吳煒鵬，陳金龍

(華僑大學 工商管理學院，福建 泉州 362021)

引 言

近年來，越來越多的地方政府希望通過稅收減免手段吸引省外資本，尋求地方技術(shù)、產(chǎn)值、就業(yè)率等關(guān)鍵經(jīng)濟指標的提升，以實現(xiàn)能力的躍遷來改變地區(qū)間經(jīng)濟差距(彭文斌，2008)[1]。然而，在地區(qū)利用稅收減免政策爭奪流動稅基的過程中會面臨來自其他省份的政策跟隨行為，即地區(qū)間橫向稅收競爭(潘明星，2010；謝貞發(fā)、范子英，2015)[2-3]。稅收競爭指地區(qū)政府降低有效稅率以交換稀缺流動性生產(chǎn)資本的政府自利行為(關(guān)愛萍，2018)[4]。適度的稅收競爭通過加速資源流動來優(yōu)化社會資源有效配置，在實現(xiàn)中央政府稅基最大化基礎(chǔ)上有助于推動企業(yè)提質(zhì)增效；而“以鄰為壑”的惡性稅收競爭容易導致重復建設(shè)、稅基降低等資源配置扭曲問題，阻礙地區(qū)社會福利隨經(jīng)濟總量實現(xiàn)均衡增長，弱化地區(qū)資源再優(yōu)化能力(萬瑩，2005)[5]。因此，在中國經(jīng)濟開放提升以及產(chǎn)業(yè)鏈升級的背景下，稅收競爭是否能有效發(fā)揮地方?jīng)Q策層預期的經(jīng)濟效用，已有的文獻給出了部分論證，證實了稅收減免確實能促進外部資本流入本地區(qū)，并為省外企業(yè)提供節(jié)稅效應(李彬、潘愛玲，2015)[6]，并且二者主要呈線性關(guān)系(林穎，2010；袁誠等，2019；尚運生，2019)[7-9]。

但稅收競爭也會帶來部分負效應。有文獻指出，稅收競爭會減少福利性支出，降低地區(qū)居民幸福指數(shù)(蒲龍，2017)[10]，誘發(fā)企業(yè)過度投資問題(郭慶旺、賈俊雪，2006；蒲龍、楊高舉，2020)[11-12]，使部分產(chǎn)業(yè)集聚較低的地區(qū)出現(xiàn)“逐底競爭”現(xiàn)象(薛鋼等，2020)[13]，甚至加劇本地區(qū)資源錯配引起的生態(tài)環(huán)境問題(趙娜等，2020)[14]，最終無法實現(xiàn)地方?jīng)Q策層招商引資的經(jīng)濟效益預期。因此，地方政府如何選擇干預手段吸引資本流入是招商引資政策制定的關(guān)鍵問題。圍繞這一問題，Wildasin(1988)聚焦地方的財政支出競爭，認為在稅收競爭無效的前提下地方政府可能考慮通過提高財政支出干預資本流動[15]，以提高公共服務(wù)水平(沈坤榮、付文林，2006)[16]。許多實證研究也基于這一思想檢驗地方財政競爭特征對資本流入的不同影響，如財政支出力度(梁梁,楊俊，2017)[17]、工業(yè)低價補貼(謝貞發(fā)、朱愷容，2019)[18]以及財政支出結(jié)構(gòu)(潘澤清，2019)[19]等。基于企業(yè)成長的視角，地方財政支出持續(xù)投入可以改善區(qū)域營商環(huán)境，為企業(yè)提供充分的公共品資源(黃萬華、白永亮，2013)[20]。因此，也有學者摒棄財政支出這一中間變量，基于新經(jīng)濟地理學理論研究改善營商環(huán)境對資本流動的作用路徑。付文林等(2011)在考慮經(jīng)濟集聚因素情境下借用新古典投資決策計量模型，發(fā)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟集聚特征分化了地區(qū)稅收激勵策略，呈現(xiàn)差異化競爭現(xiàn)象[21]。王鳳榮、苗妙(2015)基于企業(yè)異地并購的視角深入研究，發(fā)現(xiàn)區(qū)域環(huán)境顯著影響企業(yè)異地并購行為以引起資本流動，環(huán)境效應為企業(yè)提供成長動因的引資效果遠大于稅收減免產(chǎn)生的節(jié)稅效應[22]。劉窮志基于經(jīng)濟增長與收入公平分配的角度聯(lián)立方程計量分析證實投資環(huán)境改善可以緩解資本外流現(xiàn)象，避免過度稅收減免導致的整體經(jīng)濟下滑和收入不平等的負效應[23]。劉小川立足地區(qū)市場規(guī)模異質(zhì)性，研究稅收負擔與制度環(huán)境對外商直接投資差異化影響，發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境僅在市場規(guī)模大的地區(qū)發(fā)揮正向作用[24]。

