为随机误差项。β0为区域政策效应，是本文重点关注的待估系数，若β0>0，表明西部大开发促进了地方税收努力；反之，若β0 < 0，则表明西部大开发降低了地方税收努力。
① 实验分期变量(post)根据《国务院关于实施西部大开发若干政策措施的通知》(国发〔2000〕33号)，设定2001年及之后为1，2001年之前为0。
（二） 变量选择
1. 被解释变量
对地方税收努力的测度，国内文献主要使用Lotz和Morrs (1985)[32]首次提出并使用的税柄法，即以实际税收收入和预测税收收入的比重来度量地方税收努力程度。为计算地方税收努力程度，首先需要确定影响地方实际税负的因素，除了人均GDP、第二产业和第三产业占比外，储德银等(2019)[30]、胡祖铨等(2013)[33]在度量我国地方税收努力程度时，还分别考虑了人口特征、城镇化水平、对外开放程度等。通过将实际税收收入(Tax)作为因变量，上述影响因素作为自变量，使用固定效应模型拟合各地的预测税收收入(Tax*)，即税收能力；据此计算地方政府税收努力程度Tax_effort=Tax/Tax*。本文认为，地方公共品供给也是影响地方税收努力的重要影响因素，根据第一代财政分权理论，由于地方政府对辖区居民公共物品的需求与偏好信息更加了解，为提高公共品的供给效率，其会选择较为有效的税收与公共品的组合，从而影响其税收征管行为。因此，本文考虑将地方财政支出与公共品的供给也作为解释变量。具体回归模型如下：
$$ \begin{array}{*{20}{r}} {Ta{x_{it}} = a + {b_1}\mathit{ln}pgd{p_{it}} + {b_2}\mathit{secg}d{p_{it}} + {b_3}{\rm{ }}thirdgd{p_{it}} + {b_4}{\rm{ }}urba{n_{it}} + }\\ {{b_5}{\rm{ }}investrati{o_{it}} + {b_6}{\rm{ }}public\mathit{ex}{\mathit{p}_{it}} + {b_7}{\rm{ }}healt{h_{it}} + {b_8}ed{u_{it}} + {u_i} + {\lambda _t} + {e_{it}}} \end{array} $$ (2) 对式(2)进行双向固定效应回归，得到实际税收Taxit的拟合值Taxit*，进一步计算地方税收努力程度Tax_effort=Tax/Taxit*。为了保证结果的稳健性，稳健性分析部分使用人均实际财政收入测算税收努力程度。
2. 解释变量
西部大开发地区的交互项didit为本文的核心解释变量，didit=treati×postt，反映了政策对区域创新的净效应。样本期内，如果地市级个体i处于西部地区，则treati=1，反之treati=0；当t>=2 001时，postt=1，反之，postt=0。
3. 控制变量
除了政策变量的交互项外，还需要控制其他可能影响地方税收努力的因素。借鉴已有研究，使用人均GDP的自然对数及其平方表征地区发展水平；分别使用第二、第三产业增加值占GDP的比重表示产业结构情况；城镇化比例使用非农业人口占比年末户籍人口表示；使用全社会固定资产投资占GDP比重表示社会投资率；由于地区较高的公共服务水平也会影响地方税收努力程度进而会影响地方实际税收，本文使用每万人拥有的医生数和在校中小学生数表征地区公共服务水平；使用每平方公里的年末户籍人数的自然对数表示地区人口特征。
（三） 数据来源
文中大部分数据来自《中国城市统计年鉴》和中国区域经济统计数据库。研究的起止区间是1995—2006年，由于2007年财政预算科目口径发生变化，基本建设支出和科技支出的统计口径前后不太一致，因此样本期间仅到2006年。对于部分缺失的数据，利用相应年度的省、地市级统计年鉴和地级市经济和社会发展公报进行填补，仍缺失的情况下使用插值法补齐。由于西部大开发中包含部分东中部地区，如湖北省恩施州、湖南省湘西州和吉林省延边州三个地区数据缺失严重，本文作缺失值处理。在对全文缺失数据严重的地级市作删除处理后，共得到223个地级市12年的面板数据。为消除通货膨胀的影响，货币类变量均以1995年为基期的省级GDP平减指数进行平减得到实际水平。数据的描述性统计如表 1所示。
