孫紅梅、郭夢蔭-稅制改革對城市發(fā)展影響的空間研究-修改(共13頁)

1、 稅制(shuzh)改革影響(yngxing)城市(chngsh)發(fā)展的空間研究本文受國家自然科學(xué)基金項目中國上市公司股票回購時機研究：理論、實證與政策（批準(zhǔn)號：71373162）的支持。作者簡介：孫紅梅，女（1967-）四川巴中籍，上海師范大學(xué)商學(xué)院教授，博士，主要從事財務(wù)稅收政策方向的研究。聯(lián)系方式mail:jshmsun；郭夢蔭，女（1990-），河北邯鄲籍，上海師范大學(xué)商學(xué)院研究生，碩士，主要從事金融學(xué)研究，聯(lián)系方式Email:guomyshadow。孫 紅 梅 郭夢蔭(上海師范大學(xué)商學(xué)院,上海，200234)摘要：稅制改革在刺激經(jīng)濟

2、轉(zhuǎn)型升級的同時也推動了城市的發(fā)展。本文基于近年全國285個城市稅改政策與城市發(fā)展的空間面板數(shù)據(jù)，設(shè)計城市發(fā)展的綜合指標(biāo)，運用面板空間滯后模型分析稅改政策影響城市發(fā)展的情況。研究結(jié)果顯示：中國目前宏觀稅收收入用于城市發(fā)展的份額偏小；增值稅的改革需要進一步擴大范圍；房產(chǎn)稅對房價的調(diào)整作用不明顯；個人所得稅對縮小貧富差距至關(guān)重要，但還需要改革與修正；現(xiàn)行稅收體系存在地區(qū)不平衡的問題，不利于城市發(fā)展；稅制改革對促進城市綜合水平的提高具有積極的作用。關(guān)鍵詞：稅制改革；城市發(fā)展；空間面板模型中圖分類號：文獻標(biāo)志碼：一選題說明與文獻回顧近年來中國政府出臺了一系列稅收改革的政策，包括稅種、稅率、征稅范圍、稅收

3、優(yōu)惠等眾多方面，從2006年取消農(nóng)業(yè)稅開始到2014年“營改增”稅目繼續(xù)擴大范圍， 4次調(diào)整所得稅、2次調(diào)整房產(chǎn)稅、新增車船稅、修訂資源稅等，涉及多種產(chǎn)業(yè)領(lǐng)域的多個稅種。但是總體稅收政策改革比較傾向于促進第二、三產(chǎn)業(yè)尤其是第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，由于城市經(jīng)濟涉及制造業(yè)等基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)、生活服務(wù)性產(chǎn)業(yè)，所以第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展變革會對城市發(fā)展產(chǎn)生重要的影響。稅收政策促進城市經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)發(fā)展、調(diào)節(jié)國計民生、引導(dǎo)經(jīng)濟發(fā)展方向的同時，也是對城市發(fā)展全局的調(diào)控。那么稅收制度變革對于城市綜合發(fā)展水平的影響是正向的還是負向的？影響是否顯著？尤其是不同地區(qū)的稅收政策對城市發(fā)展是否存在空間交互的影響？是否有擠出效應(yīng)？稅收

4、制度如何設(shè)置才能更好地促進城市發(fā)展？這些問題需要做進一步研究。國外學(xué)者對于稅收和城市發(fā)展的研究偏重微觀，主要探究的是某項稅種改革的歷程與影響、對某個城市發(fā)展的影響因素與發(fā)展前景的探討。Thomas Luce(2003)對稅收增量融資（TIF）進行專項研究，表明該機制允許在財政拮據(jù)的城市資助地方財政投資，但是通過對美國密蘇里州法律的研究發(fā)現(xiàn)，TIF的濫用也會導(dǎo)致城市之間的不良稅收競爭從而增加城市或地區(qū)發(fā)展的風(fēng)險問題；Allan T. Ingraham（2005）通過對美國德克薩斯州北部城市的零售消費業(yè)與城市經(jīng)濟增長進行回歸研究，結(jié)果表明在城市零售銷售業(yè)增長率低于93%的情況下，稅收增量融資確實可

5、以促進城市發(fā)展，,大部分城市零售業(yè)的增長率未達到93%的臨界水平，所以TIF方法是可行的1；Andrew MacLarana和 Laurence Murphyb（2006）對愛爾蘭政府對城市內(nèi)不動產(chǎn)所有者和投資者所提供的房地產(chǎn)稅收優(yōu)惠政策引致的一系列結(jié)果進行分析，認為稅收優(yōu)惠的激勵制度在以地區(qū)為基礎(chǔ)的房產(chǎn)置業(yè)方面可以促進內(nèi)陸城市的更長遠發(fā)展2；Sandra tucere、GunitaMazre（2013）對于拉脫維亞的不動產(chǎn)稅的修訂、改革的歷程做出了概括總結(jié)，表明不動產(chǎn)稅的主要收入應(yīng)用于城市發(fā)展方面3；BhishnaBajracharya等（2014）提出了一個“智能城市”(Smart Cit

