财政分权及财政压力冲击下的地方政府收支行为
张原1, 吴斌珍1,2     
1. 清华大学 经济管理学院, 北京 100084;
2. 清华大学 财政税收研究所, 北京 100084
摘要:该文利用2002年中国所得税收入分享改革这一政策变化来考察财政分权及其带来的财政压力如何影响地方政府财政收支行为,测算外生所得税分享政策造成的地市级政府的收入损失,使用双重差分法分析财政压力下地市级政府财政收支结构的变化。研究发现:财政压力增大时,地市级政府可以通过多种收入政策工具的调整来勉强维持本级财力及一般公共预算支出的增长;收入支出的结构会发生变化,收入损失越大,地市级政府非所得税税收收入的征税力度及基金收入征税力度提高越多;同时,财政支出上倾向增加基建支出。
关键词地方财政    财政压力    财政支出    税收分成    
Fiscal decentralization, fiscal squeeze and local government revenue and expenditure restructuring
ZHANG Yuan1, WU Binzhen1,2     
1. School of Economics and Management, Tsinghua University, Beijing 100084, China;
2. National Institute for Fiscal Studies, Tsinghua University, Beijing 100084, China
Abstract: This study investigates how local governments restructure their revenue and expenditure in response to fiscal stress resulting from changes in fiscal decentralization. The exogenous policy shock of income tax sharing in 2002 is analyzed using the difference-in-difference method to solve the endogeneity problem. The results show that prefectural governments faced with increasing fiscal stresses tend to maintain their revenue and expenditure levels by various revenue tools but they change their expenditure structures. Prefectural governments with larger income losses increase their reliance on non-income taxes and government funds and prefer to increase their infrastructure expenditures.
Key words: local finance     fiscal squeeze     expenditure     tax sharing    

地方政府的财政压力是指地方政府收入少于支出带来的收支不平衡所产生的压力。财政压力来源于收入的减少或支出的增加,并常常与财权事权的匹配问题紧密相关。自1994年财政分权改革以来,中央地方财权分配的大趋势是中央财权集中程度增加,中央收入占全国总收入比重不断上升,然而事权分配并未同步集中,地方财政压力问题及财权事权不匹配问题越发突出并引起广泛关注。

已有少数文献分析了中央财权集中带来的财政压力如何影响中国地方政府收入征收行为。Han等[1]使用2002年所得税分享比例变化带来的税收收入损失来构造工具变量,发现收入损失较大的地市预算外卖地收入显著上升,促进了地区城镇化进程。席鹏辉等[2-3]发现增值税分享比例变化带来的财政压力使得地市政府促进工业发展,造成产业过剩与工业污染。然而,这些研究并未系统分析地方政府收入结构变化,同时并未关注财政支出变化。一些学者分析了和财政分权无关的财政压力对地方政府收入的影响。利用农业税费改革的准自然实验,Chen[4]发现地方政府通过提高增值税和企业所得税的征收力度来维持本级财力,谢贞发等[5]发现县级政府通过放松环境规制等方式促进地区工业发展。对于支出,现有的少数文献主要关注与财政分权无关的财政压力变化对支出的影响,比如在发达国家,2008年金融危机之后,美[6]、英[7]中央政府削减补贴,地方政府财政压力增加,财政支出显著下降,地方政府为维持社会保障相关的大量刚性民生支出,显著降低了基建等支出[7]。周黎安等[8]则指出中国农业税费改革后县级政府的收入及公共服务供给水平下降,支持农业发展的支出显著下降。

本文根据2002年所得税分享改革,以地市级政府作为研究对象,测算所得税分享改革对地市政府带来的外生的收入损失及财政压力变化,建立双重差分模型,实证研究财政分权变化及伴随的财政压力变化对地市级政府收入支出水平及结构的影响。2002年所得税分享改革中,中央重新制定了与省政府的分享规则,省政府重新制定了与地市政府的分享规则。根据这些规则可以测算出地市级政府的分享比变化和收入损失。各地分享比和收入损失强度差异比较大,同时这些不同是规则导致的,可视为外生政策冲击。本文利用这次改革带来的财政压力冲击估算了各项收入及支出的财政压力弹性。财政分权一方面意味着地方征税的边际收益下降,这影响了地方征税的有效价格,另一方面意味着财政收入的下降,因此财政分权的影响有价格效应和收入效应两部分,本文还进一步分解了价格效应和收入效应。

1 政策背景及财政压力变量构造

2002年的所得税分享改革是中国分税改革的一大重要里程碑。1993年分税改革时,所得税的改革时机不成熟,因此未成为分享税种[9]。随着地区经济发展差异拉大,在所得税收益权与行政隶属关系挂钩的背景下,地方保护主义抬头,造成了资源错配、重复建设及规模不经济现象。2001年10月中央政府征集地方政府意见,12月印发《国务院关于印发所得税收入分享改革方案的通知》。自2002年1月1日起,地方政府与中央分享除重点行业企业收入外的所有个人及企业所得税收入,分享比例为2002年央地50:50,2003年央地60:40。

分享规则为“保基数,分享增量”,即在2002年的所得税分享政策下,地方政府的所得税收入包括两部分:基数和分享的基数外所得税收入增量。基数原定为2001年实际所得税收入,但由于各地方政府2001年出现了突击“冲基数”的现象,特别是第4季度地方企业所得税收入同比增长111%。为了合理确定企业所得税基数,国务院决定以2000年企业所得税收入完成数和2001年1—9月的实际增长率为基础,并对1—9月增幅偏低的地区参照1998—2000年的年均增长率作些微调后,确定各省地方企业所得税收入基数。个人所得税收入依然以2001年实际入库数为基数。

所得税收入包括实际所得税收入和基数返还/基数上解两部分。其中,实际所得税收入为本级分享比与总税基的乘积,如果小于“保基数,分享增量”测算出来的地方应得所得税收入,差额部分由中央作为“基数返还”返还给地方;否则,差额部分由地方作为“基数上解”上解中央。