表 1 变量的描述性统计变量 观测量 均值 标准差 最小值 最大值 地方税收努力 2 624 1.046 8 0.492 4 0.314 7 3.716 3 第二产业占比 2 624 0.461 1 0.105 9 0.216 0.811 第三产业占比 2 624 0.350 1 0.071 4 0.135 9 0.6 财政收入占比 2 623 0.047 5 0.017 6 0.019 5 0.138 7 财政支出占比 2 622 0.082 9 0.032 1 0.026 7 0.224 5 人均实际GDP 2 623 8.985 3 0.662 6 7.303 6 11.031 3 城镇化 2 624 0.339 4 0.163 9 0.102 5 0.885 2 社会投资率 2 624 0.295 5 0.142 5 0.077 5 0.748 对数人口密度 2 623 5.858 1 0.738 3.682 2 7.675 2 对数每万人医生数 2 623 2.725 0.431 1.583 1 3.818 5 对数每万人中小学学生数 2 676 0.429 6 0.302 4 -2.576 4 2.508 4 四、 实证分析
（一） 基本结果分析
首先以地方财政收入占比为基础计算的税收努力程度作为被解释变量，对式(1)进行回归分析，并使用稳健标准误控制异方差影响。回归结果如表 2所示。
表 2 基准回归分析变量 (1) (2) (3) (4) (5) did -0.159 3*** -0.090 7*** -0.103 6*** -0.104 1*** -0.113 2*** (0.025 2) (0.024 2) (0.024 1) (0.027 6) (0.027 4) 人均GDP -3.017 9*** -2.891 7*** -3.168 6*** -3.368 5*** (0.262 6) (0.248 9) (0.247 1) (0.240 4) 人均GDP平方 0.182 6*** 0.175 8*** 0.191 0*** 0.198 9*** (0.013 9) (0.013 1) (0.013 1) (0.012 6) 第二产业占比 -0.035 8 -0.008 5 -0.039 9 (0.134 0) (0.138 9) (0.1166) 第三产业占比 -0.082 9 -0.103 3 -0.080 4 (0.220 0) (0.217 2) (0.202 0) 城镇化 -0.090 5 -0.134 4 (0.236 4) (0.245 0) 投资率 -0.015 6 -0.054 8 (0.060 5) (0.059 1) 人口密度 -0.444 6*** (0.071 9) 医疗类公共品 0.144 6*** (0.034 8) 教育类公共品 0.046 8* (0.027 3) 常数项 1.024 8*** 13.429 7*** 12.871 4*** 14.153 8*** 17.484 4*** (0.021 9) (1.267 3) (1.203 5) (1.216 1) (1.370 0) 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.805 6 0.850 0 0.856 7 0.860 7 0.870 7 有效样本量 2 584 2 550 2 491 2 424 2 402 注：*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号中为稳健标准误。下表同。 表 2中使用逐步回归法加入控制变量，所有模型均控制了时间效应和个体效应。可以看出，各个模型的回归结果显示，政策效应并无太大变化，核心解释变量西部大开发对地方税收努力的影响均在1%的水平上显著为负，说明西部大开发政策显著降低了地方税收努力程度。以第(5)列为例，西部大开发对地方税收努力程度的影响为-11.32%，即政策实施后，西部地区的税收努力程度平均下降了11.32%，这表明西部地区大量的中央转移支付在充实地方财力的同时，对其税收努力程度产生了收入效应与替代效应，究其原因是地方政府可能因其税收洼地效应，放松了地方税收征管力度。
另外，控制变量中，人均GDP及其平方项对税收努力的影响表现为U型趋势，这和已有的研究结论一致[16, 30]。在经济发展水平较低时，地方政府为刺激经济发展，可能存在针对本地企业放水养鱼的方式；而当经济发展到一定阶段后，地方政府会加大税收努力程度，以缓解前期入不敷出带来的财政压力；第二产业占比与第三产业占比与地方税收努力程度也表现为负相关关系，进一步表明政策实施后西部地区为了刺激当地经济发展，可能采取了降低税收征管力度的方法帮助企业避税；以每万人拥有的医生数和中小学在校生数表示的公共品供给对地方税收努力的影响显著为正，这符合用脚投票理论，表明高质量公共品提供了地方加强税收征管的内在激励。
（二） 共同趋势检验及动态效应
基准回归结果表明西部大开发降低了地方税收努力程度。前文指出，使用双重差分的一个重要前提是政策实施前处理组与控制组需要满足共同趋势假说。如果政策实施前处理组与控制组的税收努力程度不存在共同趋势，那么回归结果就不能充分表明西部地区税收努力程度的下降完全是由西部大开发导致的，其政策效应也会存在高估的可能。为进一步检验共同趋势假说是否严格成立，以及揭示其动态效应，本文使用事件分析法进行检验。首先，将基准回归中的didit更换成政策改革前后生成的时间虚拟变量与处理变量的交互项，再次进行估计。