雖然已有文獻在理論和實證方面通過論證營商環(huán)境對企業(yè)成長的重要性來證明營商環(huán)境可以替代稅收政策成為地方招商引資的有效手段，但更側(cè)重于論證營商環(huán)境具有引資效應。對于營商環(huán)境如何聯(lián)立地方稅收競爭因素影響資本流動，現(xiàn)有研究在機制研究和實證檢驗方面仍有兩點補充空間：其一，根據(jù)稅收減免能直觀提高企業(yè)投資利差的理論分析，現(xiàn)有文獻大都認為稅收減免線性提高資本流入水平。但理論上稅收減免不僅能提高單一企業(yè)的投資強度，也能帶來投資企業(yè)范圍的擴張，因此本文認為提高稅收減免將導致資本流入邊際單調(diào)遞增。其二，營商環(huán)境由多個指標組成，其作用對象涵蓋所有投資者。外部投資者和本地投資者關(guān)注方向難免存在差異，國有屬性投資者與民營屬性投資者特征差異也會影響營商環(huán)境各指標對其產(chǎn)生的作用效果(張國慶、李曉春，2019)[25]。因此，地方政府有動機了解營商環(huán)境各指標具體的引資效果，為政策制定提供理論支撐。鑒于此，本文重點關(guān)注營商環(huán)境引資效應差異問題，以期更好地理解環(huán)境成長動因下外部公司投資決策行為，從而為未來地方經(jīng)濟以營商環(huán)境差異化競爭為主要手段的區(qū)域競爭行為提供理論依據(jù)?；谶@一研究目的，本文針對已有文獻的不足，以稅收減免邊際引資效用為著眼點，以我國30個省市、自治區(qū)(除西藏)2007—2017年的面板數(shù)據(jù)為研究樣本，逐項檢驗營商環(huán)境的作用。

一、理論分析及研究假設(shè)

(一)稅收競爭與資本流入

在中國分權(quán)體制下，地方政府是具有相對獨立地位的經(jīng)濟體，需要承受來自中央政府相應的經(jīng)濟考核(周黎安，2007)[26]。理論上，拉動地方GDP增長的三駕馬車是投資、消費以及出口，而消費受限于民眾人均收入水平，出口往往取決于區(qū)域的產(chǎn)業(yè)集群程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，兩者難以在極短時間產(chǎn)生質(zhì)的飛躍。因此，地方政府拉動經(jīng)濟最優(yōu)解就是吸引投資，但資本往往具有較強的本地慣性，企業(yè)在外地投資時會面臨較大沉沒成本(Cardarelli et al.，2002)[27]，同時喪失產(chǎn)業(yè)集聚形成的規(guī)模生產(chǎn)優(yōu)勢。因此，理性的企業(yè)資本往往要求招商引資的地方政府提供相應的政策福利，且至少需保障企業(yè)能覆蓋跨區(qū)域投資所損失的機會成本。當前，地方政府補貼企業(yè)方式往往有工業(yè)土地價格補貼、人才補貼以及稅收減免三種方式。