2002年起,根据“保基数,分享增量”的原则,省级政府陆续出台了省以下所得税分享比的具体规则,不同省、同省内的不同城市的分享范围、分享比,都可能有所不同(主要源于省级政府是否对民族地区、贫困地区及省会城市等有一定分享比的倾斜)。大部分省和地市级政府的所得税收入分享规则明确且有案可查[1],据此可计算各地市级政府的财政收入损失/财政压力冲击。

定义财政压力冲击(Stress)为由所得税分享政策冲击带来的直接的总税收收入损失比例。本文用收入损失比例来衡量财政压力冲击的强度。表 1描述了财政压力冲击的构造方法。具体而言,收入损失比例为给定税基或地方分享前税收收入不变时,旧政策下(所得税分享前)地方所能留存的税收收入对数值(lnRi, t)与新政策下(所得税分享后)地方所能留存的税收收入对数值(lnRi, t)之差。税收收入Ri, t包括所得税收入ITi, t和非所得税收入nonITi, t

表 1 财政压力构造方法
旧政策下 $\begin{array}{l} \;\;\;\;\;{\rm{CIT}}_{i, t}^\prime = {\rm{CI}}{{\rm{T}}_{i, 2000}} \cdot {\left( {1 + {{\rm{g}}_ - }{\rm{CI}}{{\rm{T}}_i}} \right)^t}\\ \;\;\;\;\;{\rm{PIT}}_{i, t}^\prime = {\rm{PI}}{{\rm{T}}_{i, 2000}} \cdot {\left( {1 + {{\rm{g}}_ - }{\rm{PI}}{{\rm{T}}_i}} \right)^t}\\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;{\rm{IT}}_{i, t}^\prime = {\rm{CIT}}_{i, t}^\prime + {\rm{PIT}}_{i, t}^\prime \\ {\mathop{\rm nonIT}\nolimits} _{i, t}^\prime = {{\mathop{\rm nonIT}\nolimits} _{i, 2000}} \cdot {\left( {1 + {{\rm{g}}_ - }{\rm{nonI}}{{\rm{T}}_i}} \right)^t} \end{array}$
新政策下 ${\overline {{\rm{IT}}} _{i, t}} = \left\{ \begin{array}{l} {\rm{CIT}}_{i, 2001}^\prime + {\rm{S}}{{\rm{R}}_ - }{\rm{CI}}{{\rm{T}}_{i, t}}\left( {{\rm{CIT}}_{i, t}^\prime - {\rm{CIT}}_{i, 2001}^\prime } \right) + \\ \;\;{\rm{PIT}}_{i, 2001}^\prime + {\rm{S}}{{\rm{R}}_ - }{\rm{PI}}{{\rm{T}}_{i, t}}\left( {{\rm{PIT}}_{i, t}^\prime - {\rm{PIT}}_{i, 2001}^\prime } \right), \\ {\rm{ }}\;\;\;\;\;{\rm{if}}\;{\rm{IT}}_{i, t}^\prime > 所得税收入基数;\\ {\rm{IT}}_{i, t}^\prime , {\rm{ if}}\;{\rm{IT}}_{i, t}^\prime \le 所得税收入基数. \end{array} \right.$
其中所得税收入基数=ITi, 2001
总税收收入 Ri, t=ITi, t+nonITi, t
财政压力 $\begin{array}{l} {\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_{i, t}} = \Delta \ln \;{{\tilde R}_{i, t}} = \ln R_{i, t}^\prime - \ln {{\bar R}_{i, t}} = \\ \ln \left( {{\rm{IT}}_{i, t}^\prime + {\rm{nonIT}}_{i, t}^\prime } \right) - \ln \left( {{{\overline {{\rm{IT}}} }_{i, t}} + {\mathop{\rm nonIT}\nolimits} _{i, t}^\prime } \right) = \\ \left\{ \begin{array}{l} \ln R_{i, t}^\prime - \ln {{\bar R}_{i, 2002}}, \;{\rm{if}}\;t \le 2002;\\ \ln R_{i, t}^\prime - \ln {{\bar R}_{i, 2003}}, \;{\rm{if}}\;t \ge 2003 \end{array} \right. \end{array}$

为了估算较为外生的政策冲击强度,需要估算地方政府财政收支行为不变时,政策变化导致的地方政府财政收入变化,即需要排除地方政府财政收支行为对政策压力冲击反应带来的收入变化。因此,测算财政压力首先要预测如果无政策冲击,即在旧政策下,2001年及以后各年地市级政府在分享前的总税收收入。需要说明的是,本文构建的财政压力并不是实际的收入损失,测算实际收入损失时应使用当年实际的分享前税收收入,但由于实际的税收收入已经受到地方政府行为的影响,存在内生性问题,因而本文使用预测的分享前税收收入。本文构建的基于预测收入的收入损失可以成为测算实际收入损失的一个工具变量。相关性分析显示,构建的收入损失指标和基于实际收入的损失指标高度相关,相关系数在2002年达到0.72,在2005年达到0.87。

为了预测2001年及以后各年地方政府在旧政策下的分享前税收收入,本文假设无政策冲击时,2001年后各年的企业所得税增速(g_CITi)、个人所得税增速(g_PITi)及非所得税收入增速(g_nonITi)与1998—2000年的年均增速一致。根据各地市2000年企业所得税收入(CITi, 2000)、个人所得税收入(PITi, 2000)、非所得税收入(nonITi, 2000)及年均增长率来预测旧政策下2001年及以后各年的所得税收入(ITi, t=CITi, t+PITi, t)和非所得税收入(nonITi, t),两者之和为旧政策下的总税收收入(Ri, t)。ITi, t也是新政策下分享前的地方所得税收入。

