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从理论上讲，财政“省直管县”体制改革既可以提高县级政府税收分成比例，也可以通过省级政府转移支付增加县级政府财力，但财政上的“省直管县”改革能否真正强化县级政府的税收竞争尚需要进一步实证检验。本文使用中国省级与县级财政经济统计数据和企业微观数据对财政“省直管县”改革与县级政府税收竞争之间的关系进行了实证研究。研究发现：财政“省直管县”使得县域工业企业实际有效税率显著降低约 0.45个百分点，而且从动态角度看，该项改革的效应具有持续性。
财政竞争是中国式分权体制下地方政府的基本行为特征。无论是 20世纪80年代采取的财政“包干制”，还是 1994年后实施的分税制，均会强化地方政府预算约束，并通过财政收入分享机制在地方政府之间建立财政竞争关系，最终形成“维护市场的经济联邦制”（Qian＆Roland，1998）。同时，在“政治锦标赛”竞争压力的驱动下，地方官员十分关注辖区经济增长及就业量增加，因此地方政府财政领域的高度竞争则是一种常态（周黎安，2004，2007）。地方政府财政竞争涉及支出竞争和税收竞争。支出竞争表现为地方政府为了吸引资本和劳动力等生产要素流入本辖区，会设计出策略型财政支出同其他地区展开竞争。李涛和周业安（2009）通过实证研究发现我国省级政府间确实存在策略型支出竞争。已有研究还发现地市级政府间和县级政府间均存在支出竞争关系（傅勇、张晏，2007；尹恒、徐琰超，2011；尹恒、朱虹，2011）。同样是为了吸引流动性生产要素流入辖区以推动当地经济增长，地方政府还可以选择税收竞争手段，即向企业提供税收优惠政策。地方政府税收竞争假说被许多学者用以解释中国的经济增长绩效（Qian＆Weingast，1997；沈坤荣、付文林，2006；李永友、沈坤荣，2008）。关于省级政府间税收竞争假说的实证检验，无论是基于横截面数据的研究结论（李永友、沈坤荣，2008），还是基于面板数据的实证结果（郭杰、李涛，2009；张宇麟、吕旺第，2009）均显示省际间税收竞争确实存在。而龙小宁等（2014）研究发现我国县级政府在其辖区内的企业所得税率和营业税率上都存在着显著的正向空间竞争行为。
2004年开始试点并在全国范围内逐步推广的“省直管县”财政体制改革是政府层级改革的重要组成部分。该项改革可视为一种“渐进式”政府治理结构变革，其意图在于通过财政“省直管县”体制的建立在财政关系上减少一级政府，使得现存的“市管县”体制在未来能够逐步向“省管县”体制平稳过渡，最终达到减少政府级次，优化政府组织结构的目的。“省直管县”财政体制改革的核心内容是在收支划分、转移支付、资金往来、财政预决算以及年终结算等方面，省财政与市、县财政直接联系，开展相关业务。从政府治理的角度讲，财政“省直管县”改革有两个重要的制度功能。一是缓解县级财政困难。具体而言，在收入划分上，财政上的“省直管县”改革会通过提高县级财政在税收分成中的分享比例而增强县级政府自主财力。在资金往来上减少一级政府能够使省、县间财政资金的上划与下拨绕过市一级政府，进而避免市级截留形成的“漏斗效应”和市对县在财政上的“抽血”集资行为（张占斌，2007）。可见，省级财政与县级财政的直接结算，可以结束地市级和县级的财政从属关系，从而根除长期存在的市对县在财政上的“盘剥”和“侵占”现象，有利于县级财政解困。二是促进县域经济发展。由于财政“省直管县”改革会将更多的税收分成从市级甚至省级转移给县级，同时也赋予县级政府更多的支出责任，因此这项改革在本质上属于财政分权改革。根据Qian和Roland（1998）对中国特色维护市场联邦主义的研究可推知，财政“省直管县”改革作为一项分权改革可以硬化县级政府预算约束，会通过提高县级财政的税收分享比例强化县级政府的税收竞争和支出竞争动机，进而推动县域经济增长。