對于企業(yè)而言，工業(yè)土地價格補貼往往受限于禁止出售的行政手段并不存在顯著的升值空間；人才補貼政策有助于企業(yè)提高人力資本，但補貼規(guī)模往往不大且人力要素具有較高流動性。以上兩種政策并不能有效滿足企業(yè)彌補跨區(qū)域投資引起邊際收益降低的需求。企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中需要面臨形形色色的稅種，盡管不同企業(yè)的納稅力度和納稅范圍不同，但稅收費用無法避免。如果異地政府提供合理的稅收減免，那么企業(yè)跨地投資將形成有效稅后利差。同時，相較于工業(yè)土地價格補貼、人才補貼等直接補助，地方政府更傾向于采用稅收減免等間接補助方式來提高政府資金有效性(周海濤、張振剛，2015)[28]。因此，地方政府與省外企業(yè)均認可合理的稅收減免政策，這使得地方政府與省外企業(yè)相得益彰。地方政府依靠稅收減免提高企業(yè)稅后資本回報率來吸引省外企業(yè)跨區(qū)域投資，而趨利性的企業(yè)資本在成本動因考量下，更愿意轉(zhuǎn)移到相對低稅率的地區(qū)。

地方政府在稅收減免稅率和適用主體上均享有部分自主權(quán)。因此，當?shù)胤秸鄬Χ愂諟p免較低時，其增加的稅后回報不足以覆蓋絕大部分企業(yè)跨地投資所產(chǎn)生的機會成本，且滿足預期要求并有意愿的企業(yè)數(shù)量較少，也難以吸引單一企業(yè)提高投資強度；當?shù)胤秸當U大相對稅收減免時，滿足稅后回報覆蓋機會成本投資條件的企業(yè)數(shù)量增多，而為實現(xiàn)企業(yè)最大稅后收益，單一企業(yè)的投資強度也將有所增強。本文將通過數(shù)理推導方式論證稅收減免會影響邊際資本流入。首先，假設(shè)單一省外企業(yè)投資金額為I，地方政府提供的稅收減免為Tax，共有n家省外企業(yè)投資。根據(jù)已有文獻實證結(jié)果，I、Tax和n滿足以下關(guān)系式：

I1=αTax(α>0，Tax>0)

(1)

n=σTax(σ>0，n∈N)

(2)

n為單調(diào)增函數(shù)且僅為自然數(shù)。假設(shè)第一家省外企業(yè)投資對稅收減免彈性系數(shù)最高，其他企業(yè)則以β邊際進行遞減排序。所以，第n家省外企業(yè)投資滿足式(3)：

In=βh-1αTax(β∈(0,1))

(3)

式(3)滿足等比數(shù)列分布，因此，地方政府提供稅收減免吸引投資總額服從式(4)：

(4)

由式(4)可得每Tax產(chǎn)生邊際Im應滿足：

(5)

由式(5)求導可得式(6)：

(6)

α>0，σ>0，β∈(0,1)，lnβ<0，βσTax>0，所以Im′>0，Im是單調(diào)遞增函數(shù)。

綜上，當?shù)貐^(qū)持續(xù)提升稅收減免時，不僅個體公司投資強度更高、投資發(fā)生次數(shù)更頻繁，而且投資企業(yè)數(shù)量也會猛增，這導致邊際資本流入也呈現(xiàn)上升趨勢。由此可見，稅收減免與資本流入存在正相關(guān)關(guān)系，且邊際資本流入單調(diào)遞增。

據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：目標地區(qū)稅收減免強度越高，資本流入越容易發(fā)生，且資本邊際流入上升

(二)營商環(huán)境的調(diào)節(jié)作用分析

省外企業(yè)投資具有更強的不可逆轉(zhuǎn)和高沉沒成本特征，企業(yè)需要確保投入資金的安全性。因此，在企業(yè)部分決策空間圍繞保障資金安全目標的前提下，企業(yè)將無法采取最優(yōu)決策來實現(xiàn)稅前利益最大化。新經(jīng)濟地理學相關(guān)文獻認為，相較于營商環(huán)境較差的地區(qū)，營商環(huán)境較好的政府能提供更充足的環(huán)境剩余資源(成肖，2018)[29]。借鑒并結(jié)合FDI區(qū)位選擇相關(guān)文獻(Kobrak et al.，2018)[30]，省外企業(yè)在營商環(huán)境較好的地區(qū)能借用充分的環(huán)境剩余資源來有效降低跨地投資后產(chǎn)生的部分經(jīng)營風險，打破企業(yè)決策瓶頸，為企業(yè)創(chuàng)造最佳稅前效益。所以，良好的營商環(huán)境可以吸引省外企業(yè)投資。