其次,需要测算新政策下地市级政府能留存的所得税收入(为留存的企业与个人所得税收入之和)。企业或个人所得税收入均等于其对应基数(CITi, 2001或PITi, 2001)加上对应增量中以分享比(SR_CITi, t或SR_PITi, t)留存的部分,其中企业所得税的增量为CITi, t-CITi, 2001,个人所得税的增量为PITi, t-PITi, 2001。所得税收入基数为预测得到的2001年收入ITi, 2001。如果预测得到的所得税收入ITi, t大于所得税收入基数ITi, 2001,即所得税收入增长率为正,则新政策下地方留存的所得税收入ITi, t为按“基数+增量分享”计算得到的留存所得税收入,财政压力冲击为正数;反之,如果旧政策下的所得税收入ITi, t小于基数ITi, 2001,即所得税收入增长率为负,则地区所得税收入ITi, t下调为当年旧政策下的所得税收入ITi, t,财政压力冲击为0。

由于2003年中央及省级政府再次修改了分享比,2003年及以后的财政压力使用2003年新政策进行测算。测算财政压力时使用的分享比为法定分享比,而非毛捷等[10]测算的实际分享比,这是因为测算得到的实际分享比包含了地方政府对政策的反应行为。另外,省和地市的分享规则中涉及分享范围的问题,2002年后所得税分享由隶属关系改为属地关系,地市级政府开始参与分享原本隶属于上级政府的所得税增量。然而,根据所得税分享回推基数发现,隶属于上级政府的所得税基数极少,仅占所得税总基数的2.8%,因此本文假设分享范围无变化。

根据财政压力构造可知,地市财政压力的差异来源于地市所得税收入1998—2000年增长率、分享比变化以及所得税占总税收收入的比例。因此,收入损失和地市经济特征显著相关。总体来看,经济发展水平比较高的地市及省会城市收入损失比较大(因为该类地区税收增长率比较高)。

2002年,除了所得税分享改革,同期还发生了几项其他重要的政策变化,包括转移支付改革及农村税费改革。中国自1994年起开始实施以均等化为目标的转移支付,2002年所得税分享改革后转移支付力度加大,中央增收全部用于对中西部地区的转移支付。此外,2000年逐渐开展的农村税费改革也使得基层政府的财力下降,中央及省级政府通过转移支付来补贴基层地方政府在农业税收入中的损失。因此,在考查所得税分享政策影响时,有必要控制这些同时期政策的影响。

2 数据描述及回归模型 2.1 数据描述

本文使用的市级财政数据来源于《地市县财政统计年鉴(1993—2009)》中“市总计”项目, 既包括市本级的财政收支又包括下一级县市的财政收支。市级社会及经济数据来源于《城市统计年鉴(1998—2009)》,包含全市的信息。法定市级所得税分享比数据取自各省公文。由于2006年农业税全部取消后省以下各类税收重新分配,为避免其中的复杂性,本文将样本考察期限定为1998—2005年。

表 2列出了关键变量的描述性分析。以2002年政策计算的收入损失比例平均达到2.3%,而以2003年政策计算的收入损失比例平均更达到了5.9%。地市级政府的所得税分享比从接近100%降至2002年的40%左右及2003年的30%左右。所得税收入占总税收收入的13%左右,政府性基金收入约为总税收收入的11%,一般公共预算支出中占比由大到小的支出类型分别为其他支出、行政支出、教育支出、基建支出、农林水气支出及就业社保支出。

表 2 关键变量描述性分析
变量 定义 样本量 均值 单位
Stress2002 2002年政策测算的财政收入变化比例 225 0.023
Stress2003 2003年政策测算的财政收入变化比例 225 0.059
SR_CIT2001 2001年及之前的企业所得税收入市级分享比 225 0.960
SR_CIT2002 2002年企业所得税收入市级分享比 225 0.410
SR_CIT2003 2003年企业所得税收入市级分享比 225 0.320
SR_PIT2001 2001年及之前的个人所得税收入市级分享比 225 0.930
SR_PIT2002 2002年个人所得税收入市级分享比 225 0.380
SR_PIT2003 2003年个人所得税收入市级分享比 225 0.290
市级财政相关变量
IT 所得税收入(包括地方分享(留存)所得税收入、2002年及之后所得税基数返还两部分) 1 798 44 030 万元
nonIT 非所得税税收收入(包括地方分享非所得税收入或地方留存非所得税收入、增值税消费税两税返还) 1 798 209 975 万元
LGC 总税收收入 1 800 255 142 万元
DTR 可自主支配转移支付 1 749 28 622 万元
NTR 不可自主支配转移支付 1 800 57 180 万元
Fund 部门基金收入,即除土地出让收入外政府性基金收入 1 573 28 689 万元
Land_sales 卖地收入 1 350 13 902 万元
LGE 总支出(一般公共预算支出) 1 800 310 279 万元
jijian 基建支出 1 623 26 390 万元
nlsq 农林水气支出,即农业、林业、水利、气象支出之和 1 800 19 487 万元
xingzheng 行政支出,即行政事业费、公检法支出之和 1 800 59 244 万元
jiaoyu 教育支出 1 800 55 544 万元
shebao 就业社保支出 1 800 14 894 万元
qita 其他支出,即未能归类的支出 1 623 142 864 万元
市级社会经济数据
GDP 地市国内生产总值 1 794 3 948 139 万元
Pop 总人口 1 800 405 万人
Urban_rate 城镇化率 1 669 0.310
注:数据考察期为1998—2005年,在考察一阶项变化时样本考察期为1999—2005年。由于直辖市政策不同,剔除4个直辖市样本。根据数据缺省情况,除去地市县财政统计资料数据中缺省地区,除去观察期内城镇化率数据缺省地区,共计得到全国225个地市样本。

根据2002年财政压力与其中位数的大小,将地区划分为财政压力较大、财政压力较小两类。图 13显示了这两类地区在收入上的变化。图 1显示财政压力较大地区的非所得税税收收入/GDP较大,说明平均而言,这些地方的其他税收收入征税力度比较大。在2002年前,两类地区的趋势基本平行;2002年后,两类地区的非所得税征税力度都有所提升,不过相较于财政压力较小的地区,压力较大地区提升更多。