近年来，国内学者十分关注财政“省直管县”改革的制度绩效，对这项改革的经济效应进行了实际调研或系统实证研究，并取得了基本一致的研究结论。这些文献大致可分为以下两类：第一类文献主要研究了财政“省直管县”改革对县级财政解困的作用以及其对县级财政支出的影响。这些研究表明财政“省直管县”改革既能够缓解县级财政困难（李明强、庞明礼，2007；贾康、于长革，2010：刘佳等，2011：贾俊雪等，2013），也有利于县级政府财政支出规模或人均公共教育支出的增加（才国伟、黄亮雄，2010；王小龙、方金金，2014）；第二类主要研究了财政“省直管县”改革对经济增长的影响。才国伟和黄亮雄（2010）的研究发现“省直管县”改革确实促进了县域经济增长，而李猛（2012）的研究认为“省直管县”改革对经济增长的影响取决于县乡财政困难是否得到有效缓解。另外，才国伟等（2011）利用地市级数据研究发现“省直管县”改革抑制了城市经济增长。
与以往研究不同，本文关注的是财政“省直管县”改革是否会强化基层政府的税收竞争。从理论上讲，一方面，财政“省直管县”改革提高了县级财政税收分成比例，作为分权改革它会增强县级政府发展当地经济的动机，进而强化县级政府间税收竞争；另一方面，“省直管县”可以使省级政府将更多的转移支付直接拨付到县，有效缓解县级政府财政压力，进而使其更有财力参与税收竞争。笔者注意到，关于财政“省直管县”改革能否强化县级政府的税收竞争问题，郑新业等（2011）有不同的见解。他们强调，由于财政“省直管县”改革改变的是税收在市与县之间的分成比例，而企业所得税和营业税的税率并不会改变，因此，从企业的角度看，税率没有改变，资金回报率也就没有改变。然而，最近一些研究（范子英、田彬彬，2013；龙小宁等，2014）认为，虽然地方政府不能决定名义税率，但其对实际税率却有很大的自由量裁权，即能够通过主动降低对税法的执法程度（如放松税收审计和税收执法力度），或者通过先征后返等途径降低企业实际税率而展开税收竞争。但是问题的复杂性在于，因为一些税收竞争行为会诱发辖区企业的避税行为（范子英、田彬彬，2013），所以笔者认为它会增加当期县级税收收入的不确定性，进而冲击县级正常财政支出，甚至会降低县级政府的支出竞争能力。因此，在面临较大刚性财政支出压力的情况下，县级政府可能不会轻易选择通过降低税收执法力度来吸引企业在辖区内进行投资。马光荣和李力行（2012）的实证研究发现，县级政府会将自身规模扩大后的财政压力施加到企业身上，从而提高企业面临的实际税负水平。可见财政“省直管县”改革最终能否强化税收竞争仍需要进一步探讨。本文拟从实证的角度检验财政上的“省直管县”改革是否会促使县级政府降低县域企业的实际有效税率，即增加县级政府的税收支出行为，借以判断财政“省直管县”改革是否强化了县级政府税收竞争。
本文结构安排如下：第二部分是研究方法设计；第三部分是数据及相关检验；第四部分给出基本回归结果；第五部分给出子样本分析结论；第六部分是主要研究结论。
近年来，许多学者都选择了空间计量模型用以研究政府间税收竞争（谢贞发和范子英，2015；龙小宁等，2014）。但是财政“省直管县”改革从开始试点到在全国数十个省份分年、逐步推广的过程所呈现出的统计特征使得改革本身具有了准实验性质。这恰好为本文选用自然实验的方法来识别改革效应提供了理论依据。从理论上讲，财政“省直管县”改革可能会影响试点县（市）对企业的税收支出行为，从而当地企业的实际税负水平也可能会因此而改变，这样试点县（市）辖区内的工业企业可被视为处理组；与试点县（市）不同，非试点县（市）依旧遵循原先省管市、市管县的财政体制，那么在其他因素保持不变的情况下，其辖区内工业企业的实际税负应该保持不变，因此，非试点县（市）辖区内的工业企业可被视为对照组。基于自然实验的研究思路，便可以通过比较分析对照组样本企业和处理组样本企业，研究“省直管县”财政体制改革对县域工业企业实际税负的影响。
为了找到恰当的自然实验计量模型，图1给出了 2002—2007年试点县（市）企业样本（f＿reform）和非试点县（市）企业样本（f＿unreform）实际有效税率均值的变化趋势。图1显示，改革前的 2002—2003年两类研究样本实际有效税率的均值变化趋势基本平行一致，而 2003—2004年两类研究样本实际有效税率的均值变化趋势也只是略有差异；改革后的 2004—2006年，非试点县（市）工业企业实际有效税率的均值呈现出上升的趋势，而试点县（市）工业企业实际有效税率的均值基本保持不变；2006年之后，两类工业企业实际有效税率均突然呈现出明显的下降趋势。笔者推测，2004年后的两类县（市）企业实际有效税率变化趋势的差异性很可能与“省直管县”财政体制改革有关。
图1 试点县（市）企业样本和非试点县（市）企业样本实际有效税率均值变化趋势