$$ {y_{it}} = \alpha + \sum\limits_{j = - 6}^5 {{\beta _j}} {\rm{ }}trea{t_i} \times {\rm{ }}yea{r_j} + {\beta _1}{\rm{ }}control{s_{it}} + {u_i} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (3) 式(3)中，treati为处理变量，和基准回归定义一致。yearj(－6≤j≤5)表明分别生成政策时间2001年之前6个年度与之后5个年度的虚拟变量。以政策发生前一年2000年为基准组，则β－6、β－5、……、β5分别表示1995年、1996年、……、2006年的政策效果。表 3汇报了使用事件分析法的回归结果，而图 1进一步汇报了所有估计系数的大小变化及95%的置信区间。可以看出，政策实施之前，β－6、β－5、……、β－1在10%的水平上均不显著，这表明处理组与控制组的税收努力程度在政策实施前不存在显著性差异，因而满足共同趋势假说。在政策实施的当年及第二年，处理组的税收努力程度明显下降，且在1%的水平上显著；此后的2003年及2004年政策效果消失，这可能和2004年实施的省直管县改革有关。已有研究表明，省直管县作为分权改革的重要内容，增加了地方财政自主权，有助于提高其税收努力[15]，而县级税收努力程度的增加则提升了全市的税收努力水平。但这一效果消失在西部大开发政策实施后的第5年和第6年，因为省直管县改革除了提升地方税收自治外，也增加了地方政府获得的转移支付份额，从而导致整体效应趋于下降。从政策效果来看，第5年和第6年的平均处理效应要比前两年高出26.25%。
表 3 共同趋势检验及动态效应变量 系数 变量 系数 变量 系数 Before6 -0.037 1 After2 -0.054 8 lnpgdp2 0.182 6*** (0.054 8) (0.056 3) (0.014 9) Before5 0.066 9 After3 0.009 1 urban -0.218 8 (0.049 2) (0.044 4) (0.263 9) Before4 0.018 5 After4 -0.133 8** invest_ratio -0.019 8 (0.045 1) (0.054 1) (0.065 5) Before3 0.068 0 After5 -0.134 6** lnpopden -0.454 5*** (0.047 3) (0.064 6) (0.057 8) Before2 0.064 3 chanye_2 0.017 4 lnhealth_public 0.150 5*** (0.044 4) (0.110 4) (0.034 7) Current -0.100 9** chanye_3 0.032 6 lnedu_public 0.062 0** (0.046 2) (0.203 0) (0.027 5) After1 -0.111 7*** lnpgdp -3.082 4*** 时间效应 Yes (0.038 7) (0.273 4) 个体效应 Yes 注：Before6、…、Before2分别表示1995—1999年时间变量与处理组的交互项；Current为2001年与处理组的交互项；After1、…、After5分别表示2002—2006年时间变量与处理组的交互项。 以上分析表明，政策实施前，处理组与控制组并不存在系统性差异，从而满足共同趋势假说，也进一步验证西部大开发降低了地方税收努力程度这一基本结论，只是其抑制效应显著存在于政策实施的当年及第二年。
（三） 稳健性检验
为保证结论的可靠性，本文进行以下稳健性检验。
1. 更换解释变量与缩小样本范围
首先，借鉴王怡璞和王文静(2018)[16]的做法，使用以人均财政收入为基础计算的税收努力替换基准回归中的被解释变量；其次，由于北京、上海、天津、重庆为省级直辖市，其经济发展水平、地方征税能力与一般地级市有较大区别，故去掉这4个直辖市后再对基准方程进行回归分析；最后，本文的样本期间为1995—2006年，时间可能过长，而且前文分析政策效应也可能受到省直管县改革的影响，因此将样本范围缩短至政策时间点前后各3年以及删除2003年之后的样本再次进行回归，以观察结论的稳健性。表 4汇报的是更改了样本范围后的估计结果。在去掉4个直辖市和缩小样本范围之后，政策变量的系数有所上升，但总体变化微小，表明结论是稳健的。