图 1 1998—2005年不同财政压力地区的非所得税税收收入/GDP的变化

图 2 1999—2005年不同财政压力地区的所得税收入/GDP增速的变化

图 3 1999—2005年不同财政压力地区的总税收收入/GDP增速的变化

图 23反映了所得税收入/GDP增速、总税收收入/GDP增速的变化。两类地区2001年前的增速趋势一致,所得税收入增速在2001年均显著提升,这和所谓的“2001年冲基数”现象一致。2002年所得税分享改革实施,两类地区收入均下降,财政压力大的地区下降更多。图 3反映了总税收收入/GDP增速随时间的变化趋势,和图 2中的趋势比较类似,2001年上升,2002年后财政压力大的地区下降,而财政压力小的地区则先上升后下降。

2.2 实证分析模型

使用所得税收入分享政策导致的财政压力冲击(Stress)构建双重差分模型,考察财政压力冲击对收支结构的影响。

$ \begin{array}{l} \;\frac{{{Y_{i, t}}}}{{{\rm{GD}}{{\rm{P}}_{i, t}}}} = {\beta _0}\;{\rm{ Stress}}{{\rm{ }}_i} + {\beta _1}\;{\rm{ Stress}}{{\rm{ }}_i} \times {\rm{yr}}{2001_t} + \\ {\beta _2}\;{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} \times {\rm{yr}}{2002_t} + {\beta _3}\;{\rm{Stres}}{{\rm{s}}_i} \times {\rm{post}}{2003_t} + \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;{X_{i, t}}\delta + {\mu _t} + {\gamma _i} + {\varepsilon _{i, t}}. \end{array} $ (1)

式(1)中:Yi, t为财政收入或支出。式(1)使用收支水平与GDP的比值作为被解释变量,可以部分控制GDP增长对税收收入增长的内生影响。当Yi, t为税收收入或基金收入时,被解释变量反映了收入的征收力度。

Stressi是所得税分享改革对地市政府造成的收入损失比例。在基准模型中,2002年之前样本的财政压力用2002年的政策来测算,2003年之后的收入损失用2003年的政策来测算。稳健性检验中本文作者也尝试了所有年份都用2002年政策测算的收入损失或用2003年政策测算的收入损失作为财政压力,结果基本一致。

yr2001t(yr2002t)代表是否是2001年(2002年),post2003i代表是否是2003年之后。所得税收入分享政策于2001年公布,考虑到各地政府可能于2001年对预期财政压力做出反应,同时2003年分享比发生变化,因此在模型中加入财政压力与2001、2002年及2003年之后的交叉项来允许地方政府的反应在2001、2002及2003年之后有所不同。

Xi, t为地市随时间变化的特征,包括地市总人口的对数值、城镇化率。本文作者也尝试了进一步控制GDP的对数值,来控制GDP对收入/GDP的非线性影响。但是,由于财政支出可能通过乘数效应影响经济发展,因而控制GDP可能带来过度控制问题。

此外比较重要的影响因素是同时期发生的其他重大政策变化,包括农业税减免、转移支付体系改革。由于这些改革导致的收入变化和所得税分享改革导致的收入损失之间没有因果关系,但这些改革间可能相关,因此有必要控制这些政策的影响。不过,也不能排除存在过度控制的问题,地方政府可能会因为财政压力冲击而更努力地争取转移支付。基于这些考虑,本文作者尝试了在基础模型之上进一步控制3个同时期政策变化的代理变量,分别是农业税占GDP的比重(AT/GDP)、可支配转移支付占GDP的比重(DTR/GDP)以及不可自由支配的转移支付占GDP的比重(NTR/GDP)。

μt为不随地区变化的年份固定效应。γi则控制了无法观测到的不随时间变化的地区异质特征,包括地市是否比较富裕、是否是核心城市等。εi, t为残差项。

本文重点关注β3,即财政压力在2003—2005年引起的平均反应,同时关注β1β2,即财政压力在2001和2002年引起的平均反应。

在考察政策对所得税收入征税努力程度的影响时,本文使用所得税收入/GDP的增速(一阶差分)作为解释变量,其原因是实验组和对照组差别的根源之一为2001年前所得税增长率不同,所得税占GDP的比重无法满足趋势平行的基本识别假设。数据分析表明,实验组和对照组在所得税增长率上的差距基本平行,因此本文使用所得税收入/GDP的一阶差分来分析。基准模型为

$ \begin{array}{l} {\rm{d}}\left( {\frac{{{Y_{i, t}}}}{{{\rm{GD}}{{\rm{P}}_{i, t}}}}} \right) = {\beta _0}\;{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} + {\beta _1}\;{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} \times {\rm{yr}}{2001_t} + \\ \;{\beta _2}\;{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} \times {\rm{yr}}{2002_t} + {\beta _3}\;{\rm{Stres}}{{\rm{s}}_i} \times {\rm{post}}{2003_t} + \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;{X_{i, t}}\delta + {\mu _t} + {\gamma _i} + {\varepsilon _{i, t}}. \end{array} $ (2)

最后,本文借鉴文献中的一般做法(例如,Autor[11]和Fuest等[12]),利用事件分析法来考察政策对地方政府财政收支结构的动态效果,并检验双重差分模型需要的平行趋势假设,即财政压力冲击程度不同的地区在政策实施前被解释变量是否具有平行趋势。根据基准模型(1)、(2),加入财政压力与各年哑元变量的交叉项构造事件研究模型:

$ \begin{array}{l} \frac{{{Y_{i, t}}}}{{{\rm{GD}}{{\rm{P}}_{i, t}}}} = {\gamma _1}\;{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} + \sum\limits_{\tau = 1998}^{2005} {{\gamma _{2, \tau }}} \left( {{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} \times {\rm{Dumm}}{{\rm{y}}_t}} \right) + \\ \;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;\;{X_{i, t}}\delta + {\mu _t} + {\gamma _i} + {\varepsilon _{i, t}}, \end{array} $ (3)
$ \begin{array}{l} {\rm{d}}\left( {\frac{{{Y_{i, t}}}}{{{\rm{GD}}{{\rm{P}}_{i, t}}}}} \right) = {\gamma _1}\;{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} + \sum\limits_{\tau = 1999}^{2005} {{\gamma _{2, \tau }}} \left( {{\rm{ Stres}}{{\rm{s}}_i} \times } \right.\\ \left. {\;\;\;\;\;\;\;\;{\rm{Dumm}}{{\rm{y}}_t}} \right) + {X_{i, t}}\delta + {\mu _t} + {\gamma _i} + {\varepsilon _{i.t}}. \end{array} $ (4)