6、y)的名詞并通過對澳大利亞黃金海岸城市的案例研究，結(jié)合當(dāng)?shù)亓⒎C關(guān)出臺的相關(guān)促進城市發(fā)展的政策，認為當(dāng)前社會除了信息和通信技術(shù)的發(fā)展，城市經(jīng)濟、環(huán)境和基礎(chǔ)設(shè)施、包括教育程度、文化街區(qū)以及市民高品質(zhì)的生活等綜合水平都是形成“智能城市”的因素4。國內(nèi)學(xué)者的研究范圍較為宏觀，注重(zhzhng)稅制改革與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系(gun x)研究，并對城市經(jīng)濟發(fā)展的空間關(guān)系進行(jnxng)了論證。國家發(fā)改委經(jīng)濟研究所課題組（2014）在對宏觀稅負的研究過程中提出，中國的稅收具有“全民性”，以及對資本具有“寬容性”，即表示中國的稅收覆蓋范圍為全體國民；蔡成斌（2014）認為地區(qū)間的稅收存在分配和轉(zhuǎn)移機制，由于

7、一、二、三線城市的稅收優(yōu)惠程度是依次下降的，企業(yè)可以采取分兩地注冊、跨地區(qū)經(jīng)營等方法避稅，地區(qū)之間稅收政策互相影響作用明顯5；彭艷芳（2014）依據(jù)1994至2012年的數(shù)據(jù)資料分別對營業(yè)稅、增值稅與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行分析，認為增值稅比營業(yè)稅“更健康”，“營改增”會對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生正效應(yīng)，“營改增”的稅制改革需要繼續(xù)推行6；趙軍芳（2014）以山西省1994分稅制改革為截點，用2012年中國稅收情況及GDP增長的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析認為，經(jīng)濟增長決定稅收，稅收促進經(jīng)濟增長7；邢雯佳（2014）通過對2000-2011年國家稅收收入及第一、二、三產(chǎn)業(yè)的增長情況結(jié)合稅改政策進行分析，認為稅收增長對第三產(chǎn)

8、業(yè)的依賴度較高，與第一產(chǎn)業(yè)的增長反向相關(guān) 8。李紅、王彥曉（2014）基于1995-2011年度城市的面板數(shù)據(jù)，采用空間杜賓模型探索金融集聚對城市經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)，并證明了城市經(jīng)濟的發(fā)展和金融集聚存在空間溢出效應(yīng)，并且金融集聚可以促進區(qū)域內(nèi)城市經(jīng)濟的發(fā)展9；王家庭、賈陳蕊（2009）對城市化與區(qū)域經(jīng)濟增長的差異進行橫向比較，證明空間集聚現(xiàn)象影響區(qū)域經(jīng)濟的增長，認為城市人口的規(guī)模不經(jīng)濟抑制了區(qū)域經(jīng)濟的增長性10；孟德友等（2014）則重點對長江三角洲的地區(qū)城市發(fā)展格局進行空間上的分析，從經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟效益、結(jié)構(gòu)水平、人民生活水平、開放水平五個方面構(gòu)建了城市經(jīng)濟綜合實力的指標(biāo)體系，運用空間關(guān)

9、聯(lián)分析法得出城市間的經(jīng)濟發(fā)展具有趨同性，中心城市具有帶動作用，再次證明了城市經(jīng)濟發(fā)展空間關(guān)系的存在11。國內(nèi)外學(xué)者的大量(dling)研究結(jié)果證明了稅制(shuzh)改革與城市經(jīng)濟發(fā)展(fzhn)的相關(guān)性，城市經(jīng)濟發(fā)展與稅收制度的差異在空間上具有關(guān)聯(lián)性；但是城市發(fā)展涉及多個方面，比如文化、科技、生態(tài)等，僅有城市經(jīng)濟發(fā)展空間關(guān)系的存在不能說明城市的發(fā)展水平，尤其是稅收制度改革影響不同城市發(fā)展的空間關(guān)系如何，需要做進一步研究，為中國城市綜合發(fā)展水平的提高提供政策依據(jù)。二.稅制改革影響城市發(fā)展的研究思路（一）必要的研究假設(shè)1.宏觀稅負對城市發(fā)展水平的影響?！昂暧^稅負率”是稅收收入占GDP的比率，宏觀

