孙红梅、郭梦荫-税制改革对城市发展影响的空间研究-修改(共13页)

1、 税制(shuzh)改革影响(yngxing)城市(chngsh)发展的空间研究本文受国家自然科学基金项目中国上市公司股票回购时机研究：理论、实证与政策（批准号：71373162）的支持。作者简介：孙红梅，女（1967-）四川巴中籍，上海师范大学商学院教授，博士，主要从事财务税收政策方向的研究。联系方式mail:jshmsun；郭梦荫，女（1990-），河北邯郸籍，上海师范大学商学院研究生，硕士，主要从事金融学研究，联系方式Email:guomyshadow。孙 红 梅 郭梦荫(上海师范大学商学院,上海，200234)摘要：税制改革在刺激经济

2、转型升级的同时也推动了城市的发展。本文基于近年全国285个城市税改政策与城市发展的空间面板数据，设计城市发展的综合指标，运用面板空间滞后模型分析税改政策影响城市发展的情况。研究结果显示：中国目前宏观税收收入用于城市发展的份额偏小；增值税的改革需要进一步扩大范围；房产税对房价的调整作用不明显；个人所得税对缩小贫富差距至关重要，但还需要改革与修正；现行税收体系存在地区不平衡的问题，不利于城市发展；税制改革对促进城市综合水平的提高具有积极的作用。关键词：税制改革；城市发展；空间面板模型中图分类号：文献标志码：一选题说明与文献回顾近年来中国政府出台了一系列税收改革的政策，包括税种、税率、征税范围、税收

3、优惠等众多方面，从2006年取消农业税开始到2014年“营改增”税目继续扩大范围， 4次调整所得税、2次调整房产税、新增车船税、修订资源税等，涉及多种产业领域的多个税种。但是总体税收政策改革比较倾向于促进第二、三产业尤其是第三产业的发展，由于城市经济涉及制造业等基础性产业和生产、生活服务性产业，所以第二、三产业的发展变革会对城市发展产生重要的影响。税收政策促进城市经济和产业发展、调节国计民生、引导经济发展方向的同时，也是对城市发展全局的调控。那么税收制度变革对于城市综合发展水平的影响是正向的还是负向的？影响是否显著？尤其是不同地区的税收政策对城市发展是否存在空间交互的影响？是否有挤出效应？税收

4、制度如何设置才能更好地促进城市发展？这些问题需要做进一步研究。国外学者对于税收和城市发展的研究偏重微观，主要探究的是某项税种改革的历程与影响、对某个城市发展的影响因素与发展前景的探讨。Thomas Luce(2003)对税收增量融资（TIF）进行专项研究，表明该机制允许在财政拮据的城市资助地方财政投资，但是通过对美国密苏里州法律的研究发现，TIF的滥用也会导致城市之间的不良税收竞争从而增加城市或地区发展的风险问题；Allan T. Ingraham（2005）通过对美国德克萨斯州北部城市的零售消费业与城市经济增长进行回归研究，结果表明在城市零售销售业增长率低于93%的情况下，税收增量融资确实可

5、以促进城市发展，,大部分城市零售业的增长率未达到93%的临界水平，所以TIF方法是可行的1；Andrew MacLarana和 Laurence Murphyb（2006）对爱尔兰政府对城市内不动产所有者和投资者所提供的房地产税收优惠政策引致的一系列结果进行分析，认为税收优惠的激励制度在以地区为基础的房产置业方面可以促进内陆城市的更长远发展2；Sandra tucere、GunitaMazre（2013）对于拉脱维亚的不动产税的修订、改革的历程做出了概括总结，表明不动产税的主要收入应用于城市发展方面3；BhishnaBajracharya等（2014）提出了一个“智能城市”(Smart Cit