表 4 稳健性检验：更换解释变量与缩小样本范围变量 去掉直辖市 政策实施前后各三年 去掉省直管县 税收努力1 税收努力2 税收努力1 税收努力2 税收努力1 税收努力2 did -0.119 4***(0.027 6) -0.055 1***(0.010 0) -0.1310***(0.029 5) -0.054 3***(0.009 1) -0.117 5***(0.030 7) -0.048 1***(0.010 5) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.863 4 0.894 9 0.904 1 0.933 4 0.881 9 0.905 2 有效观测量 2 393 2 375 1 442 1 438 1 826 1 815 注：税收努力1为基准回归分析的被解释变量，税收努力2为使用人均财政收入计算的税收努力指标。下表同。 2. 更改模型设定
为避免模型存在误设的可能，本文继续通过更改模型设定的形式进行稳健性检验。参考Jia等(2020)[15]的做法，首先考虑所有控制变量的时变效应，在基准回归模型中分别加入控制变量与时间趋势的三阶多项式函数；其次，考虑所有控制变量的处理效应与时间效应，在基准方程中分别加入控制变量与最终处理变量和时间变量的交互项。具体模型设定如下：
$$ Tax\_effor{t_{it}} = \alpha + \beta di{d_{it}} + {\beta _1}{\rm{ }}control{s_{it}}*t + {\beta _2}control{s_{it}}*{t^2} + {\beta _3}control{s_{it}}*{t^3} + {u_i} + {\lambda _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (4) $$ Tax\_effor{t_{it}} = \alpha + \beta di{d_{it}} + {\beta _1}control{s_{it}}*{\rm{ }}year{\rm{ }} + {u_i} + {\lambda _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (5) $$ Tax\_effor{t_{it}} = \alpha + \beta di{d_{it}} + {\beta _1}control{s_{it}}*{\rm{ }}treat{\rm{ }} + {u_i} + {\lambda _t} + {\varepsilon _{it}} $$ (6) 表 5汇报了使用上述模型的回归结果。通过将前三列的回归结果与基准分析相对照，可以看出更改模型的设定形式并没有改变本文的基本结论。
表 5 稳健性检验：更改模型设定变量 税收努力1 税收努力2 did -0.086 2***(0.024 8) -0.110 9***(0.024 0) -0.104 9***(0.034 6) -0.053 0***(0.008 6) -0.057 0***(0.009 1) -0.038 0***(0.012 5) 控制变量*t Yes Yes 控制变量*t2 Yes Yes 控制变量*t3 Yes Yes 控制变量*year Yes Yes 控制变量*treat Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.869 9 0.883 0 0.870 1 0.908 1 0.915 5 0.898 3 N 2 432 2 432 2 432 2 413 2 413 2 413 3. 安慰剂检验
中西部地区作为处理组并不是随机的，而是具有政策的一刀切性质。因此，必须排除其他随机因素对政策效应的影响。参考Li等(2016)[34]和张国建等(2019)[35]的做法，在全样本中随机选择50个地区作为处理组进行安慰剂检验，随机检验方程和基准回归分析一致，并将此随机过程重复500次，图 2汇报了以地方税收努力为被解释变量的估计系数的核密度图。图中安慰剂检验的估计值均值基本符合标准正态分布，其均值在0左右，估计标准差为0.02，而基准回归方程中的0.113 2和去掉省直管县影响后的0.117 5在整体分布之外，这表明随机选择的50个地区不存在政策效应，进一步证明了西部大开发对地方税收努力的抑制效应并没有受到其他随机因素的干扰。因此，可认为本文中的政策效应是真实存在的。
（四） 异质性分析