本文拟选取双重差分法（DID）来识别改革效应。从技术上讲，双重差分法能够同时剔除两类企业实际有效税率的初始值差异及其各年份共同面临的时间趋势（比如，宏观经济冲击及其他社会因素）对估计准确性的影响。此外，控制一些企业、行业、市场以及县域经济与人口等特征变量有助于进一步提高估计的准确性。为此，本文的计量模型如下：
式中，被解释变量 R ni，t 为县（市） n 所辖区域内企业 i 第 t 年的实际有效税率； α 0 为常数项； f nt 为财政“省直管县”改革变量，其取值等同于传统双重差分法模型中用于捕捉改革效应的交乘项，而系数 θ 被用于估计“省直管县”财政体制改革对试点县（市）辖区内企业实际有效税率的影响； v n 为县（市）虚拟变量； σ t 为年份虚拟变量；向量 X 为一组控制变量，具体包括企业特征变量、市场特征变量、县域经济与人口特征变量及行业虚拟变量，而 ω 为包含一组对应参数的向量； ε ni，t 为残差项。为了进一步分析改革效应从2004—2007年随时间变化的特征，笔者设计了另一个计量模型，如（2）式所示：
式中， f nt 为财政“省直管县”改革变量，其取值定义同（1）式； T t （ t ＝ j ）为指示函数，其取值定义为：如果 t ＝ j ，则 T t 取值为 1，否则取值为 0； θ j 被用于估计第 j 年“省直管县”改革对试点县（市）所辖区域内企业实际有效税率的影响；其余变量同（1）式。
根据上文所设计的计量模型，表1依次给出了被解释变量、政府层级改革变量和其他解释变量三类变量的名称、符号及定义。
表1 主要变量定义
续表
被解释变量实际有效税率用所得税额与息税前利润比值来度量，这与现有文献所定义的企业实际有效税率含义基本一致（Porcano，1986；吴联生、李辰，2007；吴联生，2009）。
政府层级改革变量包括核心解释变量财政“省直管县”改革变量及作为控制变量的“强县扩权”改革变量。其中，核心解释变量用于估计“省直管县”财政体制改革实施对县域企业实际有效税负的影响；控制“强县扩权”改革变量则能有效剔除“强县扩权”改革对模型准确估计财政“省直管县”改革效应的干扰。
其他解释变量具体包括市场特征变量、县域特征变量及企业特征变量三类控制变量。市场化特征用行业市场集中度虚拟变量与市场化指数变量来反映。其中，行业市场集中度虚拟变量是依据企业销售收入所计算的赫芬达尔指数，反映行业的相对垄断程度，而樊纲等（2010）构造的市场化指数能够较客观地衡量当地市场化改革的深度和广度。控制市场特征变量的原因在于：一是企业所处行业的垄断程度和当地市场化程度均会直接影响其利润水平和政府对其实施的财税政策，进而会影响实际有效税率；二是市场化程度还可能会影响中央政府选择“省直管县”财政体制改革省份的倾向，进而影响改革试点县（市）样本的分布。
县域特征变量主要包括人均GDP、财政自给率、存贷比、非农产业占比等财政经济特征变量和县域总人口、非农人口占比等人口特征变量。前者从总量和结构上反映了县域经济发展总水平，后者则反映了县域人口规模与就业结构。从理论上讲，控制这些县域特征变量是为了有效避免样本选择偏差所可能引起的内生性问题。事实上，各改革省份对试点县（市）的选择或多或少会受到县域财政、经济及人口等因素的影响。比如，才国伟和黄亮雄（2010）、郑新业等（2011）及王小龙和方金金（2014）的研究均发现“省直管县”财政体制改革试点县（市）的选择并非完全随机，即与县级人均GDP、人均财政收入、财政自给率及县域人口规模等因素有关。然而，只要控制改革省份选取试点县（市）所依据的县域特征变量后，“省直管县”改革便可以被看作是条件外生的。因此，控制这些县域特征因素能够在技术上有效降低样本选择造成的估计偏误，提高估计结果的准确性（王小龙、方金金，2014）。