10、稅負越高，稅收收入占GDP的比重越高，國內(nèi)生產(chǎn)總值貢獻給國家稅收的值越大，國家的可用財政收入越高，可用于城市發(fā)展的財力越多，所以宏觀稅負對城市發(fā)展水平的提高起到促進作用。據(jù)此提出假設(shè)H1：宏觀稅負與城市發(fā)展水平正相關(guān)。2.地方與中央財力比對城市發(fā)展水平的影響。分稅制改革以來，地方政府的收入與支出不協(xié)調(diào)，支出占收入的比重過高，與中央方面的稅收支出與收入比情況大不相同。城市發(fā)展各方面細節(jié)都需要地方政府來執(zhí)行，應(yīng)用于城市發(fā)展方面的稅收收入比重較高。所以認為地方財力越雄厚，對城市發(fā)展綜合水平的提高越有利。據(jù)此提出假設(shè)H2：地方財力與中央財力的比值與城市發(fā)展水平正相關(guān)。3.各分稅種對城市發(fā)展水平的影響。

11、今年國家主要在所得稅、房產(chǎn)稅、車船稅、資源稅、營業(yè)稅、增值稅等稅種方面進行了調(diào)試和改革，根據(jù)改革范圍的廣度，本文選擇增值稅、營業(yè)稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅和房產(chǎn)稅五大主要稅種的征收水平對城市發(fā)展的影響提出相關(guān)假設(shè)。在商品流轉(zhuǎn)中，增值稅可以抵扣的特點，避免了營業(yè)稅對每一次流轉(zhuǎn)均按總額的固定稅率重復(fù)征稅的弊端，減輕了納稅人的負擔(dān)，有利于促進第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平，對經(jīng)濟和生活的影響是有益的。所以據(jù)此提出假設(shè)H3:增值稅征收水平與城市發(fā)展水平正相關(guān)；H4：營業(yè)稅征收水平與城市發(fā)展水平負相關(guān)。企業(yè)所得稅的征收是國家宏觀調(diào)控的重要手段。國家常常通過對某些產(chǎn)業(yè)的企業(yè)提供稅收優(yōu)惠來促進該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，或通過提

12、高某產(chǎn)業(yè)的企業(yè)所得稅抑制該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，起到宏觀引導(dǎo)經(jīng)濟的作用。因此企業(yè)所得稅征收水平越高，越不利于企業(yè)發(fā)展，從而不利于城市發(fā)展水平的提高。然而企業(yè)所得稅作為中央與地方的共享稅種，其征收水平提高，國家與地方財政可用于城市發(fā)展水平的支出額度也就會隨之提高，所以企業(yè)所得稅征收水平對城市發(fā)展水平綜合影響效應(yīng)與替代效應(yīng)孰高孰低尚需證明。相對國家與地方稅收總額對比應(yīng)用于城市發(fā)展的資金額度來講，較高的企業(yè)所得稅對企業(yè)發(fā)展的抑制作用是明顯的，所以據(jù)此提出假設(shè)H5：企業(yè)所得稅征收水平與城市發(fā)展水平負相關(guān)。個人所得稅對于高收入人群雖然征收的比例高但是對其生活水平并不產(chǎn)生顯著影響。貧富差距的縮小對于中低收入者的幸福

13、感起到增強作用，同時政府用于城市發(fā)展的資金又有所增加，所以提高個人所得稅對城市發(fā)展起到促進作用。同理，房產(chǎn)稅的征收在縮小貧富差距的同時對房價起到調(diào)控作用，有利于城市經(jīng)濟水平的穩(wěn)定，據(jù)此提出假設(shè)H6：個人所得稅征收水平與城市發(fā)展水平正相關(guān)。H7：房產(chǎn)稅征收水平與城市發(fā)展水平正相關(guān)。（二）指標(biāo)設(shè)定(sh dn)與方法選擇稅制改革(gig)和城市發(fā)展包含空間溢出(y ch)效應(yīng)內(nèi)在關(guān)系的研究，需要三個指標(biāo)體系：城市發(fā)展水平指標(biāo)、稅制改革水平指標(biāo)和城市空間關(guān)系指標(biāo)。1.城市發(fā)展水平指標(biāo)參考國家統(tǒng)計局對于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展評價的分類體系，結(jié)合2006-2014年稅制改革的重點領(lǐng)域，城市發(fā)展水平指標(biāo)包括5個二級