转移支付对地方税收努力的影响因地区而异[5], 西部大开发对地方税收努力的影响也可能因城市级别、地区经济发展水平和征税能力而存在异质性。因此，本文将样本划分为省会城市、直辖市与非省会城市、经济较发达地区与欠发达地区、转移支付依赖度较高组与较低组分别进行异质性分析。在经济发展水平的划分上，参考贾俊雪等(2016)[31]以人均GDP的中位数为界，将地区划分为经济较发达地区和欠发达地区；并进一步以不同地级市对中央转移支付依赖度的中位数为界，将地区划分为转移支付依赖度较高地区和较低地区。表 6汇报了不同样本组的异质性效应分析结果，其中前4列中的结果显示，西部大开发对直辖市及省会城市税收努力的抑制效应大于非省会城市，对较发达地区的抑制效应大于欠发达地区，结论和乔宝云等(2006)[3]一致。由于直辖市及省会城市(较发达地区)的社会经济资源以及征税能力大于非省会城市(欠发达地区)，其在政策优惠中得到的中央转移支付相应也会高于非省会城市(欠发达地区)。本文的样本数据支持了这一说法，直辖市及省会城市得到的转移支付规模为26.15亿元，人均转移支付430.75元/人，高于非省会城市的8.33亿元和335元/人，这就意味着经济较发达地区和城市级别较高的地区可以获得较高份额的转移支付，而转移支付的收入效应与替代效应使得这部分地区缺乏全力进行税收征收的激励。此外，这部分城市往往是西部地区经济发展的主力军，为缩小同东中部地区其他省会或发达城市的长期差距，其也有动力放松税收征管从而培育本地税基，第(5)列和第(6)列进一步印证了这一观点，地方政府转移支付依赖度越高，政策对税收努力的抑制效应也就越强，相反，政策效应在转移支付依赖程度较低的地区并不显著。
表 6 异质性检验变量 非省会城市(1) 省会城市(2) 欠发达地区(3) 较发达地区(4) 转移支付依赖度较低组(5) 转移支付依赖度较高组(6) did -0.133 3*** -0.265 7*** -0.060 9* -0.249 2*** -0.020 4 -0.260 6*** (0.030 9) (0.100 2) (0.031 2) (0.039 7) (0.040 4) (0.052 9) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.862 5 0.875 5 0.828 2 0.880 2 0.905 0 0.869 7 N 2 323 109 1 242 1 190 1 480 952 （五） 机制分析
为支持西部大开发，中央政府投入了大量财政性建设资金，同时对符合条件的企业实行了低于法定税率54%的所得税税收优惠，这些政策工具实现了既定的政策目标。但前文的基本结论证实西部大开发降低了地方税收努力，下面将进一步考察西部大开发对地方税收努力的具体影响机制。
根据文献梳理我们认为，西部大开发可能使地方政府产生转移支付依赖，导致地方财政失衡、扭曲财政支出结构，并有可能利用其税收洼地效应采取放水养鱼的方式降低地方税收征管力度，从而培育税基。为此，本文设计如下中介效应模型对研究假说进行检验：第一步，以生产性支出偏向为被解释变量，西部大开发为解释变量，检验西部大开发对地方财政支出结构扭曲的影响，验证其中介效应；第二步，以地方税收努力为被解释变量，以政策变量和生产性支出偏向为解释变量，检验其直接效应。中介效应模型方程设计如下：
$$ {\mathit{inf}ra\_rati{o_{it}} = a + {\beta _3}di{d_{it}} + \gamma {X_{it}} + {u_i} + {\lambda _t} + {e_{it}}} $$ (7) $$ {Tax\_effor{t_{it}} = a + {\beta _1}di{d_{it}} + {\beta _2}\mathit{inf}ra\_rati{o_{it}} + \gamma {X_{it}} + {u_i} + {\lambda _t} + {e_{it}}} $$ (8) 式(7)和式(8)中，infra_ratioit为生产支出偏向，使用基本建设支出占比财政支出表示(刘贯春和周伟，2019)[6]。式(7)表示中介效应，式(8)表示直接效应。其他变量定义同式(1)。如果西部大开发通过增加地方财政支出偏向降低了地方税收努力，则待估参数β2和β3均应当显著，且其乘积β2β3的符号与β1一致为负。反之，则表明生产性支出并没有影响区域政策对地方税收努力的替代效应。
表 7汇报了机制检验结果。其中第(1)列和第(2)列为生产支出偏向的中介效应方程，验证西部大开发是否加剧了西部地区“重投资、轻民生”的财政支出偏向；第(3)列至第(6)列分别为转移支付依赖度和税收优惠的中介效应检验结果，检验假说2是否成立；第(7)列和第(8)列检验了财政失衡的中介效应机制，检验假说3。模型设计和基准回归分析一致，均控制了个体效应和时间效应，并使用稳健标准误控制异方差等。