其中Dummyt为年份是否为t的哑元变量。基于式(4),通过检验2001年政策公布前年份哑元变量与财政压力交叉项系数γ2.τ不异于0的假设,来检验平行趋势假设。若假设成立,则可更加确定地认为政策实施后的变化来源于政策冲击。

3 实证结果与分析 3.1 财政压力对收入结构影响的实证分析 3.1.1 基准模型回归结果

表 3给出了财政压力冲击对非所得税税收收入/GDP的影响。

表 3 财政压力对非所得税税收收入/GDP的影响
非所得税税收收入/GDP 增值税收入/GDP 营业税收入/GDP 农业税/GDP
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7)
Stress×post2003 0.198** 0.199** 0.208** 0.218* 0.156*** 0.044 -0.000
(0.077) (0.081) (0.102) (0.124) (0.049) (0.028) (0.018)
Stress×yr2002 -0.010 -0.008 0.046 0.044 -0.005 0.009 -0.018**
(0.046) (0.046) (0.030) (0.030) (0.010) (0.009) (0.008)
Stress×yr2001 0.019 0.021 0.047*** 0.046*** 0.010** 0.010** -0.005
(0.025) (0.023) (0.013) (0.013) (0.005) (0.005) (0.005)
Stress×yr1999 0.009 -0.009 -0.009 -0.005 0.003 0.010*
(0.031) (0.023) (0.023) (0.015) (0.008) (0.006)
Stress×yr1998 -0.005 -0.029 -0.029 -0.015 -0.011 0.007
(0.033) (0.024) (0.024) (0.016) (0.009) (0.006)
Stress -0.284** -0.285** -0.306** -0.319* -0.260*** -0.065 0.001
(0.116) (0.120) (0.150) (0.186) (0.077) (0.042) (0.028)
SR×post2003 0.009
(0.007)
SR×yr2002 -0.003
(0.004)
SR -0.003
(0.008)
农业税/GDP 1.222*** 1.228*** 0.053 0.110**
(0.132) (0.133) (0.073) (0.051)
可自由支配转移支付/GDP -0.227*** -0.227*** -0.042 -0.049*** -0.119***
(0.048) (0.049) (0.035) (0.017) (0.020)
不可自由支配转移支付/GDP -0.034 -0.039 -0.045*** -0.009 -0.018
(0.028) (0.028) (0.015) (0.010) (0.011)
ln_GDP -0.032*** -0.032*** -0.018*** -0.006*** -0.004***
(0.004) (0.004) (0.002) (0.001) (0.001)
样本量 1 664 1 664 1 613 1 613 1 615 1 615 1 615
R2 0.107 0.107 0.500 0.502 0.573 0.271 0.643
注:******分别表示统计量在1%、5%、10%的显著性水平上显著。圆括号中数据为在地市层面聚类的稳健标准误。模型均控制了城市基本变量(包括人口的对数值、城镇化率),模型均控制了年份固定效应和地区固定效应,以2001年地区人口作为权重。

表 3第(1)列的结果显示,财政压力冲击程度不同的地区,非所得税收入征收力度在2003年之后显著不同。财政压力每增加1%,非所得税税收收入占GDP的比重显著增加0.001 98。但是, 这种影响在2001、2002年时并不显著。第(2)列加入财政压力与2001年前每年的交叉项进行安慰剂检验。结果显示2001年前各交叉项系数不显著异于0,这验证了不同压力地区在政策实行前的非所得税税收征税努力具有平行趋势。第(3)列进一步控制GDP、农业税及转移支付的影响,2003年之后的结果类似,不过2002及2001年财政压力冲击的影响也变得显著。2002年非所得税收入变化的差异与农业税收入在2002年显著下降有关,见第(7)列,说明税收分享带来的财政压力对非所得税中非农业税的税收收入的影响在2002年就已经显现。2001年的系数显著为正,说明财政压力冲击较大地区可能在2001年就已通过增加收入努力来弥补预期收入损失。

表 3的第(4)列通过加入所得税分享比(SR, 此处使用企业所得税分享比,若使用加权所得税分享比则结果一致)及其与年份的交叉项来考察所得税收入分享改革带来的价格效应。所得税分享比下降表示所得税征税边际收益下降或税收价格上升,或者其他税收收入的相对税收价格下降。结果显示,非所得税税收征收力度的增加主要源于所得税分享的收入损失,而非税收价格变化。

进一步考察非所得税税收细项,表 3的第(5)、(6)列表明财政压力对非所得税税收收入的影响渠道主要是增值税征收力度的变化,而营业税征收力度变化的影响则少很多,并且仅在15%的水平上显著。第(7)列验证了农业税减免与所得税收入分享带来的财政压力变化的相关性,结果显示财政压力大的地市在2002年的农业税收入减少更多。本文作者也分析了转移支付占比和财政压力冲击的相关性,发现两者在2002年后都呈现负相关,即财政压力大的地市转移支付增加得少。