企业特征变量主要包括资本密集度、存货密集度、资产收益率、资产总额、企业年龄、资产负债率及企业性质虚拟变量等。基于Gupta和Newberry（1997）、Richardson和Lanis（2007）、Derashid和Zhang（2003）及吴联生（2009）的理论和实证研究，本文选取资本密集度和存货密集度来测度企业的资产结构；参照Richardson和Lanis（2007）和Derashid和Zhang（2003）的实证研究，又选取资产收益率测度企业盈利能力；参照Zimmerman（1983）、Watts和Zimmerman（1986）、Porcano（1986）、Slemrod（2007）、Richardson和Lanis（2007）、马光荣和李力行（2012）以及范子英和田彬彬（2013）的理论和实证研究，本文选取了企业总资产来测度企业规模；模型中企业年龄变量采取了对数形式，控制企业年龄的原因在于我国税法对新企业往往会有较多的所得税优惠或减免政策；与以往的研究相同，模型中控制了财务杠杆变量即资产负债率（Stickney和McGee，1983；Gupta和Newberry，1997；Kim和Limpaphayom，1998；Richardson和Lanis，2007；吴联生、李辰，2007；吴联生，2009）；本文选取了两类变量来刻画企业的性质，首先参考Derashid和Zhang（2003）、Adhikari等（2006）和吴联生（2009）的研究控制了企业所有制性质变量。
考虑到 2002年的企业所得税改革方案，
还控制了新老企业虚拟变量（该变量与上文所定义的企业年龄变量相关，但含义并不完全相同）。就2002年的企业所得税改革而言，新政策规定：在 2002年之前成立的老企业由原税务征管机构管理，但 2002年及之后成立的新企业则由国家税务局负责征收企业所得税。这使得老企业能够继续享受地方政府相应的税收优惠和宽松的税收执法环境，而 2002年后成立的新企业不仅难以享受地方政府所给予的税收优惠，还会面临国家税务局较严格的税收执法。因此，与新企业相比，老企业的实际有效税率应该较低。此外，本文还控制了可能影响企业实际税率的行业虚拟变量。
本文所用数据包括 2002—2007年的企业微观数据和县级、省级财政经济统计数据。其中，企业微观数据来源于《中国工业企业数据库》；县级人口数据来源于《中华人民共和国全国分县市人口统计资料》；县域GDP、财政收支数据、存贷款余额及第二产业、第三产业增加值来源于《中国县（市）社会经济统计年鉴》；省级财政收支数据来源于《中国财政年鉴》，而各省的市场化指数来源于樊纲等编著的《中国市场化指数》。此外，改革试点县（市）名单及实施时间来源于各省级政府官方网站、相关政府文件及现有研究文献。
在本文所涵盖的研究期内，《中国工业企业数据库》包括研究样本约 157万条工业企业数据，而县级统计年鉴提供的数据涉及 2053个县（市）。考虑到某些省（市、区）自身的特殊性以及某些县（市）或企业数据的质量问题，本文对原始样本进行了筛选，具体说明如下：①对省级与县级样本的筛选。首先，剔除四个直辖市和海南、浙江两省所包含的样本。因为直辖市只有市、区（县）两级政府，海南建省之初就选择了省直管县模式，而浙江自 1953年以来就实行了“省直管县”财政体制，所以在样本期内它们所辖的县（市）与财政“省直管县”改革无关，从而作为研究样本不具有代表性；其次，剔除人口稀少、工业落后且强烈依赖中央转移支付的西藏自治区所辖县（市）样本。这是因为大量转移支付必然会影响其所辖县级政府对企业的财税政策，这种明显的政策异质性使得当地企业也不适宜作为研究样本；再次剔除样本期内实施行政区划改革的县级样本及湖北省的三个副地级市样本。行政区划改革或者行政区划级别不同均可能会影响县级政府对辖区企业所实施的财税政策，因此其作为研究样本也不具有代表性；最后，剔除有数据错误和数据缺失的县（市）样本。②对工业企业样本的筛选。主要包括：剔除有数据缺失的样本；剔除数据不合理或数据录入有错误的样本。这里的剔除标准分别为，实际有效税率小于 0或者大于 1，
资产负债率小于 0或者大于 1，注册资本为负、资产总额为负以及企业成立年份在 1949年以前等；剔除注册地址不在县域的样本。这是因为地级市政府与县级政府对各自所辖区域内的企业实施的财税政策往往是有差异的，所以选用注册地在县域的企业作为研究样本能更准确地估计财政“省直管县”改革对县域企业实际税负的影响。
对原始样本进行以上处理及相应匹配后，最终有效样本共 264410个（6年加总），涉及 24个省（区）、1561个县（市）的 114290家工业企业。
根据 2007年各县（市）是否实施了“省直管县”财政体制改革，可将1561个样本县（市）分成两类，即 1141个非财政“省直管县”改革试点县（市）和 420个财政“省直管县”改革试点县（市）。表2的A l 和A 2 两栏依次给出了非财政“省直管县”和财政“省直管县”两类样本县（市）主要特征变量的年度统计均值。