表 7 机制分析变量 生产性支出偏向 转移支付依赖 实际税率 财政失衡 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) did 0.011 7***(0.003 6) -0.117 6***(0.026 0) 0.031 6***(0.008 0) -0.062 5***(0.023 1) -0.005 1***(0.001 0) -0.041 7**(0.016 7) 0.047 0***(0.008 0) -0.005 4(0.018 8) 生产性支出偏向 -0.556 6***(0.184 5) 转移支付依赖度 -1.660 0***(0.162 1) 实际税率 18.218 9***(0.849 8) 财政失衡 -1.565 2***(0.054 3) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.707 8 0.863 4 0.836 8 0.912 5 0.812 9 0.946 3 0.888 5 0.938 2 N 2 438 2 420 1 806 1 797 2 423 2 412 2 416 2 402 表 7的回归结果证明了前文提出的研究假说。前2列的回归结果与王丽艳和马光荣(2018)[36]的研究类似，西部大开发显著增加了地方政府生产性支出占比，而生产性支出的增加又直接降低了地方税收努力程度，这和西部大开发的既定政策目标有关，但也表明其在重视硬环境建设的同时，忽视了民生类公共品供给等软环境建设，由此带来了“重投资、轻民生”的财政支出偏向问题，同时也可能存在地方税收严征管让位于经济建设的情况。第(3)至第(6)列的结果表明，西部大开发增加了地方政府对中央转移支付的依赖度，而转移支付的收入效应与替代效应使得地方政府缺少全力进行税收征管的动力[3]，并且也进一步证实了地方政府可能存在利用税收洼地效应采取放水养鱼的方式培育税基。第(7)列和第(8)列的结果进一步证实西部大开发不仅没有平抑地区财力差距，反而加剧了地方财政失衡，这与转移支付机制设计没有起到应有的激励作用有关。一方面，在税基尚未形成的情况下，税收优惠降低了地方自有收入的增长；另一方面，转移支付的粘蝇纸效应增加了政府支出规模[20]，从而加剧了地方财政失衡，而地方财政失衡放大了其对地方税收努力的负面效应[30]。
五、 结论及政策启示
区域性政策是协调区域均衡发展、缩小区域发展差距的重要手段，其在实现中央既定目标的同时，也深刻地影响着地方政府财政行为的变化。基于西部大开发这一准自然实验，本文采用双重差分法，利用1995—2006年223个地市级的面板数据实证研究了西部大开发对地方税收努力的影响，并进行了一系列稳健性检验和机制甄别。研究发现：(1)西部大开发降低了地方税收努力程度。政策实施后，西部地区税收努力程度平均下降了11.32%，去掉省直管县的影响后，政策效应平均为11.75%；(2)西部大开发对地方税收努力的影响在政策实施当年及第二年最为显著，且两年中呈现逐年增强趋势；(3)西部大开发对地方税收努力的抑制效应还表现出一定的地区异质性，其中对省会城市和较发达地区的抑制效应要高于非省会城市和欠发达地区，并且显著抑制了转移支付依赖度较高地区的税收努力程度，而对转移支付依赖度较低地区的影响不显著，这可能是造成新的地区财力差距的重要原因；(4)机制检验表明，西部大开发增加了地方政府转移支付依赖度和财政失衡程度，加剧了西部地区“重投资、轻民生”的财政支出偏向，从而降低了地方税收努力程度。
以上研究结果对于决策者制定具体政策时避免对地方税收征管行为产生负面影响有一定参考价值。首先，应改革官员评价体系、建立长效的绩效考评机制。长期以来，我国地方官员升迁以GDP增长论英雄，造成地方政府“重投资、轻民生”的政策取向，并且为培育本地税基，弱化了税收征管甚至牺牲了地方税收来源。对投资的过度依赖带来的粗放式经济增长不仅破坏了社会可持续发展，也降低了地方政府对民生性公共品的供给能力。当前可利用大数据平台和当前我国各地正在进行的预算绩效管理制度改革为突破口，设计合理的绩效评价体系。其次，缩小地区财力差距不仅需要地方提高税收努力程度，也需要地方政府具备充足的税收能力。企业所得税分享改革和营改增改革降低了地方税收的分享比例，减少了部分税源，在其支出责任不变的情况下，必然加剧财政失衡，弱化其税收激励。因此，应构建完善的地方税体系，建立权责清晰对应的政府间关系，从而有利于激励地方税收努力行为，实现税收自治。最后，区域性优惠政策是缩小区域发展差距的重要手段，如何在政策制定的过程中更多地基于地区发展差异性，充分利用政策工具组合拳的互补效应，避免政策工具之间的替代效应，是实现区域经济协调发展和经济发展一体化的必要手段。本文建议，可针对直辖市及省会城市和非省会城市之间的资源禀赋差异，制定区域性发展政策，在政策优惠一刀切的同时, 兼顾二者之间的经济发展水平、财力大小，从而选择不同的政策工具组合。
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表 1 变量的描述性统计