資源保存理論認為，對于企業(yè)而言，失去資源的彈性高于獲得資源的彈性。因此，企業(yè)在喪失成本優(yōu)勢和獲取營商環(huán)境優(yōu)勢的選擇上，理性管理者更傾向于保證企業(yè)不喪失已有優(yōu)勢。結(jié)合上文稅收減免與資本流入相關(guān)理論分析，在地方政府提供高稅收減免來覆蓋省外企業(yè)跨地投資所喪失優(yōu)勢后，管理層會選擇營商環(huán)境優(yōu)良的地區(qū)投資。因此，優(yōu)良的東道主地區(qū)營商環(huán)境能加強低稅收負擔對企業(yè)跨區(qū)域投資的吸引力。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H2：東道主地區(qū)優(yōu)良的營商環(huán)境可以正向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系

已有FDI、OFDI區(qū)位選擇文獻認為，母國優(yōu)化營商環(huán)境對FDI、OFDI的影響存在異質(zhì)性(ENGEL、PROCHER，2012；周超等，2017)[31-32]，而營商環(huán)境既有文獻也認識到營商環(huán)境分項指標可能存在異質(zhì)性問題，需要逐項檢驗來深化對策建議(吳義爽、柏林，2021)[33]。因此本文認為，在滿足企業(yè)彌補成本的前提要求下，地方政府優(yōu)化營商環(huán)境各分項指標所產(chǎn)生的引資效果并非完全符合預期設(shè)想。

首先，在政府—市場關(guān)系良好的地區(qū)，企業(yè)行政審核負擔減少，對地方政府的受信程度隨之增加，政企之間信息不對稱問題減少能提高企業(yè)對政策的信任程度，提高政企間協(xié)作程度(畢青苗等，2018)[34]。省外企業(yè)在此影響下能有效避免決策失誤，提高生產(chǎn)經(jīng)營效率。因此，政府—市場關(guān)系將有效提升省外企業(yè)進入率。其次，在非國有經(jīng)濟發(fā)展較好的地區(qū)，民間力量擁有更強的競爭力，跨地投資者面臨更強的市場競爭。研究表明，市場競爭激烈引起的排斥效應會阻擋該地區(qū)資本流入，同時更可能會擠出部分本地資本(余壯雄、楊揚，2014)[35]。另外，相較于非國有經(jīng)濟體，國有資本往往更具有地方屬性，即使當?shù)厥袌龈偁幖ち?，但也極少轉(zhuǎn)移資本。而在非國有資本發(fā)展程度較高的地區(qū)，激烈的競爭會擠出部分當?shù)氐姆菄薪?jīng)濟資本。因此，非國有資本發(fā)展將產(chǎn)生反作用，無法起到帶動省外企業(yè)進入和保留本地投資的預期效用。再次，在知識產(chǎn)權(quán)保護程度較高的地區(qū)，企業(yè)產(chǎn)出的技術(shù)產(chǎn)品能獲得足夠的先發(fā)優(yōu)勢和降低“搭便車”現(xiàn)象發(fā)生頻率(趙娜、王博，2016)[36]。省外企業(yè)的技術(shù)和產(chǎn)品常常領(lǐng)先于東道主地區(qū)企業(yè)，如果地方政府落實充分的知識產(chǎn)權(quán)保護政策，則省外企業(yè)可以避免激烈的“山寨”競爭來降低投資風險，進而采取市場開發(fā)等戰(zhàn)略尋求高投資回報。因此，加強知識產(chǎn)權(quán)保護能有效吸引省外企業(yè)投資。最后，從企業(yè)成長的角度看，勞動力要素供給對企業(yè)的生產(chǎn)效率起決定性作用。在勞動力要素供給充足良好地區(qū)，勞動力要素供給質(zhì)量和數(shù)量都更充足，企業(yè)可依靠市場獲得數(shù)量、質(zhì)量雙高的勞動力資源來提高企業(yè)生產(chǎn)效率。所以，省外企業(yè)更傾向于在勞動力要素供給充足的地區(qū)投資。