表2 县域特征变量的统计描述
续表
A 1 和A 2 两栏的统计数据显示：就财政“省直管县”改革而言，2004年共有 166个试点县（市），约占当年总样本的 11.07％。此后 3年间，财政“省直管县”试点县（市）数目逐年增加，至 2007年共计 415个样本县（市），约占当年总样本的 27.69％。与此同时，2003—2007年，非财政“省直管县”和财政“省直管县”两类县级样本中“强县扩权”试点县（市）样本所占比重均逐年增加。这使得作为对照组与作为处理组的企业样本均可能会受其影响。因此，笔者将尝试控制“强县扩权”改革，以剔除其对财政“省直管县”改革效应的干扰。
表2还显示，与对照组县（市）相比，处理组样本的市场化指数（所在省份）、人口规模、财政自给率明显较高，同时其人均GDP、财政自给率、非农人口占比、非农产业占比也略高。与此相反，存贷比则是对照组样本较高。这一方面说明中央政府在选择“省直管县”改革省份时偏向于市场化程度较高的省份，另一方面也说明各改革省份在选择具体的“省直管县”试点县（市）时，或多或少地偏向于经济发展程度相对较高、财政状况相对较好、城市化程度较高的县（市）。此外，值得注意的是，尽管两类样本县（市）人均GDP均在逐年增加，且非农产业占比和非农人口占比也都在逐年提高，但县域财政自给率却一直低于 41％，且均呈现出不断恶化的趋势，即财政困难状况在逐年加剧。
使用双重差分法估计改革效应时，研究样本必须满足两个基本条件（Heckman＆Hotz，1989；Galiani等，2005；周黎安、陈烨，2005；郑新业等，2011；王小龙、方金金，2014）。其一是“省直管县”财政体制改革试点县（市）的选取必须是外生的，即试点县（市）选取与县域内工业企业的实际有效税负无关；其二是改革前两类县（市）所辖区域内的工业企业平均实际有效税率的变化趋势基本一致。为了确保本文所选取的研究方法的适用性，笔者在估计改革效应之前，先行检验研究样本是否满足上述两方面的要求。
1.改革政策的外生性检验
基于改革前（2002—2004年）的研究样本，本文设计了Logit二元选择模型来间接检验“省直管县”改革的外生性，检验模型设定如下：
式中， I 是虚拟变量，其取值定义为：如果某县（市） i 在 2002—2007年实施了“省直管县”财政体制改革，则 I 在样本期内恒等于 1，否则为 0； y it 是某县（市） i 第 t 年所辖区域内工业企业有效税率的平均值，是检验的核心变量。之所以选平均值主要是因为，如果改革省份选取试点县（市）时会关注县域企业税负水平，那么其应该是从整体或者平均意义上进行甄选； X it 是其他控制变量； G 为Logit函数。
从理论上讲，在控制了
X
it
后，如果
β
在统计上无异于 0，则可以认为财政“省直管县”改革的实施是外生于县域企业平均税负的（郑新业等，2011；王小龙、方金金，2014）。本文针对 2002年、2002—2003年、2002—2004年
的样本分别进行外生性检验。回归结果表明：财政“省直管县”试点县（市）辖区内工业企业平均有效税率的估计系数并不显著；市场化指数、财政自给率、人均GDP变量、非农产业占比及县域人口特征变量的回归系数均显著。这说明尽管财政“省直管县”试点选取与县（市）所属省份的市场化特征、财政经济特征及人口特征有较大关系，但企业实际有效税率不可能成为对试点地区选取的依据，本文的研究样本满足双重差分法对改革变量的外生性要求。
2.同趋势性检验
为了进行同趋势性检验，本文依据Galiani（2005）、王小龙和方金金（2014）的研究思路，设计了一个与其相似的计量模型。该模型的具体形式如下：
式中， R it 是企 i 在第 t 年的实际有效税率； α 0 为常数项； I 定义同（3）式； α r 用于估计处理组与对照组企业有效税率在截距上的差异； Y 2003 和 Y 2004 均为年度虚拟变量； θ 0 和 θ 1 分别用于估计两类企业的 2003年与 2004年的共同时间趋势，而 θ f1 和 θ f 2 分别用于估计两类企业的 2003年与 2004年的时间趋势的差异； X 是一组控制变量； ε it 为残差项。