变量 观测量 均值 标准差 最小值 最大值 地方税收努力 2 624 1.046 8 0.492 4 0.314 7 3.716 3 第二产业占比 2 624 0.461 1 0.105 9 0.216 0.811 第三产业占比 2 624 0.350 1 0.071 4 0.135 9 0.6 财政收入占比 2 623 0.047 5 0.017 6 0.019 5 0.138 7 财政支出占比 2 622 0.082 9 0.032 1 0.026 7 0.224 5 人均实际GDP 2 623 8.985 3 0.662 6 7.303 6 11.031 3 城镇化 2 624 0.339 4 0.163 9 0.102 5 0.885 2 社会投资率 2 624 0.295 5 0.142 5 0.077 5 0.748 对数人口密度 2 623 5.858 1 0.738 3.682 2 7.675 2 对数每万人医生数 2 623 2.725 0.431 1.583 1 3.818 5 对数每万人中小学学生数 2 676 0.429 6 0.302 4 -2.576 4 2.508 4 
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表 2 基准回归分析
变量 (1) (2) (3) (4) (5) did -0.159 3*** -0.090 7*** -0.103 6*** -0.104 1*** -0.113 2*** (0.025 2) (0.024 2) (0.024 1) (0.027 6) (0.027 4) 人均GDP -3.017 9*** -2.891 7*** -3.168 6*** -3.368 5*** (0.262 6) (0.248 9) (0.247 1) (0.240 4) 人均GDP平方 0.182 6*** 0.175 8*** 0.191 0*** 0.198 9*** (0.013 9) (0.013 1) (0.013 1) (0.012 6) 第二产业占比 -0.035 8 -0.008 5 -0.039 9 (0.134 0) (0.138 9) (0.1166) 第三产业占比 -0.082 9 -0.103 3 -0.080 4 (0.220 0) (0.217 2) (0.202 0) 城镇化 -0.090 5 -0.134 4 (0.236 4) (0.245 0) 投资率 -0.015 6 -0.054 8 (0.060 5) (0.059 1) 人口密度 -0.444 6*** (0.071 9) 医疗类公共品 0.144 6*** (0.034 8) 教育类公共品 0.046 8* (0.027 3) 常数项 1.024 8*** 13.429 7*** 12.871 4*** 14.153 8*** 17.484 4*** (0.021 9) (1.267 3) (1.203 5) (1.216 1) (1.370 0) 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.805 6 0.850 0 0.856 7 0.860 7 0.870 7 有效样本量 2 584 2 550 2 491 2 424 2 402 注：*、**、***分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号中为稳健标准误。下表同。
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表 3 共同趋势检验及动态效应
变量 系数 变量 系数 变量 系数 Before6 -0.037 1 After2 -0.054 8 lnpgdp2 0.182 6*** (0.054 8) (0.056 3) (0.014 9) Before5 0.066 9 After3 0.009 1 urban -0.218 8 (0.049 2) (0.044 4) (0.263 9) Before4 0.018 5 After4 -0.133 8** invest_ratio -0.019 8 (0.045 1) (0.054 1) (0.065 5) Before3 0.068 0 After5 -0.134 6** lnpopden -0.454 5*** (0.047 3) (0.064 6) (0.057 8) Before2 0.064 3 chanye_2 0.017 4 lnhealth_public 0.150 5*** (0.044 4) (0.110 4) (0.034 7) Current -0.100 9** chanye_3 0.032 6 lnedu_public 0.062 0** (0.046 2) (0.203 0) (0.027 5) After1 -0.111 7*** lnpgdp -3.082 4*** 时间效应 Yes (0.038 7) (0.273 4) 个体效应 Yes 注：Before6、…、Before2分别表示1995—1999年时间变量与处理组的交互项；Current为2001年与处理组的交互项；After1、…、After5分别表示2002—2006年时间变量与处理组的交互项。