6、y)的名词并通过对澳大利亚黄金海岸城市的案例研究，结合当地立法机关出台的相关促进城市发展的政策，认为当前社会除了信息和通信技术的发展，城市经济、环境和基础设施、包括教育程度、文化街区以及市民高品质的生活等综合水平都是形成“智能城市”的因素4。国内学者的研究范围较为宏观，注重(zhzhng)税制改革与经济发展的关系(gun x)研究，并对城市经济发展的空间关系进行(jnxng)了论证。国家发改委经济研究所课题组（2014）在对宏观税负的研究过程中提出，中国的税收具有“全民性”，以及对资本具有“宽容性”，即表示中国的税收覆盖范围为全体国民；蔡成斌（2014）认为地区间的税收存在分配和转移机制，由于

7、一、二、三线城市的税收优惠程度是依次下降的，企业可以采取分两地注册、跨地区经营等方法避税，地区之间税收政策互相影响作用明显5；彭艳芳（2014）依据1994至2012年的数据资料分别对营业税、增值税与经济增长的关系进行分析，认为增值税比营业税“更健康”，“营改增”会对经济发展产生正效应，“营改增”的税制改革需要继续推行6；赵军芳（2014）以山西省1994分税制改革为截点，用2012年中国税收情况及GDP增长的相关数据进行分析认为，经济增长决定税收，税收促进经济增长7；邢雯佳（2014）通过对2000-2011年国家税收收入及第一、二、三产业的增长情况结合税改政策进行分析，认为税收增长对第三产

8、业的依赖度较高，与第一产业的增长反向相关 8。李红、王彦晓（2014）基于1995-2011年度城市的面板数据，采用空间杜宾模型探索金融集聚对城市经济增长的空间溢出效应，并证明了城市经济的发展和金融集聚存在空间溢出效应，并且金融集聚可以促进区域内城市经济的发展9；王家庭、贾陈蕊（2009）对城市化与区域经济增长的差异进行横向比较，证明空间集聚现象影响区域经济的增长，认为城市人口的规模不经济抑制了区域经济的增长性10；孟德友等（2014）则重点对长江三角洲的地区城市发展格局进行空间上的分析，从经济规模、经济效益、结构水平、人民生活水平、开放水平五个方面构建了城市经济综合实力的指标体系，运用空间关

9、联分析法得出城市间的经济发展具有趋同性，中心城市具有带动作用，再次证明了城市经济发展空间关系的存在11。国内外学者的大量(dling)研究结果证明了税制(shuzh)改革与城市经济发展(fzhn)的相关性，城市经济发展与税收制度的差异在空间上具有关联性；但是城市发展涉及多个方面，比如文化、科技、生态等，仅有城市经济发展空间关系的存在不能说明城市的发展水平，尤其是税收制度改革影响不同城市发展的空间关系如何，需要做进一步研究，为中国城市综合发展水平的提高提供政策依据。二.税制改革影响城市发展的研究思路（一）必要的研究假设1.宏观税负对城市发展水平的影响。“宏观税负率”是税收收入占GDP的比率，宏观

10、税负越高，税收收入占GDP的比重越高，国内生产总值贡献给国家税收的值越大，国家的可用财政收入越高，可用于城市发展的财力越多，所以宏观税负对城市发展水平的提高起到促进作用。据此提出假设H1：宏观税负与城市发展水平正相关。2.地方与中央财力比对城市发展水平的影响。分税制改革以来，地方政府的收入与支出不协调，支出占收入的比重过高，与中央方面的税收支出与收入比情况大不相同。城市发展各方面细节都需要地方政府来执行，应用于城市发展方面的税收收入比重较高。所以认为地方财力越雄厚，对城市发展综合水平的提高越有利。据此提出假设H2：地方财力与中央财力的比值与城市发展水平正相关。3.各分税种对城市发展水平的影响。

11、今年国家主要在所得税、房产税、车船税、资源税、营业税、增值税等税种方面进行了调试和改革，根据改革范围的广度，本文选择增值税、营业税、企业所得税、个人所得税和房产税五大主要税种的征收水平对城市发展的影响提出相关假设。在商品流转中，增值税可以抵扣的特点，避免了营业税对每一次流转均按总额的固定税率重复征税的弊端，减轻了纳税人的负担，有利于促进第二、三产业的发展水平，对经济和生活的影响是有益的。所以据此提出假设H3:增值税征收水平与城市发展水平正相关；H4：营业税征收水平与城市发展水平负相关。企业所得税的征收是国家宏观调控的重要手段。国家常常通过对某些产业的企业提供税收优惠来促进该产业的发展，或通过提