綜上，本文提出以下假設(shè)：

H3a：改善政府—市場關(guān)系會正向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系

H3b：非國有經(jīng)濟發(fā)展會負向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系

H3c：加強知識產(chǎn)權(quán)保護會正向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系

H3d：優(yōu)化勞動力要素供給會正向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系

二、研究設(shè)計

(一)變量說明

本文選用2007—2017年中國30個省市、自治區(qū)的省際面板數(shù)據(jù)，共有330個觀察值。在觀察的樣本中，由于西藏自治區(qū)的相關(guān)數(shù)據(jù)在國家統(tǒng)計局和統(tǒng)計年鑒中缺失值、缺失年份較多，因此剔除西藏自治區(qū)的所有數(shù)據(jù)。選用2007年和2017年作為研究年限的起點和終點，主要是考慮數(shù)據(jù)的可獲得性，一是營商環(huán)境數(shù)據(jù)的獲取，樊綱市場化指數(shù)僅計算2008—2016年的分省市場化指數(shù)，根據(jù)已有文獻的計算方法可前推至2007年；二是統(tǒng)計指標“貨物與服務(wù)凈流出”在國家統(tǒng)計局和各統(tǒng)計年鑒上僅統(tǒng)計到2017年；三是營商環(huán)境分項變量的選擇，如市場中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境指數(shù)難以在2007—2017年的研究時限取得完整的替代變量。樣本中所有美元計價單位均已按當年年度匯率轉(zhuǎn)換為人民幣計價。

1.被解釋變量

被解釋變量是資本流入(CF)。在統(tǒng)計數(shù)據(jù)中，省際間資本流入無法被直接觀測。郭金龍和王宏偉在計算三大區(qū)域資本流入時，提出“物隨錢走”的概念(郭金龍、王宏偉，2003)[37]。因此，資本凈流入量NCO等于貨物與服務(wù)凈流出，一個地區(qū)資本凈流入分為省際資本凈流入和國際資本凈流入，根據(jù)錢物交易的概念，國際資本凈流入等于對外出口商品和服務(wù)凈值。因此，省際資本凈流入等于貨物與服務(wù)凈流出—對外出口商品和服務(wù)凈值。為避免人口的規(guī)模效應(張梁梁、楊俊，2017)[38]，取人均值后乘10處理。數(shù)值為正表示資本流入，數(shù)值為負表示資本流出。

2.解釋變量

解釋變量是稅收減免(Tax)。根據(jù)已有文獻，宏觀稅負的衡量主要存在兩種方法：(1)財政收入占GDP的比重。該指標選擇的口徑包括全部地方財政收入，屬于廣義的稅收負擔。(2)稅收收入占GDP的比重。該指標屬于小口徑的宏觀稅負。由于資本流入與政府財政其他收入關(guān)聯(lián)較少，因此選擇稅收收入占GDP比重衡量地方政府宏觀稅負。

為體現(xiàn)地方政府競爭，本文用地區(qū)的宏觀稅負與該地區(qū)距離權(quán)重下的其他省份宏觀稅負進行比較，以此來評價某一地區(qū)稅收減免強度的輕重。距離權(quán)重為兩地距離的倒數(shù)與該地和其他省市距離倒數(shù)之和的商，具體公式如下：

(7)

該地區(qū)距離權(quán)重下的其他省份宏觀稅負(SpaceTaxit)為其他省份的宏觀稅負矩陣(MacroTaxjt)與距離權(quán)重矩陣的乘積。具體公式如下：

SpaceTaxit=MacroTaxit*Wij

(8)