表 4分析了所得税收入分享政策对所得税收入占GDP比重增速的影响。

表 4 财政压力对所得税收入/GDP增速、总税收收入/GDP增速的影响
所得税收入/GDP增速 总税收收入/GDP增速
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Stress×post2003 -0.093*** -0.114*** -0.100** -0.150* -0.163* -0.100
(0.03) (0.039) (0.039) (0.082) (0.094) (0.097)
Stress×yr2002 -0.087*** -0.108*** -0.098*** -0.106* -0.119 -0.043
(0.017) (0.026) (0.028) (0.061) (0.073) (0.073)
Stress×yr2001 -0.02 -0.041 -0.033 -0.012 -0.026 0.011
(0.026) (0.038) (0.041) (0.043) (0.068) (0.072)
Stress×yr1999 -0.044 -0.049 -0.028 -0.046
(0.033) (0.032) (0.076) (0.066)
Stress 0.112** 0.132** 0.113** 0.223* 0.236* 0.150
(0.047) (0.054) (0.05) (0.129) (0.137) (0.131)
农业税/GDP 0.07 0.837***
(0.051) (0.160)
可自由支配转移支付/GDP -0.008 -0.147**
(0.016) (0.069)
不可自由支配转移支付/GDP -0.001 0.070
(0.011) (0.060)
ln_GDP -0.007*** -0.035***
(0.001) (0.005)
样本量 1 482 1 482 1 432 1 486 1 486 1 436
R2 0.346 0.352 0.413 0.028 0.028 0.238
注:******分别表示统计量在1%、5%、10%的显著性水平上显著。圆括号中数据为在地市层面聚类的稳健标准误。样本考察期为1999—2005年。模型均控制了城市基本变量(包括人口的对数值、城镇化率),模型均控制了年份固定效应和地区固定效应,以2001年地区人口作为权重。

表 4中(1)—(3)列显示,2002年所得税税收分享显著降低了所得税收入(相对于GDP)的增速。财政压力每增加1%,2002年所得税/GDP增速下降0.000 87~0.001 08,2003年后所得税/GDP增速平均下降0.000 93~0.001。这一影响融合了政策直接导致的收入损失冲击和地方征税力度增大这两部分反应。即使地市政府增加了所得税征税努力,也未能完全抵消分享政策导致的收入(增长)损失。在2001年前,财政压力冲击不同的地市在改革前的所得税收入增速并没有显著差别。2001年的系数不显著并不代表所得税收入分享改革本身不会改变地方政府的行为,实际上这一年各地方政府均存在“冲基数”的行为,只不过收入损失程度不同的地区差别不大。这里并未进一步分析价格效应,因为当因变量是所得税征收力度的增长率时,价格效应的方向本身无法确定。表 4中第(4)—(6)列考察了财政压力对总税收/GDP增速的影响,结果显示如果不控制GDP、农业税及转移支付的影响,财政压力冲击对总税收收入征收力度的影响在改革后只在10%水平上显著。由于其他政策冲击的影响不宜忽略,因此第(6)列的模型更为合理,在控制GDP等因素后,财政压力对收入的影响不再显著。据此可知,税收分享带来的财政压力对总税收收入增速的负向影响并不显著。

地方政府的收入包括公共预算收入和政府性基金收入两部分。政府性基金包括部门基金收入和卖地收入两部分,卖地收入数据自2000年可得,部门基金收入自1999年可得。表 5分别考察财政压力冲击对1999—2005年部门基金收入与2000—2005年卖地收入的影响。表 5中第(1)—(3)列结果显示财政压力使得地市政府部门基金收入在2003年之后有所提高,虽然只在10%的显著水平(第(2)和(3)列)或接近10%的水平(第(1)列)显著。这说明基金收入可能是税收之外,地市政府创收的重要工具。第(5)、(6)列则显示地市政府的卖地收入并无显著变化,这很可能是因为财政统计资料的政府性基金账目中记录的土地出让收入数据和实际收入存在比较大的误差,因此土地收入的回归结果准确性较差。Han等[1]使用1999—2005年的各地市土地交易数据发现,2002年的所得税收入分享使得地市政府卖地收入显著提高。

表 5 财政压力对政府性基金收入/GDP的影响
部门基金收入/GDP (1999—2005年) 卖地收入(2000—2005年)
(1) (2) (3) (4) (5) (6)
Stress×post2003 0.060 0.057 0.069* -0.058 -0.043 -0.049
(0.037) (0.037) (0.039) (0.050) (0.034) (0.037)
Stress×yr2002 0.014 0.010 0.016 0.011 0.011 0.005
(0.019) (0.020) (0.020) (0.019) (0.008) (0.006)
Stress×yr2001 -0.012 -0.015 -0.013 -0.013 0.007* 0.008*
(0.011) (0.011) (0.012) (0.012) (0.004) (0.005)
Stress×yr1999 -0.007 -0.005 -0.006
(0.006) (0.006) (0.006)
Stress -0.086* -0.083* -0.098* 0.106 0.082 0.087
(0.048) (0.048) (0.051) (0.074) (0.054) (0.059)
SR×post2003 -0.005
(0.005)
SR×yr2002 -0.010***
(0.003)
SR 0.022***
(0.005)
农业税/GDP -0.095 -0.118 -0.085
(0.072) (0.075) (0.063)
可自由支配转移支付/GDP -0.005 -0.008 -0.052**
(0.032) (0.032) (0.022)
不可自由支配转移支付/GDP -0.008 -0.005 -0.003
(0.021) (0.021) (0.008)
ln_GDP -0.004** -0.004** -0.002***
(0.002) (0.002) (0.001)
样本量 1 486 1 486 1 436 1 436 1 303 1 254
R2 0.155 0.155 0.175 0.214 0.374 0.379
注:******分别表示统计量在1%、5%、10%的显著性水平上显著。圆括号中数据为在地市层面聚类的稳健标准误。由于基金收入自1999年后可得,样本考察期为1999—2005年。模型均控制了城市基本变量(包括人口的对数值、城镇化率),模型均控制了年份固定效应和地区固定效应,以2001年地区人口作为权重。

3.1.2 财政压力对收入影响的事件研究

为了验证双重差分模型的合理性,基于式(3)和(4),对主要的被解释变量进行事件研究,考察政策冲击前的平行趋势假设是否成立,同时考察所得税收入分享政策造成的财政压力对地市政府各类收入的动态影响。

图 4为非所得税税收收入/GDP的事件研究结果,事件研究分析模型以表 3中第(3)列为准。图 4展示了财政压力对非所得税税收收入/GDP的逐年回归系数及90%的置信区间。图 4中的结果与表 3中第(3)列回归结果基本一致,表明在2001年前被解释变量在压力不同地区均满足平行趋势假设,证明了双重差分模型设计的合理性。非所得税税收收入的征税努力自2003年后显著增加,并在2003年后持续保持较高水平。