12、高某产业的企业所得税抑制该产业的发展，起到宏观引导经济的作用。因此企业所得税征收水平越高，越不利于企业发展，从而不利于城市发展水平的提高。然而企业所得税作为中央与地方的共享税种，其征收水平提高，国家与地方财政可用于城市发展水平的支出额度也就会随之提高，所以企业所得税征收水平对城市发展水平综合影响效应与替代效应孰高孰低尚需证明。相对国家与地方税收总额对比应用于城市发展的资金额度来讲，较高的企业所得税对企业发展的抑制作用是明显的，所以据此提出假设H5：企业所得税征收水平与城市发展水平负相关。个人所得税对于高收入人群虽然征收的比例高但是对其生活水平并不产生显著影响。贫富差距的缩小对于中低收入者的幸福

13、感起到增强作用，同时政府用于城市发展的资金又有所增加，所以提高个人所得税对城市发展起到促进作用。同理，房产税的征收在缩小贫富差距的同时对房价起到调控作用，有利于城市经济水平的稳定，据此提出假设H6：个人所得税征收水平与城市发展水平正相关。H7：房产税征收水平与城市发展水平正相关。（二）指标设定(sh dn)与方法选择税制改革(gig)和城市发展包含空间溢出(y ch)效应内在关系的研究，需要三个指标体系：城市发展水平指标、税制改革水平指标和城市空间关系指标。1.城市发展水平指标参考国家统计局对于区域经济发展评价的分类体系，结合2006-2014年税制改革的重点领域，城市发展水平指标包括5个二级

14、指标，即城市经济发展、民生改善、社会发展、生态建设、和科技创新，下属19个三级指标，具体指标体系见表1。表1：城市发展水平指标体系一级指标二级指标三级指标指标性质城市发展水平指标（F）经济发展城镇人均GDP（Avgd）正向指标城镇固定资产投资建设总规模（Real）正向指标城镇外商实际投资额（Fict）正向指标第三产业占GDP比重（Tind）正向指标民生改善城镇家庭人均可支配收入（Inco）正向指标城镇居民消费价格分类指数（Ccpi）正向指标城镇职工平均工资（Avpa）正向指标城镇居民消费支出（Xfzc）正向指标社会发展城镇年末实有公共汽（电）车总数（Buse）正向指标城镇居民平均每百户家庭拥有

15、汽车数量（Cars）正向指标每百人公共图书馆藏书（Libr）正向指标每百人拥有病床数（Beds）正向指标每百人拥有学校数（Scho）正向指标生态建设节能减排控制额（Sour）正向指标建成区绿化率（Gree）正向指标治理工业污染项目投资额（Polu）正向指标科技创新科技改造投资额（Tech）正向指标通讯工程业务量（Evap）正向指标新增专利数量（Inve）正向指标资料来源：国家统计局网站、Wind、中经、CSMAR数据库。2.税制改革水平指标从改革税种的角度选择税制改革水平指标。设定宏观税负和中央地方财力对比两个全局指标，另设5个分税目指标：增值税占比、营业税占比、企业所得税占比、个人所得税占比

16、和房产税占比。具体指标及计算方法见表2。表2：税制(shuzh)改革水平指标体系及计算方法指标名称计算方法指标经济意义指标性质宏观税负(HGSF)全国税收总收入/全国GDP总体税收水平与经济发展水平比正向指标中央地方财力对比(CLGJ)地方各项税收/全国税收总收入地方财力与中央财力比正向指标增值税占比(ZZS)地方增值税收入/地方各项税收收入地方增值税征收水平正向指标营业税占比(YYS)地方营业税收入/地方各项税收收入地方营业税征收水平负向指标企业所得税占比(QYSD)地方企业所得税收入/地方各项税收收入地方企业所得税征收水平负向指标个人所得税占比(GRSD)地方个人所得税收入/地方各项税收收