从理论上讲，如果 θ f1 和 θ f 2 统计上均无异于 0，则可以认为两类企业改革前实际有效税率的时间趋势基本一致。本文针对 2002—2003年、2003—2004年的样本进行同趋势性检验。回归结果显示： θ 0 的估计值显著为负， θ 1 则不显著； θ f1 和 θ f 2 均不显著。这表明 2002—2003年及 2003—2004年两类企业实际有效税率变化趋势基本一致，符合使用双重差分法估计改革效应的第二个基本条件。
1.OLS基本回归结果汇报
根据计量模型（1），表3给出财政“省直管县”改革效应的估计值。其中，第一列作为基准回归仅控制了年份、行业及县（市）虚拟变量，结果显示改革对县域工业企业实际有效税率的影响系数为－0.00330，且在 1％的水平上显著，说明该项改革促使县级政府降低了企业实际有效税率。第二列至第五列回归模型在基准模型的基础上依次引入了企业特征变量、市场特征变量、县域经济与人口指标及“强县扩权”改革变量。通过对比可以看出：与第一列相比，其余四列中改革变量的估计系数大小尽管有所变动，但均在 1％水平上显著，这说明估计结果是稳健的。此外，尽管第五列回归模型中增加了“强县扩权”改革变量，但与第四列相比，“省直管县”改革变量的回归系数大小和显著水平均无明显变化，而“强县扩权”回归系数不显著。这一方面说明，第四列回归结果并没有因为遗漏“强县扩权”改革变量而发生偏误；另一方面也说明，“强县扩权”改革并没有显著改变县级政府对企业的税收政策。事实上，“强县扩权”改革的主要目标在于简政放权，即下放原属于地市一级政府的社会经济管理权限，增加县级政府自主决策权。这也印证了“强县扩权”改革对县域工业企业实际有效税率影响不显著的结论。
表3 省直管县改革效应的估计结果
续表
注：表中括号内为回归系数相应的 t 统计量； * 、 * * 和 * * * 分别表示在 10％、5％和 1％的水平下显著；为了减少异方差对统计显著性的影响，上述 t 统计量的计算均使用了稳健的标准差。后文中均以此说明为准。
从第五列回归结果看，改革使得县域工业企业实际有效税率显著减少了0.45％，表明该项改革确实强化了县级政府间的税收竞争。其他三类控制变量的估计系数说明如下：
其一，企业特征变量的影响。资本密集度、存货密集度、资产收益率、企业规模以及财务杠杆的回归系数均显著为负。这里除了存货密集度外，其余四个控制变量的估计结果与国内学者研究结论一致（吴联生、李辰，2007；吴联生，2009；曹书军等，2009）。就企业所有制而言，回归系数表明国有企业实际有效税率最高，民营企业次之，港澳台企业排在第三，外资企业最低。这可能与样本期内各级政府所实施的税收政策有关。具体讲，一方面，中国对内外资企业所得税征管实行双轨制，且内外资企业享受的税收优惠和遵从的税前列支标准不尽相同（赵霄汉等，2007；祝树金、付晓燕，2008）；另一方面，国有企业的纳税遵从度较高，从而使得其有效税率相对较高。新老企业虚拟变量的估计值不显著，可能与模型控制了企业年龄有关。
其二，市场特征变量的影响。行业市场集中度虚拟变量和市场化指数变量的回归系数均在 1％的水平上显著为正。前者从行业垄断的角度反映了企业实际有效税率差异的原因，而后者则从不同区域市场化水平角度揭示了企业有效税率差异的来源。
其三，县域经济和人口特征变量的影响。县域人均GDP、人口规模、非农人口占比及非农产业占比对县域工业企业实际有效税率都有显著的正向影响。这一结论说明，县域经济越发达，县域企业实际有效税率越高，而经济欠发达县域更倾向于选择税收竞争手段刺激经济发展。财政自给率的回归系数为负且不显著。存贷比的回归系数在 1％的水平上显著为负。
2.稳健性检验
本文从以下两方面进行稳健性检验（见表4）：
其一，通过甄选研究样本对模型（1）进行重新估计。第一列模型回归剔除了非改革省份（非财政“省直管县”改革省份和非“强县扩权”改革省份）的县域工业企业研究样本。与表3中第五列相比（以下简称基本模型），第一列的财政“省直管县”改革变量的回归系数变动较小，且在 1％的水平上显著。中央政府根据某些标准选择了改革试点省份，必然使得改革省份与非改革省份在社会经济特征上存在差异。比如，与其他省份不同，作为参照组的民族自治区每年均会收到中央的大量转移支付，这会影响其所辖县（市）对当地工业企业的财政税收政策。因此，剔除非改革省份能够进一步减少省级社会经济特征差异对估计结果的影响。稳健性检验结果表明，非改革省份样本并未对改革效应的估计产生较大影响。第二列模型剔除了非制造业企业样本。与基本模型相比，第二列中的财政“省直管县”改革变量的回归系数绝对值增加了 0.2％，但仍在 1％的水平上显著。总研究样本由制造业（约占 87.7％）和非制造业（约占 12.3％）两类企业构成。通常不同行业的企业对县级政府征税政策变化的反应会不同，而这种对政策异质性反应可能会影响估计结果。对表3基本模型和表4第二列稳健性检验模型的对比分析表明，改革对制造业的政策效应更大。