14、指標(biāo)，即城市經(jīng)濟發(fā)展、民生改善、社會發(fā)展、生態(tài)建設(shè)、和科技創(chuàng)新，下屬19個三級指標(biāo)，具體指標(biāo)體系見表1。表1：城市發(fā)展水平指標(biāo)體系一級指標(biāo)二級指標(biāo)三級指標(biāo)指標(biāo)性質(zhì)城市發(fā)展水平指標(biāo)（F）經(jīng)濟發(fā)展城鎮(zhèn)人均GDP（Avgd）正向指標(biāo)城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資建設(shè)總規(guī)模（Real）正向指標(biāo)城鎮(zhèn)外商實際投資額（Fict）正向指標(biāo)第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重（Tind）正向指標(biāo)民生改善城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入（Inco）正向指標(biāo)城鎮(zhèn)居民消費價格分類指數(shù)（Ccpi）正向指標(biāo)城鎮(zhèn)職工平均工資（Avpa）正向指標(biāo)城鎮(zhèn)居民消費支出（Xfzc）正向指標(biāo)社會發(fā)展城鎮(zhèn)年末實有公共汽（電）車總數(shù)（Buse）正向指標(biāo)城鎮(zhèn)居民平均每百戶家庭擁有

15、汽車數(shù)量（Cars）正向指標(biāo)每百人公共圖書館藏書（Libr）正向指標(biāo)每百人擁有病床數(shù)（Beds）正向指標(biāo)每百人擁有學(xué)校數(shù)（Scho）正向指標(biāo)生態(tài)建設(shè)節(jié)能減排控制額（Sour）正向指標(biāo)建成區(qū)綠化率（Gree）正向指標(biāo)治理工業(yè)污染項目投資額（Polu）正向指標(biāo)科技創(chuàng)新科技改造投資額（Tech）正向指標(biāo)通訊工程業(yè)務(wù)量（Evap）正向指標(biāo)新增專利數(shù)量（Inve）正向指標(biāo)資料來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、Wind、中經(jīng)、CSMAR數(shù)據(jù)庫。2.稅制改革水平指標(biāo)從改革稅種的角度選擇稅制改革水平指標(biāo)。設(shè)定宏觀稅負和中央地方財力對比兩個全局指標(biāo)，另設(shè)5個分稅目指標(biāo)：增值稅占比、營業(yè)稅占比、企業(yè)所得稅占比、個人所得稅占比

16、和房產(chǎn)稅占比。具體指標(biāo)及計算方法見表2。表2：稅制(shuzh)改革水平指標(biāo)體系及計算方法指標(biāo)名稱計算方法指標(biāo)經(jīng)濟意義指標(biāo)性質(zhì)宏觀稅負(HGSF)全國稅收總收入/全國GDP總體稅收水平與經(jīng)濟發(fā)展水平比正向指標(biāo)中央地方財力對比(CLGJ)地方各項稅收/全國稅收總收入地方財力與中央財力比正向指標(biāo)增值稅占比(ZZS)地方增值稅收入/地方各項稅收收入地方增值稅征收水平正向指標(biāo)營業(yè)稅占比(YYS)地方營業(yè)稅收入/地方各項稅收收入地方營業(yè)稅征收水平負向指標(biāo)企業(yè)所得稅占比(QYSD)地方企業(yè)所得稅收入/地方各項稅收收入地方企業(yè)所得稅征收水平負向指標(biāo)個人所得稅占比(GRSD)地方個人所得稅收入/地方各項稅收收

17、入地方個人所得稅征收水平正向指標(biāo)房產(chǎn)稅占比(HOUS)地方房產(chǎn)稅收入/地方各項稅收收入地方房產(chǎn)稅征收水平正向指標(biāo)3.城市空間(kngjin)關(guān)系指標(biāo)城市的空間距離關(guān)系關(guān)聯(lián)到空間權(quán)重矩陣(j zhn)的設(shè)定。對于城市間空間關(guān)系的確定方法有兩種可以使用，一是基于鄰接性確定，即判定城市之間的關(guān)系為相鄰或不相鄰；二是基于經(jīng)緯度表示出各城市具體位置，從而表示出各城市之間的地理距離。這里選用第一種確定空間權(quán)重矩陣的方法，設(shè)置兩個指標(biāo)：相鄰城市與不相鄰城市，并且相鄰的城市設(shè)權(quán)重為1，不相鄰則為0。4.計量方法首先使用因子分析法對城市發(fā)展水平的19個三級指標(biāo)進行因子分析，得到一個綜合反映城市發(fā)展水平的綜合指標(biāo)

18、值F，作為模型的被解釋變量。然后將稅制改革指標(biāo)作為解釋變量，使用空間面板模型，在存在空間相關(guān)性情況下分析稅制改革水平對城市發(fā)展水平的影響。（三）模型設(shè)定與樣本選取空間面板模型主要是基于基本的空間截面模型中SEM（空間誤差模型）和SAR（空間滯后模型）而衍生的面板SEM和面板SAR模型，設(shè)空間權(quán)重矩陣為W，Y為因變量，X為自變量，i為地區(qū)，t為年度，和為隨機誤差項，,it為變量系數(shù)，模型的主要形式如下：SEM模型：Fit=0+initXit+it，其中it=Wit+it，it服從正態(tài)分布；SAR模型：Fit=0+WFit+initXit+it QUOTE ，其中it服從正態(tài)分布。SAR與SEM模