17、入地方个人所得税征收水平正向指标房产税占比(HOUS)地方房产税收入/地方各项税收收入地方房产税征收水平正向指标3.城市空间(kngjin)关系指标城市的空间距离关系关联到空间权重矩阵(j zhn)的设定。对于城市间空间关系的确定方法有两种可以使用，一是基于邻接性确定，即判定城市之间的关系为相邻或不相邻；二是基于经纬度表示出各城市具体位置，从而表示出各城市之间的地理距离。这里选用第一种确定空间权重矩阵的方法，设置两个指标：相邻城市与不相邻城市，并且相邻的城市设权重为1，不相邻则为0。4.计量方法首先使用因子分析法对城市发展水平的19个三级指标进行因子分析，得到一个综合反映城市发展水平的综合指标

18、值F，作为模型的被解释变量。然后将税制改革指标作为解释变量，使用空间面板模型，在存在空间相关性情况下分析税制改革水平对城市发展水平的影响。（三）模型设定与样本选取空间面板模型主要是基于基本的空间截面模型中SEM（空间误差模型）和SAR（空间滞后模型）而衍生的面板SEM和面板SAR模型，设空间权重矩阵为W，Y为因变量，X为自变量，i为地区，t为年度，和为随机误差项，,it为变量系数，模型的主要形式如下：SEM模型：Fit=0+initXit+it，其中it=Wit+it，it服从正态分布；SAR模型：Fit=0+WFit+initXit+it QUOTE ，其中it服从正态分布。SAR与SEM模

19、型的区别在于SAR（空间滞后模型）体现出各省城市间发展水平的空间影响是直接的，即某一省份各城市发展水平的提高会直接引致相邻省份的城市发展水平的改变；SEM空间误差模型则体现的是间接的影响，某一省份中各城市发展水平的改变会通过其他影响因素传导到相邻省份的城市，从而影响其城市发展水平13。在空间滞后和空间误差模型中，传统的最小二乘法估计会存在多重共线性、估计出的系数可能会是无效的情况。所以选用极大似然估计法，以对数似然值的形式判断模型的选取，对数似然值越大，模型的拟合程度越高，适用性越好，则应选择该模型。样本(yngbn)选取2007-2012年除西藏自治区、香港、澳门(o mn)以及台湾省以外(

20、ywi)的共285个城市，数据来源于CSMAR数据库、Wind数据库和中经数据库。三.税制改革影响城市发展水平的空间检验与分析（一）检验与结果对于被解释变量F（即城市发展水平指标）的计算，使用SPSS16.0软件根据设计出的19个城市发展水平指标2007-2012年的年度数据，使用主成份法进行因子分析得出累计方差贡献率在75%以上的4个公共因子，并根据这4个因子的方差贡献率作为权数计算被解释变量F。由于SPSS软件已经考虑到了数量级的因素，故城市发展水平指标中样本的单位、数量级等无需处理。从19个因子的共同度来看（见表3），提取程度最高的指标为居民消费价格指数，为97.6%，最低为建成区绿化覆

21、盖率，为42.6%，可见19个指标对于城市发展水平的贡献程度均较高，可以综合解释城市发展水平。表3：各因子的共同度情况初始值提取值城镇居民消费支出1.0000.939每百人公共图书馆藏书1.0000.675城镇外商实际投资额1.0000.552城镇年末实有公共汽（电）车数1.0000.925城镇固定资产投资建设总规模1.0000.908城镇家庭人均可支配收入1.0000.887城镇居民平均每百户家庭拥有汽车数量1.0000.813城镇人均GDP1.0000.923第三产业占GDP的比重1.0000.835建成区绿化覆盖率1.0000.426城镇居民消费价格分类指数1.0000.976通讯工程业