图 4 非所得税税收收入/GDP的事件研究

图 5验证了2002年前不同地区所得税收入增速、总税收收入增速的平行趋势。事件研究分析模型以表 4中第(3)、(6)列为准。图 5展示了财政压力对所得税收入/GDP增速、总税收收入/GDP增速的逐年回归系数及90%的置信区间。2002年所得税收入分享改革造成的所得税收入损失使得地市政府的所得税收入增速显著下降,并且在2002年之后维持在较低水平。2002年所得税收入分享改革带来的财政压力下,总税收收入/GDP增速无显著变化。

图 5 所得税收入/GDP增速、总税收收入/GDP增速的事件研究

3.2 财政压力对支出结构影响的实证分析 3.2.1 基准模型回归结果

在考察财政压力对总支出影响时,使用与表 4中考察总收入影响一致的被解释变量——总支出/GDP增速。基准模型参考式(1)和(2)。表 6显示了基准模型下财政压力对总支出的回归结果,和表 4中总收入结果一致:第(1)和(2)列显示在财政压力冲击大的地市,2002年及2002年后的一般公共预算总支出增速下降更多。但是,第(3)列中进一步控制了农业税水平及转移支付结构、GDP增长率后,财政压力冲击对总支出增速的影响变得不显著。这说明之前的显著影响可能是因为农业税、转移支付或者GDP的变化引起的。本文作者更认可第(3)列的结果,说明财政压力冲击对总支出并没有显著负向影响。第(2)和(3)列中加入了财政压力与1999年的交叉项,结果显示交叉项前系数并不显著,说明政策实施前,财政压力冲击不同的地市总支出增速无显著差异。

表 6 财政压力对总支出/GDP增速的影响
总支出/GDP增速
(1) (2) (3)
Stress×post2003 -0.157** -0.173* -0.016
(0.076) (0.088) (0.123)
Stress×yr2002 -0.144** -0.161** -0.001
(0.064) (0.076) (0.095)
Stress×yr2001 -0.062 -0.078 0.008
(0.047) (0.056) (0.062)
Stress×yr1999 -0.034 -0.054
(0.084) (0.065)
Stress 0.237** 0.253** 0.054
(0.116) (0.124) (0.156)
农业税/GDP 1.206***
(0.277)
可自由支配转移 -0.099
支付/GDP (0.096)
不可自由支配转移 0.508***
支付/GDP (0.108)
ln_GDP -0.045***
(0.005)
样本量 1 486 1 486 1 436
R2 0.046 0.046 0.320
注:******分别表示统计量在1%、5%、10%的显著性水平上显著。圆括号中数据为在地市层面聚类的稳健标准误。模型均控制了城市基本变量(包括人口的对数值、城镇化率),模型均控制了年份固定效应和地区固定效应,以2001年地区人口作为权重。

虽然地市政府的总支出变化并不显著,但财政压力可能导致地市政府的支出结构发生变化。这是因为即使在总收入水平不变时,收入结构变化同样可能影响支出结构。比如,传统财政理论认为地方政府将同等看待转移支付收入与税收收入,然而大量实证研究指出转移支付对支出影响不同于本级税收收入(Besley等[13],Ross[14],范子英等[15],尹恒等[16],Gadenne[17])。表 7报告了财政压力对各类支出的影响,并以控制农业税、转移支付及GDP变化的结果为主。对于结果显示不满足前序平行假设的模型,本文又增加了满足平行假设成立的模型设定。

表 7 财政压力对支出结构的影响
基建/GDP 农林水气/GDP 行政/GDP 就业社保/
GDP
教育/GDP 其他/GDP
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8) (9)
Stress×post2003 0.064* 0.011 -0.020 0.000 -0.044* -0.057*** 0.008 -0.031 -0.145***
(0.034) (0.016) (0.022) (0.023) (0.025) (0.020) (0.020) (0.064) (0.039)
Stress×yr2002 0.022* 0.017*** -0.003 0.013* -0.022* 0.001 0.004 0.002 -0.091**
(0.013) (0.004) (0.006) (0.007) (0.011) (0.008) (0.008) (0.034) (0.036)
Stress×yr2001 0.015 0.009** -0.001 0.005 -0.013 0.019 -0.005 0.035** -0.005
(0.016) (0.004) (0.003) (0.006) (0.008) (0.016) (0.006) (0.017) (0.020)
Stress×yr1999 -0.006 -0.007** -0.006 -0.009** -0.003 -0.003 -0.001 -0.070*** -0.045
(0.009) (0.003) (0.005) (0.004) (0.007) (0.007) (0.004) (0.027) (0.039)
Stress×yr1998 0.001 -0.005 -0.004 -0.013*** -0.006 -0.009 0.000 -0.116*** -0.091***
(0.011) (0.005) (0.006) (0.005) (0.007) (0.010) (0.005) (0.028) (0.029)
Stress -0.082* -0.011 0.025 0.008 0.063 0.091*** -0.006 0.036 0.165***
(0.047) (0.025) (0.032) (0.034) (0.040) (0.028) (0.029) (0.083) (0.052)
农业税/GDP -0.059 0.078** 0.193*** 0.029 0.148*** 0.690***
(0.066) (0.034) (0.038) (0.040) (0.053) (0.098)
可自由支配转移 0.016 0.079*** 0.043*** 0.008 0.131*** 0.249***
支付/GDP (0.025) (0.016) (0.015) (0.012) (0.015) (0.038)
不可自由支配转移 0.243*** 0.084*** 0.083*** 0.152*** 0.117*** 0.187***
支付/GDP (0.031) (0.013) (0.011) (0.022) (0.017) (0.028)
ln_GDP 0.002 -0.001* -0.011*** -0.001 -0.010*** -0.019***
(0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) (0.002)
样本量 1 455 1 615 1 666 1 615 1 666 1 615 1 615 1 455 1 499
R2 0.354 0.421 0.212 0.749 0.378 0.522 0.782 0.660 0.262
注:******分别表示统计量在1%、5%、10%的显著性水平上显著。圆括号中数据为在地市层面聚类的稳健标准误。模型均控制了城市基本变量(包括人口的对数值、城镇化率),模型均控制了年份固定效应和地区固定效应,以2001年地区人口作为权重。