19、型的區(qū)別在于SAR（空間滯后模型）體現(xiàn)出各省城市間發(fā)展水平的空間影響是直接的，即某一省份各城市發(fā)展水平的提高會直接引致相鄰省份的城市發(fā)展水平的改變；SEM空間誤差模型則體現(xiàn)的是間接的影響，某一省份中各城市發(fā)展水平的改變會通過其他影響因素傳導(dǎo)到相鄰省份的城市，從而影響其城市發(fā)展水平13。在空間滯后和空間誤差模型中，傳統(tǒng)的最小二乘法估計會存在多重共線性、估計出的系數(shù)可能會是無效的情況。所以選用極大似然估計法，以對數(shù)似然值的形式判斷模型的選取，對數(shù)似然值越大，模型的擬合程度越高，適用性越好，則應(yīng)選擇該模型。樣本(yngbn)選取2007-2012年除西藏自治區(qū)、香港、澳門(o mn)以及臺灣省以外(

20、ywi)的共285個城市，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)數(shù)據(jù)庫。三.稅制改革影響城市發(fā)展水平的空間檢驗與分析（一）檢驗與結(jié)果對于被解釋變量F（即城市發(fā)展水平指標(biāo)）的計算，使用SPSS16.0軟件根據(jù)設(shè)計出的19個城市發(fā)展水平指標(biāo)2007-2012年的年度數(shù)據(jù)，使用主成份法進行因子分析得出累計方差貢獻率在75%以上的4個公共因子，并根據(jù)這4個因子的方差貢獻率作為權(quán)數(shù)計算被解釋變量F。由于SPSS軟件已經(jīng)考慮到了數(shù)量級的因素，故城市發(fā)展水平指標(biāo)中樣本的單位、數(shù)量級等無需處理。從19個因子的共同度來看（見表3），提取程度最高的指標(biāo)為居民消費價格指數(shù)，為97.6%，最低為建成區(qū)綠化覆

21、蓋率，為42.6%，可見19個指標(biāo)對于城市發(fā)展水平的貢獻程度均較高，可以綜合解釋城市發(fā)展水平。表3：各因子的共同度情況初始值提取值城鎮(zhèn)居民消費支出1.0000.939每百人公共圖書館藏書1.0000.675城鎮(zhèn)外商實際投資額1.0000.552城鎮(zhèn)年末實有公共汽（電）車數(shù)1.0000.925城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資建設(shè)總規(guī)模1.0000.908城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入1.0000.887城鎮(zhèn)居民平均每百戶家庭擁有汽車數(shù)量1.0000.813城鎮(zhèn)人均GDP1.0000.923第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重1.0000.835建成區(qū)綠化覆蓋率1.0000.426城鎮(zhèn)居民消費價格分類指數(shù)1.0000.976通訊工程業(yè)

22、務(wù)量1.0000.858城鎮(zhèn)職工平均工資1.0000.869治理工業(yè)污染項目投資額1.0000.474每百人擁有病床數(shù)1.0000.826每百人擁有學(xué)校數(shù)1.0000.708節(jié)能減排控制額1.0000.917科技改造投資額1.0000.591新增專利數(shù)量1.0000.680注：表中數(shù)據(jù)使用SPSS16.0軟件根據(jù)設(shè)計出的19個城市發(fā)展水平指標(biāo)2007-2012年的年度數(shù)據(jù)計算得到。提取出來的四個主因子，綜合各因子的共同度情況，由旋轉(zhuǎn)后的因子荷載矩陣（見表4）按方差貢獻率高低次序可以分別概括為：社會文化素質(zhì)水平、居民財富擁有量、經(jīng)濟發(fā)展水平、消費水平四個方面（選取的因子由表4的陰影部分所示），其

23、中社會文化素質(zhì)水平的方差貢獻率最大，可見社會文化素質(zhì)方面對城市發(fā)展水平的體現(xiàn)程度很高。按旋轉(zhuǎn)后的方差貢獻率寫出被解釋變量F值的表達式：F = 0.32444因子1 + 0.23991因子2 + 0.15897因子3 + 0.5478因子4由于19個三級指標(biāo)均為正向指標(biāo)，F(xiàn)的表達式中系數(shù)均為正數(shù)，所以最后計算出的被解釋變量F值也為正向指標(biāo)，即F越大表示城市發(fā)展水平越高。表4：旋轉(zhuǎn)后的因子荷載矩陣因子1234通訊工程業(yè)務(wù)量0.9070.1450.073-0.097節(jié)能減排控制額0.8690.3310.2310.012城鎮(zhèn)年末實有公共汽（電）車總數(shù)0.8060.4930.1740.055每百人擁有學(xué)