22、务量1.0000.858城镇职工平均工资1.0000.869治理工业污染项目投资额1.0000.474每百人拥有病床数1.0000.826每百人拥有学校数1.0000.708节能减排控制额1.0000.917科技改造投资额1.0000.591新增专利数量1.0000.680注：表中数据使用SPSS16.0软件根据设计出的19个城市发展水平指标2007-2012年的年度数据计算得到。提取出来的四个主因子，综合各因子的共同度情况，由旋转后的因子荷载矩阵（见表4）按方差贡献率高低次序可以分别概括为：社会文化素质水平、居民财富拥有量、经济发展水平、消费水平四个方面（选取的因子由表4的阴影部分所示），其

23、中社会文化素质水平的方差贡献率最大，可见社会文化素质方面对城市发展水平的体现程度很高。按旋转后的方差贡献率写出被解释变量F值的表达式：F = 0.32444因子1 + 0.23991因子2 + 0.15897因子3 + 0.5478因子4由于19个三级指标均为正向指标，F的表达式中系数均为正数，所以最后计算出的被解释变量F值也为正向指标，即F越大表示城市发展水平越高。表4：旋转后的因子荷载矩阵因子1234通讯工程业务量0.9070.1450.073-0.097节能减排控制额0.8690.3310.2310.012城镇年末实有公共汽（电）车总数0.8060.4930.1740.055每百人拥有学

24、校数0.732-0.0970.3980.058每百人公共图书馆藏书0.7260.1350.346-0.098城镇居民消费支出0.7140.5890.2870.026每百人拥有病床数0.6920.3760.4530.002科技改造投资额0.6630.3530.100-0.130城镇外商实际投资额0.5920.4240.1280.071城镇家庭人均可支配收入0.1500.920-0.133-0.025城镇居民平均每百户家庭汽车拥有量0.1760.883-0.002-0.039城镇固定资产建设总规模0.3940.7120.495-0.029新增专利数量0.4800.6500.1640.009建成区绿

25、化覆盖率0.1430.6070.192-0.012城镇职工平均工资0.4620.2350.771-0.081城镇人均GDP0.5100.2820.761-0.066第三产业占GDP的比重0.1550.539-0.721-0.025治理工业污染项目投资额0.3670.1180.5660.071城镇居民消费价格分类指数-0.053-0.030-0.0080.986注：表中数据(shj)使用SPSS16.0软件(run jin)根据提取出来的四个主因子，综合各因子的共同度情况计算得到。使用(shyng)空间上的截面数据，使用Geoda软件进行Moran指数检验变量对于其位置或邻近地区具有空间依赖性而

26、非独立个体，检验结果见表5。检验结果显示除2009年之外2007-2012年间城市发展水平均在5%的显著性水平上呈现空间自相关现象。从合理性来说，对城市发展水平的研究需要考虑空间相关性的因素，应采用考虑空间自相关性的空间面板模型对税制改革与城市发展水平的关系进行研究。表5：Moran检验结果年份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：*、*、*分别表示变量在10%、5%、1%上显著，下同。括号内为z统计量。表中

27、数据使用Geoda软件进行Moran指数检验变量计算得到。空间(kngjin)面板模型(mxng)的数据(shj)适合使用LM检验和Robust LM对模型存在的效应做出检验，如果LM或Robust LM显著，则认为样本中至少有一部分地区存在着相关性和溢出效应。使用Matlab7.8软件计算得出LM及Robust LM检验结果（见表6）。检验结果表明LM和Robust LM均在1%的水平上显著，认为空间滞后性和空间误差性均存在，故适合用空间面板SAR模型和空间面板SEM模型进行税制改革与城市发展水平的空间关系分析。表6：LM检验和Robust LM检验结果表空间滞后性空间误差性LM检验20.1