為保證統(tǒng)計結(jié)果更直觀，本文以稅收減免強度替代稅收競爭，其取值為距離權(quán)重下的其他省份宏觀稅負除以本地區(qū)宏觀稅負，數(shù)值大于1，說明本地區(qū)為低稅負地區(qū)；數(shù)值小于1，說明本地區(qū)為高稅負地區(qū)，具體公式如下：

(9)

3.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量是區(qū)域營商環(huán)境(Climate)。由于2018年發(fā)布的營商環(huán)境指數(shù)樣本量過小，因此本文選用類似評價方法且影響力較大的市場化指數(shù)作為替代(王小魯?shù)龋?018)[39]，為方便實證研究并作進一步的處理。樊綱市場化指數(shù)僅計算2008—2016年的分省市場化指數(shù)，根據(jù)已有文獻(俞紅海等，2010；馬連福等，2015)[40-41]，以2008—2016年歷年市場化指數(shù)增長率的平均值為依據(jù)，進一步推算2007年與2017年的市場化指數(shù)并用于實證分析。同時，借鑒已有文獻，為有效區(qū)分營商環(huán)境的積極和消極影響，對市場化指數(shù)進行如下處理：Climateit=Marketit-Mean(Marketit)。

本文依照前文營商環(huán)境的理論分析，結(jié)合樊綱對于市場化指數(shù)的分類方法，將營商環(huán)境進一步細分，分項驗證分項指標是否同樣存在與營商環(huán)境總指標類似的調(diào)節(jié)作用。分項指標分別為政府—市場關(guān)系、非國有經(jīng)濟發(fā)展、知識產(chǎn)權(quán)保護程度、勞動力要素供給程度。具體描述如下：

分項指標中，一是政府—市場關(guān)系(G_M)，選用地方政府非稅收收入與稅收收入比值的相反數(shù)來衡量政府—市場關(guān)系，其數(shù)值越高政府—市場關(guān)系越好；二是非國有經(jīng)濟發(fā)展(N_State)，選用私營工業(yè)企業(yè)實收資本占國有控股工業(yè)企業(yè)實收資本與私營工業(yè)企業(yè)實收資本之和的比例衡量，其數(shù)值越高非國有經(jīng)濟發(fā)展越高；三是知識產(chǎn)權(quán)保護力度(Techno logy)，選用技術(shù)市場成交額的自然對數(shù)衡量技術(shù)市場發(fā)育程度，其數(shù)值越高知識產(chǎn)權(quán)保護政策越有力；四是勞動力要素供給程度(Labor)，選用距離權(quán)重下勞動力要素供應質(zhì)量程度(Labor1)與地區(qū)勞動力要素供給數(shù)量乘積的自然對數(shù)來衡量，其數(shù)值越高勞動力要素供給程度越好。參考已有文獻，計算方法如下：

勞動力質(zhì)量水平it=大專以上人口比例*16+高中人口比例*12+初中人口比例*9+小學人口比例*6+未上學人口比例*0

Laborit=Ln(Labor1it*勞動力數(shù)量it)

4.控制變量

借鑒已有文獻以及考慮數(shù)據(jù)來源的可獲得性，本文加入五個常見的控制變量并對區(qū)域經(jīng)濟特征進行描述。

(1)城鎮(zhèn)化水平(Urban)。一個區(qū)域的經(jīng)濟水平可以通過城鎮(zhèn)化水平進行衡量，一般而言，城鎮(zhèn)化水平高，往往代表當?shù)亟?jīng)濟情況較高，本地資本較為雄厚。城鎮(zhèn)化水平以城鎮(zhèn)人口占年末常住人口的比例乘以10來衡量。

(2)外商直接投資(FDI)。外商直接投資對省際資本流動存在多種不一致的效應(王喜、趙增耀，2014)[42]，同樣為避免人口規(guī)模影響，與被解釋變量做相同處理。外商直接投資以年末常住人口平均處理后，為回歸系數(shù)方便觀察，將其乘以100倍。