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表 4 稳健性检验：更换解释变量与缩小样本范围
变量 去掉直辖市 政策实施前后各三年 去掉省直管县 税收努力1 税收努力2 税收努力1 税收努力2 税收努力1 税收努力2 did -0.119 4***(0.027 6) -0.055 1***(0.010 0) -0.1310***(0.029 5) -0.054 3***(0.009 1) -0.117 5***(0.030 7) -0.048 1***(0.010 5) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.863 4 0.894 9 0.904 1 0.933 4 0.881 9 0.905 2 有效观测量 2 393 2 375 1 442 1 438 1 826 1 815 注：税收努力1为基准回归分析的被解释变量，税收努力2为使用人均财政收入计算的税收努力指标。下表同。
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表 5 稳健性检验：更改模型设定
变量 税收努力1 税收努力2 did -0.086 2***(0.024 8) -0.110 9***(0.024 0) -0.104 9***(0.034 6) -0.053 0***(0.008 6) -0.057 0***(0.009 1) -0.038 0***(0.012 5) 控制变量*t Yes Yes 控制变量*t2 Yes Yes 控制变量*t3 Yes Yes 控制变量*year Yes Yes 控制变量*treat Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.869 9 0.883 0 0.870 1 0.908 1 0.915 5 0.898 3 N 2 432 2 432 2 432 2 413 2 413 2 413
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表 6 异质性检验
变量 非省会城市(1) 省会城市(2) 欠发达地区(3) 较发达地区(4) 转移支付依赖度较低组(5) 转移支付依赖度较高组(6) did -0.133 3*** -0.265 7*** -0.060 9* -0.249 2*** -0.020 4 -0.260 6*** (0.030 9) (0.100 2) (0.031 2) (0.039 7) (0.040 4) (0.052 9) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.862 5 0.875 5 0.828 2 0.880 2 0.905 0 0.869 7 N 2 323 109 1 242 1 190 1 480 952
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表 7 机制分析
变量 生产性支出偏向 转移支付依赖 实际税率 财政失衡 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) did 0.011 7***(0.003 6) -0.117 6***(0.026 0) 0.031 6***(0.008 0) -0.062 5***(0.023 1) -0.005 1***(0.001 0) -0.041 7**(0.016 7) 0.047 0***(0.008 0) -0.005 4(0.018 8) 生产性支出偏向 -0.556 6***(0.184 5) 转移支付依赖度 -1.660 0***(0.162 1) 实际税率 18.218 9***(0.849 8) 财政失衡 -1.565 2***(0.054 3) 控制变量 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 个体效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes 时间效应 Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes Yes R2 0.707 8 0.863 4 0.836 8 0.912 5 0.812 9 0.946 3 0.888 5 0.938 2 N 2 438 2 420 1 806 1 797 2 423 2 412 2 416 2 402
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