28、0*70.24*Robust检验31.24*81.37*注：表中数据使用Matlab7.8软件计算得出LM及Robust LM检验结果。空间面板模型的构建选择比较适合空间比较研究的固定效应模型，固定效应模型又分为地区固定、时点固定、地区时点双固定三种情况，对于三种情况最终的选取采用事后分析的方法，比较三种情况的极大似然值或对数似然值（Log-likelihood）大小，对数似然值越大，该情形的适用程度越高。对模型拟合的结果进行选择，面板SAR模型中时点固定模型的似然值最高且拟合优度（即R2）为0.9477也较高，故选择面板SAR模型对税制改革与城市发展水平的空间关系进行拟合分析，拟合结果见表7

29、。表7：考虑空间相互作用情况下的税制改革对城市发展水平作用的拟合分析表变量面板SAR模型面板SEM模型地区固定时点固定双固定地区固定时点固定双固定宏观税负-203.54（-2.13）-1232325.07（-0.06）-12407662.94（-0.97）24.44（0.51）-3099347.85（-0.15）-11734865.97（-0.95）中央地方财力对比147.15（3.94）1232387.96（0.06）12407632.4（0.97）20.59（0.37）3099404.50（0.15）11734825.98（0.95）增值税占比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）营业税占比-185.49（-3.02）85.76（5.97）18.95（0.95）26.57（1.23）76.8（5.71）21.44（1.14）企业所得税占比156.68（3.88）-29.47（-2.63）-26.64（-2.01）-22.80（-1.62）-31.32（-3.00）-24.13（-1.93）个人所得税占比95.42（1.81*）-30.43（-2.74）16.49（0.73）-3.46（-0.150）-27.70（-2.65*）17.27（0.82）房产税占比-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）空间滞后因子-0.24（-1.79）-0.24（-2.25）-0.24（-1.61）空间误差因子0.8（44.16）0.0009（0.007）-0.30（-1.99）拟合优度（R2）0.94470.70180.40930.00520.70020.0533对数似然879.78767.87338.43814.00845.46748.70注：括号(kuho)内为t统计(tngj)量。表中数据(shj)使用面板SAR模型拟合计算得到。拟合结果显示，宏观税负在5%的水平上与城市发展水平呈负

32、相关，且系数高达-203.54，拒绝假设H1。同时，中央地方财力比在1%的水平上与城市发展水平正相关，系数为147.15，接受假设H2。这两项解释变量的结果表明，宏观税负的增加对城市发展产生负效应，而地方财力水平越高则城市发展的水平越高。增值税占比在5%的水平上与城市发展水平相显著相关且系数为164.21，说明增值税征收的水平与城市发展的正向关联度较大，接受假设H3。营业税占比、房产税占比均在1%的水平上与城市发展显著负相关，营业税占比系数为-185.49，房产税占比的系数为-264.55，接受假设H4、拒绝假设H5。说明房产税对城市发展的抑制程度较大。企业所得税、个人所得税占比分别在1%、1

33、0%的显著性水平上与城市发展水平正相关，且回归系数分别为156.68、95.42，接受假设H5、拒绝假设H6。企业所得税影响系数较大，说明企业所得税相对个人所得税对城市发展水平的正向影响程度效果较强。在地区固定效应存在的情况下，空间滞后因子的系数在10%的水平上显著为负，说明误差项和解释变量具有相关性，即自相关，再次证明传统的最小二乘法不适用于模型的估计。空间滞后因子的系数为负（-0.24），说明相邻省份的城市发展水平的提高或降低会直接引起相邻省份城市发展水平的反向变化，城市发展的空间溢出负效应存在。实证结果表明，使用空间面板拟合出的结果更为准确。（二）结果分析检验结果发现：（1）宏观税负水平

34、和中央地方财力比两项税收指标对城市发展水平的影响负相关。说明税收的运用存在不合理可能，即相对征税程度，国家宏观税收收入用于城市发展建设的比例低于地方政府。例如2012年中央用于城乡发展建设的支出额约占财政总支出的34.09%，地方用于城乡发展建设的之处占财政总支出的79.59%。（2）增值税占比与城市发展水平显著正相关，证明了营业税改征增值税在理论上的合理性。例如 2012年在上海的“营改增”试点企业中，65%的小规模纳税人税负明显下降，经营热情高涨。11 （3）营业税对城市综合发展水平产生负面影响。营业税主要计征对象是第三产业的企业，应税商品或服务如果流动环节过多，每一个过程不断按比例征税就