24、校數(shù)0.732-0.0970.3980.058每百人公共圖書館藏書0.7260.1350.346-0.098城鎮(zhèn)居民消費支出0.7140.5890.2870.026每百人擁有病床數(shù)0.6920.3760.4530.002科技改造投資額0.6630.3530.100-0.130城鎮(zhèn)外商實際投資額0.5920.4240.1280.071城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入0.1500.920-0.133-0.025城鎮(zhèn)居民平均每百戶家庭汽車擁有量0.1760.883-0.002-0.039城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)建設(shè)總規(guī)模0.3940.7120.495-0.029新增專利數(shù)量0.4800.6500.1640.009建成區(qū)綠

25、化覆蓋率0.1430.6070.192-0.012城鎮(zhèn)職工平均工資0.4620.2350.771-0.081城鎮(zhèn)人均GDP0.5100.2820.761-0.066第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重0.1550.539-0.721-0.025治理工業(yè)污染項目投資額0.3670.1180.5660.071城鎮(zhèn)居民消費價格分類指數(shù)-0.053-0.030-0.0080.986注：表中數(shù)據(jù)(shj)使用SPSS16.0軟件(run jin)根據(jù)提取出來的四個主因子，綜合各因子的共同度情況計算得到。使用(shyng)空間上的截面數(shù)據(jù)，使用Geoda軟件進行Moran指數(shù)檢驗變量對于其位置或鄰近地區(qū)具有空間依賴性而

26、非獨立個體，檢驗結(jié)果見表5。檢驗結(jié)果顯示除2009年之外2007-2012年間城市發(fā)展水平均在5%的顯著性水平上呈現(xiàn)空間自相關(guān)現(xiàn)象。從合理性來說，對城市發(fā)展水平的研究需要考慮空間相關(guān)性的因素，應(yīng)采用考慮空間自相關(guān)性的空間面板模型對稅制改革與城市發(fā)展水平的關(guān)系進行研究。表5：Moran檢驗結(jié)果年份Moran值20070.188（1.846*）20080.228（2.4719*）2009-0.086（-0.511）20100.253（2.4881*）20110.264（2.678*）20120.229（2.491*）注：*、*、*分別表示變量在10%、5%、1%上顯著，下同。括號內(nèi)為z統(tǒng)計量。表中

27、數(shù)據(jù)使用Geoda軟件進行Moran指數(shù)檢驗變量計算得到?？臻g(kngjin)面板模型(mxng)的數(shù)據(jù)(shj)適合使用LM檢驗和Robust LM對模型存在的效應(yīng)做出檢驗，如果LM或Robust LM顯著，則認為樣本中至少有一部分地區(qū)存在著相關(guān)性和溢出效應(yīng)。使用Matlab7.8軟件計算得出LM及Robust LM檢驗結(jié)果（見表6）。檢驗結(jié)果表明LM和Robust LM均在1%的水平上顯著，認為空間滯后性和空間誤差性均存在，故適合用空間面板SAR模型和空間面板SEM模型進行稅制改革與城市發(fā)展水平的空間關(guān)系分析。表6：LM檢驗和Robust LM檢驗結(jié)果表空間滯后性空間誤差性LM檢驗20.1

28、0*70.24*Robust檢驗31.24*81.37*注：表中數(shù)據(jù)使用Matlab7.8軟件計算得出LM及Robust LM檢驗結(jié)果?？臻g面板模型的構(gòu)建選擇比較適合空間比較研究的固定效應(yīng)模型，固定效應(yīng)模型又分為地區(qū)固定、時點固定、地區(qū)時點雙固定三種情況，對于三種情況最終的選取采用事后分析的方法，比較三種情況的極大似然值或?qū)?shù)似然值（Log-likelihood）大小，對數(shù)似然值越大，該情形的適用程度越高。對模型擬合的結(jié)果進行選擇，面板SAR模型中時點固定模型的似然值最高且擬合優(yōu)度（即R2）為0.9477也較高，故選擇面板SAR模型對稅制改革與城市發(fā)展水平的空間關(guān)系進行擬合分析，擬合結(jié)果見表7