其二，使用不同的模型设定进行模型重估，回归结果见表4第三列至第六列模型。其中，表4第三列和第四列依次使用了固定效应模型和随机效应模型。与表3的基本模型估计相比，固定效应模型中财政“省直管县”改革变量估计系数的大小和 t 值有所下降，但依旧在 5％的水平上显著， [1] 而随机效应模型的相应估计系数的大小变化较小，且仍在 1％的水平上显著。此外，表4第五列使用了包含县（市）虚拟变量的Tobit模型，而表4第六列使用了随机效应－Tobit模型。与表3的基本模型相比，这两列模型中财政“省直管县”改革变量的回归系数的大小变化甚微，显著水平也未下降。总之，通过对表4中的这四列模型与表3中的基本模型中的财政“省直管县”改革变量的回归系数的对比分析，可知OLS基本模型的回归结果是稳健的。
表4 稳健性检验
注：每列回归模型均控制了市场特征、县域经济与人口特征及企业特征等变量；表3中基本模型回归结果显示“强县扩权”改革的效应不显著，为此表4中不再控制这一变量；限于篇幅，未报告常数项估计结果；后文中表5的情况类似，不再赘述。
基本回归结果给出了改革效应总的估计值，但据此无法判断该项改革在不同年份对县域工业企业实际有效税率的影响。因此，下文将根据模型（2）估计 2004—2007年各年度的改革效应（见表5）。
表5 2004—2007年各年改革效应
表5第一列回归模型利用全部研究样本进行了OLS估计。回归结果显示：①2004年财政“省直管县”改革效应不显著，且为负。其原因可能在于 2004年只有 11.07％的样本县（市）实施了“省直管县”改革，从文件下发到改革实际实施往往需要一段时间，且政策效应具有滞后性；②2005—2007年各年份的改革效应依次为－0.506％、－0.785％以及－0.864％，且均在l％的水平上显著。这说明随着试点范围的扩大和政策效应的释放，该项改革对试点县（市）工业企业实际有效税率的负向影响越来越大。
需要说明的是，表5中第二列至第六列的模型回归结果是对第一列模型回归结果的稳健性检验。其中，第二列是只使用改革省份研究样本的OLS估计值。通过对比第一列与第二列模型中改革变量的估计系数可以看出，改革变量的估计系数大小和 t 值变化均较小。这说明非改革省份的研究样本并未对研究结论产生明显的影响；表5中第三列至第六列是在改变模型（2）的部分设定后进行的重估结果。具体讲，第三列回归使用了固定效应模型，第四列回归使用了随机效应模型，第五列使用了Tobit模型，而第六列则使用了随机效应－Tobit模型。通过对比第一列与后四列改革变量的估计系数可以看出：第一，对于 2004年，除了使用固定效应模型得出改革效应在 10％的水平上显著为负外，其余三列模型的估计值均不显著，且为负；第二，就 2005—2007年各年份的改革效应而言，与第一列相比，表5中后四列模型的估计系数大小虽有所涨落，但都仍在 1％的水平上显著。总之，这些检验表明动态估计结果也是可靠的。
子样本回归将从政府财力水平及企业的注册时间两个角度研究改革效应的差异性。
从理论上讲，县级财政支出压力本身也会降低县级政府对企业的税收支出，进而削弱其税收竞争能力。由于我国各省份的财力水平存在较大差异，因此在不同省份实施财政“省直管县”改革，尽管其所辖的改革试点县所享受的税收分成均会提高，但财力较强的省份给予所辖改革试点县的财政支持力度更大。据此笔者认为，相对于财力较弱的省份而言，财政“省直管县”改革对财力较强省份县域工业企业实际税负的影响应该相对较大。为了进一步从实证上检验这一理论推测，本文根据省级财力指标对实施“省直管县”的改革省份县域内企业样本进行了分组回归研究。