(3)勞動力成本(Wage)。低廉的勞動力成本對企業(yè)有較高的吸引力，容易影響資本流向。勞動力成本以城鎮(zhèn)單位在崗職工平均工資的自然對數(shù)衡量。

(4)GDP增長率(GDP growth)。地方GDP增長速度快，往往財政決策空間更大，地方經(jīng)濟也更有活力。

(5)交通水平(Traffic)。交通基礎(chǔ)決定了地區(qū)內(nèi)要素和商品流通的便利性，與企業(yè)物流成本息息相關(guān)。本文以總公里里程/年末常住人口的對數(shù)衡量區(qū)域交通水平。

表1 相關(guān)變量信息匯總

(二)模型設(shè)計

通過對已有文獻進行歸納總結(jié)，基于已有理論分析，為考察稅收競爭對資本流動的影響關(guān)系，本文擬設(shè)立模型如下：

CFit=β0+β1Taxit+β2Tax2it+β3Control1-5it+εit

(10)

為檢驗營商環(huán)境對稅收競爭與資本流動的調(diào)節(jié)效應，擬設(shè)立模型如下：

CFit=β0+β1Taxit+β2Tax2it+β3Taxit*Marketit+β4Tax2it*Marketit+β5Marketit+β6Control1-5it+εit

(11)

根據(jù)樊綱的營商環(huán)境指數(shù)分類標準，為驗證營商環(huán)境分項指標對稅收競爭與資本流動的影響，本文擬設(shè)立以下模型：

CFit=β0+β1Taxit+β2Tax2it+β3Taxit*MarketXit+β4Tax2it*MarketXit+β5MarketXit+β6Control1-5it+εit(X=1,2,3,4)

(12)

其中CF是被解釋變量資本流動，Tax表示所在地區(qū)稅收減免，Climate表示營商環(huán)境，ClimateX表示營商環(huán)境分項指標。當X=1時，ClimateX是G_M政府—市場關(guān)系；當X=2時，ClimateX是非國有經(jīng)濟發(fā)展；當X=3時，ClimateX是Knowledge知識產(chǎn)權(quán)保護力度；當X=4時，ClimateX是Labor勞動力要素供給程度。

Control是由五個控制變量組成的向量，如上述分析，本文參考已有文獻用城鎮(zhèn)化水平、外商直接投資、勞動力成本、GDP增長率和交通密度作為本文的控制變量。為避免模型交互項共線性影響，文中涉及需要交互的相關(guān)變量均以中心化結(jié)果進行交互，提高統(tǒng)計結(jié)果準確性，該處理不影響回歸系數(shù)分析結(jié)果。最后，為避免時間效應干擾統(tǒng)計結(jié)果，在模型控制年份上虛擬變量。

(三)樣本變量的描述性統(tǒng)計分析

本文所涉及變量總樣本為330個，截面數(shù)30，各變量均未發(fā)現(xiàn)明顯異常值。資本流動CF均值為-3.56，最大值為31.29，最小值為-51.76。稅收減免強度Tax均值為1.103，最大值為1.7，最小值為0.4，說明營商環(huán)境Climate均值為9.00E-08，最大值為3.80，最小值為-4.17。以上為主要變量的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，營商環(huán)境分項指標G_M、N_State、Knowledge和Labor及相關(guān)控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 主要回歸變量的描述性統(tǒng)計分析

三、實證結(jié)果及分析

(一)稅收減免與資本流動：主效應及營商環(huán)境調(diào)節(jié)效應檢驗

表3報告了2007—2017年共330個省際面板樣本的稅收減免、營商環(huán)境與資本流動的固定效應模型估計結(jié)果。Model 1、Model 2用于檢驗假設(shè)1，Model 3用于檢驗假設(shè)2。