29、。表7：考慮空間相互作用情況下的稅制改革對城市發(fā)展水平作用的擬合分析表變量面板SAR模型面板SEM模型地區(qū)固定時點固定雙固定地區(qū)固定時點固定雙固定宏觀稅負-203.54（-2.13）-1232325.07（-0.06）-12407662.94（-0.97）24.44（0.51）-3099347.85（-0.15）-11734865.97（-0.95）中央地方財力對比147.15（3.94）1232387.96（0.06）12407632.4（0.97）20.59（0.37）3099404.50（0.15）11734825.98（0.95）增值稅占比164.21（2.52）18.19（2.40）

30、-27.21（-1.23）5.40（0.23）15.05（2.14）-32.30（-1.55）營業(yè)稅占比-185.49（-3.02）85.76（5.97）18.95（0.95）26.57（1.23）76.8（5.71）21.44（1.14）企業(yè)所得稅占比156.68（3.88）-29.47（-2.63）-26.64（-2.01）-22.80（-1.62）-31.32（-3.00）-24.13（-1.93）個人所得稅占比95.42（1.81*）-30.43（-2.74）16.49（0.73）-3.46（-0.150）-27.70（-2.65*）17.27（0.82）房產(chǎn)稅占比-264.55（-4

31、.56）7.84（0.73）18.60（0.92）23.34（1.11）14.52（1.47）13.19（0.69）空間滯后因子-0.24（-1.79）-0.24（-2.25）-0.24（-1.61）空間誤差因子0.8（44.16）0.0009（0.007）-0.30（-1.99）擬合優(yōu)度（R2）0.94470.70180.40930.00520.70020.0533對數(shù)似然879.78767.87338.43814.00845.46748.70注：括號(kuho)內(nèi)為t統(tǒng)計(tngj)量。表中數(shù)據(jù)(shj)使用面板SAR模型擬合計算得到。擬合結(jié)果顯示，宏觀稅負在5%的水平上與城市發(fā)展水平呈負

32、相關(guān)，且系數(shù)高達-203.54，拒絕假設(shè)H1。同時，中央地方財力比在1%的水平上與城市發(fā)展水平正相關(guān)，系數(shù)為147.15，接受假設(shè)H2。這兩項解釋變量的結(jié)果表明，宏觀稅負的增加對城市發(fā)展產(chǎn)生負效應(yīng)，而地方財力水平越高則城市發(fā)展的水平越高。增值稅占比在5%的水平上與城市發(fā)展水平相顯著相關(guān)且系數(shù)為164.21，說明增值稅征收的水平與城市發(fā)展的正向關(guān)聯(lián)度較大，接受假設(shè)H3。營業(yè)稅占比、房產(chǎn)稅占比均在1%的水平上與城市發(fā)展顯著負相關(guān)，營業(yè)稅占比系數(shù)為-185.49，房產(chǎn)稅占比的系數(shù)為-264.55，接受假設(shè)H4、拒絕假設(shè)H5。說明房產(chǎn)稅對城市發(fā)展的抑制程度較大。企業(yè)所得稅、個人所得稅占比分別在1%、1

33、0%的顯著性水平上與城市發(fā)展水平正相關(guān)，且回歸系數(shù)分別為156.68、95.42，接受假設(shè)H5、拒絕假設(shè)H6。企業(yè)所得稅影響系數(shù)較大，說明企業(yè)所得稅相對個人所得稅對城市發(fā)展水平的正向影響程度效果較強。在地區(qū)固定效應(yīng)存在的情況下，空間滯后因子的系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明誤差項和解釋變量具有相關(guān)性，即自相關(guān)，再次證明傳統(tǒng)的最小二乘法不適用于模型的估計?？臻g滯后因子的系數(shù)為負（-0.24），說明相鄰省份的城市發(fā)展水平的提高或降低會直接引起相鄰省份城市發(fā)展水平的反向變化，城市發(fā)展的空間溢出負效應(yīng)存在。實證結(jié)果表明，使用空間面板擬合出的結(jié)果更為準(zhǔn)確。（二）結(jié)果分析檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）宏觀稅負水平

34、和中央地方財力比兩項稅收指標(biāo)對城市發(fā)展水平的影響負相關(guān)。說明稅收的運用存在不合理可能，即相對征稅程度，國家宏觀稅收收入用于城市發(fā)展建設(shè)的比例低于地方政府。例如2012年中央用于城鄉(xiāng)發(fā)展建設(shè)的支出額約占財政總支出的34.09%，地方用于城鄉(xiāng)發(fā)展建設(shè)的之處占財政總支出的79.59%。（2）增值稅占比與城市發(fā)展水平顯著正相關(guān)，證明了營業(yè)稅改征增值稅在理論上的合理性。例如 2012年在上海的“營改增”試點企業(yè)中，65%的小規(guī)模納稅人稅負明顯下降，經(jīng)營熱情高漲。11 （3）營業(yè)稅對城市綜合發(fā)展水平產(chǎn)生負面影響。營業(yè)稅主要計征對象是第三產(chǎn)業(yè)的企業(yè)，應(yīng)稅商品或服務(wù)如果流動環(huán)節(jié)過多，每一個過程不斷按比例征稅就