回归结果显示：对于财力较弱的“省直管县”改革省份而言，“省直管县”改革变量的回归系数为正，但不显著；对于财力较强的“省直管县”改革省份而言，“省直管县”改革变量的回归系数为－0.499％，且在 1％的水平上显著。这表明财力较弱省份实施“省直管县”改革后，其县域工业企业实际有效税率并没有显著增加；而财力较强省份实施改革后，其县域工业企业实际有效税率显著下降，这与上文的理论分析相一致。
为了进一步考察上述研究结果的可靠性，基于“省直管县”改革省份县级财政经济统计数据，本文又设计了包含财政“省直管县”改革变量和财力等级虚拟变量（财力较弱和财力较强）交乘项的固定效应模型，用以估计财政“省直管县”改革对试点县（市）预算财政收入和财政自给率的影响。改革变量与财力等级虚拟变量交乘项的估计系数显示，财政“省直管县”改革实施后，财力较弱改革省份和财力较强改革省份试点县（市）预算财政收入分别显著增加了 4.26％和 9.83％，而实施“省直管县”对两类改革省份试点县（市）财政自给率的影响却完全相反，分别为－2.73％和 2.57％，这能够解释基于财力分组的子样本回归结果。具体讲，对于财力较弱改革省份而言，改革确实能够增加试点县（市）预算财政收入（自主财力），但却导致其财政自给率下降。这说明与改革前的地市级政府相比。改革后的省级政府给予试点县（市）的财政支持力度不能够满足其支出责任增长的需要；而对财力较强改革省份而言，不仅试点县（市）预算财政收入增加了，其财政自给率也增加了。可见，富裕省份对试点县（市）所给予的财政支持（包括提高税收分成比例和增加转移支付等）力度相对较大，因此改革之后，其所辖改革县（市）在刚性财政支出压力有所缓解的情况下，愿意选择通过降低税收执法力度来吸引企业在辖区内进行投资，从而相应降低了县域企业税收负担。
《国家税务总局关于所得税收入分享体制改革后税收征管范围的通知》（国税发〔2002〕8号）规定，在 2002年之前成立的老企业由原税务征管机构管理，但 2002年及之后成立的新企业则由国家税务局负责征收企业所得税。这使得老企业较易因“省直管县”改革获得进一步的税收减免，而新企业难以享受“省直管县”改革所带来的税收优惠。因此，在其他条件一致的情况下，老企业的实际有效税率下降的可能性较大。为此，本文根据企业注册年份将研究样本分成老企业和新企业两组，并分别进行了子样本回归。研究结果表明，财政“省直管县”改革对老企业实际有效税率的影响系数为－0.509％，且在 1％的水平上显著，而对新企业的影响系数为 0.359％，但并不显著。这一研究结论能够与范子英和田彬彬（2013）的研究结论相互佐证，即与国家税务局相比，代表地方政府利益的地方税务局有较强的激励去降低辖区企业税负，以提高企业利润和竞争力，进而促进工业发展和带动整个县域经济发展，增加政治晋升机会。
本文利用全国 24省（区）的省级与县级财政经济统计数据与 2002—2007年的企业微观数据，从工业企业实际税负变化的角度对财政“省直管县”改革与县级政府税收竞争间的关系进行实证研究。其主要研究结论如下：
1.平均而言，在控制了企业特征、市场特征及县域特征等变量后，财政“省直管县”改革使得县域工业企业实际有效税率显著降低约 0.45个百分点；而从动态角度看，尽管改革初期（2004年）的政策效应并不显著，但在2005—2007年变得十分显著，并且改革效应具有持续性。此外，通过样本甄选和改变模型设定两类方法重估模型所得到的结果显示上述结论具有可靠性。这表明财政“省直管县”改革具有强化县级政府间税收竞争的作用。
2.财政“省直管县”改革对某个具体试点县（市）辖区内企业税负的影响最终还取决于其所属省份的财政自给水平。对 15个改革省份的分组研究表明，与其各自辖区内非试点县（市）工业企业相比，8个财力较弱改革省份试点县（市）内工业企业实际有效税率并没有显著增加，而 7个财力较强改革省份试点县（市）内工业企业实际有效税率则显著下降了约 0.5个百分点。该结论表明，省级财力水平越高，财政“省直管县”改革越有利于缓解县级财政困难，从而也越有利于强化县级政府税收竞争。
3.财政“省直管县”改革对某个特定企业的改革效应还取决于企业的注册时间是否早于 2002年。基于新企业（2002年或之后注册）和老企业（2002年之前注册）分组的研究显示，与各自分组中对照组企业样本相比，财政“省直管县”改革使得老企业实际有效税率下降了约 0.51个百分点，对新企业影响不显著。
（作者单位：王小龙 中国人民大学
方金金 中国农业银行）