35、会存在重复征税，对城市发展产生不利影响。(4)企业所得税占比与城市发展水平正相关，假设H5被拒绝，说明企业所得税的收入应用于城市发展比重较高，对城市发展具有促进作用。中国企业所得税税率为25%，小微企业优惠至20%，城市发展主要依靠第二、三产业带动，企业所得税所占比重越大，表明该城市二三产业越发达、从而城市经济以及城市综合发展水平都较高。（5）个人所得税占比与城市发展水平正相关，说明提高个人所得税税率会促进城市的发展。个人所得税的征收一定程度上减缓了收入两级分化的速度，带动了城市中低收入者的生活水平，中低收入者经济、生活、消费、教育水平的提高，对城市综合水平发展具有十分强劲的推动作用。（6）房

36、产税占比与城市发展水平负相关。房价的升高必然抑制了其他方面的消费水平，从而城市发展水平受到抑制，所以房价越高，需要缴纳的房产税也就越高，而2007-2012年间正是整个中国城市房价飞涨的时期，从一线城市开始房价不断飙高扩围至二、三线城市，房价的飞涨引起贫富差距的拉大，在国家的各种社会保障未能随房价提高水平的情况下，中产阶级迫于房价压力生活水平明显降低，中国人的传统观念在于居有定所。从城市发展空间上的关联度来看，地区(dq)固定的SAR模型(mxng)结果表明，相邻省域的各城市发展水平(shupng)之间呈现直接的负相关关系，即空间上的挤占效应存在。为了拉动经济效益及综合水平的提升，存在地方之间

37、的竞争挤出效应，地方政府会为了促进本地区的发展而制定一系列的税收优惠政策。如在建立上海自贸区之初，对于自贸区的各项先行先试的开放政策引起天津、大连等全国众多港口城市争相申请自由贸易区的设立，力图带动本地区经济发展。地区间不同的税收优惠政策会导致企业依靠各种方式避税从而导致相邻区域的税收流出，不利于城市综合发展水平的提高。所以，各城市税制改革程度的不平衡会影响城市发展的总体水平。三简略的结语研究成果表明税制改革对城市发展在空间层面上呈现显著影响。（1）中央和地方对于城市发展的重视程度不同，导致了宏观税负和中央与地方财力比率两项宏观指标对于城市发展的解释程度呈反向关系。（2）“营改增”从城市发展的

38、角度来看前景良好，营业税改征增值税继续扩大范围有助于城市发展水平的提升。（3）企业所得税和个人所得税对调节产业结构、缩减贫富两极分化具有积极作用，应该根据城市发展水平持续调整；（4）各地的税收优惠及政策优惠差异影响了周边城市发展，应该对税收优惠进行统筹管理，防止各地利用税收优惠进行不良竞争。城镇化是中国(zhn u)近年来发展(fzhn)的目标之一，税收制度的合理规划和改革也是促进城镇化与城市发展的重要(zhngyo)手段之一。政府在设计税改政策时，应综合考虑税制改革对城市发展空间上的交互影响，要相互协调，统筹考虑，促进中国城市总体水平的提高。参考文献1 Andrew MacLarana，&

39、Laurence MurphyThe Problems of Taxation-Induced Inner-City Housing Development - Dublins Recipe for SuccessJIrish Geography2009，（8）：31- 362Allan T. Ingraham，Hal J. Singer，Thomas G. ThibodeauInter-City Competition for Retail Trade: Can Tax Increment Financing Generate Incremental Tax Receipts? JInter

40、-City Competition for Retail Trade2005，（5）：1- 153Sandra tucere，GunitaMazreDevelopment of Immovable Property Tax in LatviaJLatvia University of Agriculture2012，（28）4 BhishnaBajracharya，David Cattell，IsaraKhanjanasthitiChallenges and Opportunities to Develop a Smart City: A Case Study of Gold Coast, A

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