35、會存在重復(fù)征稅，對城市發(fā)展產(chǎn)生不利影響。(4)企業(yè)所得稅占比與城市發(fā)展水平正相關(guān)，假設(shè)H5被拒絕，說明企業(yè)所得稅的收入應(yīng)用于城市發(fā)展比重較高，對城市發(fā)展具有促進作用。中國企業(yè)所得稅稅率為25%，小微企業(yè)優(yōu)惠至20%，城市發(fā)展主要依靠第二、三產(chǎn)業(yè)帶動，企業(yè)所得稅所占比重越大，表明該城市二三產(chǎn)業(yè)越發(fā)達、從而城市經(jīng)濟以及城市綜合發(fā)展水平都較高。（5）個人所得稅占比與城市發(fā)展水平正相關(guān)，說明提高個人所得稅稅率會促進城市的發(fā)展。個人所得稅的征收一定程度上減緩了收入兩級分化的速度，帶動了城市中低收入者的生活水平，中低收入者經(jīng)濟、生活、消費、教育水平的提高，對城市綜合水平發(fā)展具有十分強勁的推動作用。（6）房

36、產(chǎn)稅占比與城市發(fā)展水平負相關(guān)。房價的升高必然抑制了其他方面的消費水平，從而城市發(fā)展水平受到抑制，所以房價越高，需要繳納的房產(chǎn)稅也就越高，而2007-2012年間正是整個中國城市房價飛漲的時期，從一線城市開始房價不斷飆高擴圍至二、三線城市，房價的飛漲引起貧富差距的拉大，在國家的各種社會保障未能隨房價提高水平的情況下，中產(chǎn)階級迫于房價壓力生活水平明顯降低，中國人的傳統(tǒng)觀念在于居有定所。從城市發(fā)展空間上的關(guān)聯(lián)度來看，地區(qū)(dq)固定的SAR模型(mxng)結(jié)果表明，相鄰省域的各城市發(fā)展水平(shupng)之間呈現(xiàn)直接的負相關(guān)關(guān)系，即空間上的擠占效應(yīng)存在。為了拉動經(jīng)濟效益及綜合水平的提升，存在地方之間

37、的競爭擠出效應(yīng)，地方政府會為了促進本地區(qū)的發(fā)展而制定一系列的稅收優(yōu)惠政策。如在建立上海自貿(mào)區(qū)之初，對于自貿(mào)區(qū)的各項先行先試的開放政策引起天津、大連等全國眾多港口城市爭相申請自由貿(mào)易區(qū)的設(shè)立，力圖帶動本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。地區(qū)間不同的稅收優(yōu)惠政策會導(dǎo)致企業(yè)依靠各種方式避稅從而導(dǎo)致相鄰區(qū)域的稅收流出，不利于城市綜合發(fā)展水平的提高。所以，各城市稅制改革程度的不平衡會影響城市發(fā)展的總體水平。三簡略的結(jié)語研究成果表明稅制改革對城市發(fā)展在空間層面上呈現(xiàn)顯著影響。（1）中央和地方對于城市發(fā)展的重視程度不同，導(dǎo)致了宏觀稅負和中央與地方財力比率兩項宏觀指標(biāo)對于城市發(fā)展的解釋程度呈反向關(guān)系。（2）“營改增”從城市發(fā)展的

38、角度來看前景良好，營業(yè)稅改征增值稅繼續(xù)擴大范圍有助于城市發(fā)展水平的提升。（3）企業(yè)所得稅和個人所得稅對調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、縮減貧富兩極分化具有積極作用，應(yīng)該根據(jù)城市發(fā)展水平持續(xù)調(diào)整；（4）各地的稅收優(yōu)惠及政策優(yōu)惠差異影響了周邊城市發(fā)展，應(yīng)該對稅收優(yōu)惠進行統(tǒng)籌管理，防止各地利用稅收優(yōu)惠進行不良競爭。城鎮(zhèn)化是中國(zhn u)近年來發(fā)展(fzhn)的目標(biāo)之一，稅收制度的合理規(guī)劃和改革也是促進城鎮(zhèn)化與城市發(fā)展的重要(zhngyo)手段之一。政府在設(shè)計稅改政策時，應(yīng)綜合考慮稅制改革對城市發(fā)展空間上的交互影響，要相互協(xié)調(diào)，統(tǒng)籌考慮，促進中國城市總體水平的提高。參考文獻1 Andrew MacLarana，&

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