通过考察满足前序平行假设的支出变化,表 7中结果显示地市政府基建支出显著增加,教育支出无显著变化,就业社保支出下降。当财政压力每增加1%,2003年之后地市政府的基建支出/GDP增加0.000 64,相当于平均水平(0.006 7)的9.5%。不过,在本文作者尝试加入省份线性趋势后,财政压力对就业社保支出的影响发生变化,部分支出结果变得不显著,且前序平行假设无法成立,因此控制省份线性趋势可能带来过度控制问题。但由于不能排除各省趋势本来就有差别,因此为谨慎起见,本文作者认为目前还难以确定财政压力对社保就业支出的影响。

当财政压力显著增加时,地市政府的总支出虽然无显著变化,但地方政府基建支出增加。这与文献结论较为一致。傅勇等[18]、龚锋等[19]通过实证研究发现财政分权后地方政府的支出结构存在生产性支出偏向,同时财政分权程度越高,地方政府投入教育及抚恤与社会福利救济的支出越低,投入基本建设的支出越高。本研究中所得税分享改革后,虽然总税收收入、总支出都无显著变化,但同样出现政府在财政分权导致财政压力增加时倾向增加基建支出的情况,这可以说是对文献的一个补充。

3.2.2 财政压力对支出影响的事件研究

基于表 6中第(3)列,构建事件研究模型得到图 6结果。事件研究模型以表 6中第(3)列为基准。图 6展示了财政压力对总支出/GDP增速的逐年回归系数及90%的置信区间。地市政府的总支出/GDP增速满足前序平行假设,且2002年后并无显著变化。图 7a7b中展示了6类支出的事件研究结果。图 7a中事件研究模型分别以表 7中第(1)、(2)、(4)列为基准,图 7b中事件研究模型分别以表 7中第(6)、(7)、(8)列为基准。图 7展示了财政压力对分类支出/GDP的逐年回归系数及90%的置信区间。图 7结果显示,基建支出、教育及就业社保支出在2002年前满足平行趋势假设。在财政压力下,地市政府基建支出的增加印证了文[18-19]中地方政府存在“重基本建设”支出偏向的结论。

图 6 总支出/GDP增速的事件研究

图 7 分类支出/GDP的事件研究

4 稳健性检验

本文的财政压力与所得税分享比、分享基数、所得税增长率相关,为检验所得税增长率和估算基数的影响,使用1995—2000年企业所得税增速、非所得税税收收入增速分别预测企业所得税收入和非所得税税收收入;使用1998—2000年个人所得税增速来预测个人所得税收入;并根据表 1的测算方法计算财政压力,使用基准模型与事件研究模型分别考察财政压力对财政收支结构的影响。结果同样显示:财政压力使得地市政府的非所得税税收收入显著增加,所得税收入/GDP的增速显著下降,但对总税收收入/GDP增速的影响并不显著;2002年税收分享改革实施后,地市政府的社保支出显著下降,但是财政压力对社保支出的结果比较敏感。

除了对照GDP,本文也尝试了以预测的总收入作为基准来测算收入损失率(ratio_loss)并作为财政压力变量,

$ {\rm{ rati}}{{\rm{o}}_ - }{{\mathop{\rm loss}\nolimits} _i} = \frac{{{{\overline {{\rm{IT}}} }_i} - {\rm{IT}}_i^\prime }}{{R_i^\prime }}. $ (5)

使用收入损失率作为财政压力变量,通过基准回归模型进行回归,同样发现2003年后非所得税税收努力程度显著提高,地市政府主要通过征税努力的提高来弥补收入损失,并且地市政府存在基建支出增加倾向。

基准回归中考虑了2002及2003年政策变化带来的财政压力冲击不同,因此2002年之前的样本收入损失用2002年的政策来测算,2003年之后的样本收入损失用2003年的政策来测算。稳健性检验中本文作者也尝试了所有年份都用2002年政策测算的收入损失以及所有年份都用2003年政策测算的收入损失,基本结论依然成立。

在本研究考察期内的另外一个重要变化是中国在2001年末加入WTO。关税为中央税,地方政府并不分享关税收入,因此进出口变化对地市税收并无直接影响。不过,WTO可能通过影响地区经济发展和结构进而影响地市政府的财政压力。基准模型中已经控制了GDP的对数值,从而控制经济发展的影响。扩展研究证实财政压力对进口额占GDP的比重、出口额占GDP的比重均无显著影响。在基准模型的基础上进一步控制进口额/GDP、出口额/GDP这两个协变量并进行稳健性检验,本文主要回归结果依然成立。

5 结论

为考察财政分权带来的财政压力对地方政府实际财政收入支出结构的影响,本文使用2002年所得税收入分享后的收入损失比例作为外生财政压力冲击,构建双重差分模型,考察了财政压力下地市政府财政收支结构的变化。

研究发现,所得税收入分享改革带来的财政压力对总税收收入的影响并不显著,这说明地市政府通过提高非所得税征税力度勉强维持收入增长。但是,收入结构有所变化:所得税分享改革带来的财政压力显著降低了所得税收入增长,同时显著提高了非所得税税收征税力度以及政府性基金收入征收力度。在非所得税税收中,增值税收入征税力度提高得最明显,且主要来自收入效应。进一步考察财政压力对总支出及各类分项支出的影响发现,支出结构发生了变化。在财政分权及财政压力冲击下,地市政府倾向提高基建支出水平。

本研究结果显示,地市级政府面临财政分权带来的财政压力冲击时,能够采取多种政策工具的调整来勉强维持财力和支出水平,但收入及支出结构发生变化。财政分权及财政压力冲击下地方政府收支结构的变化反映了地方政府各项收支的调整空间及偏好,这是现代财税体制改革的重要依据,也是今后的转移支付制度设计以及地方政府事权与财权匹配设计需要考虑的因素。

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