表3 總樣本檢驗回歸結(jié)果

其中Model 1在未考慮控制變量影響下展示了稅收減免(Tax)單變量回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，一次項系數(shù)為-4.063，二次項系數(shù)為37.799，其均在1%的水平下顯著，表明當稅收減免增加時資本流入也隨之增加，且邊際資本流入遞增，初步驗證了假設(shè)1。Model 2則考慮了控制變量的影響，一次項系數(shù)為-3.719，二次項系數(shù)為24.384，二者分別在1%和5%的水平下顯著，說明在考慮了諸如城鎮(zhèn)化水平、外商直接投資和勞動力成本等控制變量后，檢驗結(jié)果仍未出現(xiàn)重大改變。結(jié)合表中的Model 2回歸檢驗結(jié)果以及稅收減免強度不可為負的取值范圍，利用MATLAB軟件繪制稅收減免與資本流動主效應關(guān)系圖。在圖1中，稅收減免強度與資本流動之間存在“U型”關(guān)系，依據(jù)稅收減免取值范圍，可以確定兩者關(guān)系集中于“U型”分布單調(diào)遞增的右側(cè)區(qū)間，該區(qū)域為單調(diào)邊際遞增區(qū)間。所以，檢驗得出的回歸結(jié)果驗證了假設(shè)1，說明提高稅收減免強度不僅能帶動資本流入，同時也能使邊際資本流入逐漸增加。

圖1 稅收減免與資本流動的關(guān)系圖

表中的Model 3考慮了營商環(huán)境(Climate)的調(diào)節(jié)效應，一次交互項系數(shù)為-2.623，二次交互項系數(shù)為11.803，分別在10%和1%的水平上顯著，利用MATLAB軟件繪制營商環(huán)境調(diào)節(jié)效應圖。如圖2所示，隨著營商環(huán)境的提升，兩者的非線性關(guān)系更加陡峭。這說明優(yōu)化地區(qū)整體營商環(huán)境能顯著加強地區(qū)稅收減免政策對跨地資本的吸引效應，稅收減免能帶動更多資本流入。所以，檢驗回歸結(jié)果可以支持假設(shè)2，營商環(huán)境顯著正向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流動的非線性關(guān)系。

圖2 營商環(huán)境調(diào)節(jié)效應圖

在控制變量中，外商直接投資(FDI)的回歸系數(shù)兩個模型均在1%水平上顯著為正，外商直接投資也能帶動省外企業(yè)資本流入。這說明外資企業(yè)的投資行為對省外企業(yè)存在產(chǎn)生引導作用的信號效應，在一定程度上能促進省外企業(yè)資本流入。勞動力成本(Wage)的回歸系數(shù)兩個模型均在1%水平上顯著為負，說明省外公司跨地投資決策時重點考慮人力成本問題，而回歸結(jié)果系數(shù)表明勞動力成本對資本流入的彈性系數(shù)更高，勞動力成本嚴重上升將導致區(qū)域資本流出。

(二)稅收減免與資本流動：營商環(huán)境分項差異性檢驗

由表4回歸結(jié)果顯示，營商環(huán)境分項指標對稅收減免跨地引資效應顯著存在差異影響。

表4的Model 4顯示了政府—市場關(guān)系(G_M)與稅收減免的一次交互項系數(shù)-38.318、二次交互項系數(shù)128.42均在1%的水平上顯著。本文利用檢驗得到的回歸系數(shù)在MATLAB軟件上獲取政府—市場關(guān)系調(diào)節(jié)效應圖。根據(jù)圖3可以發(fā)現(xiàn)，如同營商環(huán)境一般，政府—市場關(guān)系程度也能使稅收減免引資效果更突出。這說明它能顯著正向調(diào)節(jié)稅收減免引資效應，政府主動改善與市場的關(guān)系能有效提高地方稅收政策的引資效果，因此，假設(shè)H3a通過檢驗。

圖3 政府—市場關(guān)系調(diào)節(jié)效應圖

表4的Model 5顯示了非國有經(jīng)濟發(fā)展(N_State)與稅收減免的一次交互項系數(shù)29.128、二次交互項系數(shù)-123.81分別在5%和1%的水平上顯著。結(jié)合回歸系數(shù)與MATLAB軟件繪制的非國有經(jīng)濟發(fā)展調(diào)節(jié)效應圖如圖4所示，非國有經(jīng)濟發(fā)展與營商環(huán)境存在明顯差異效果，顯著負向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系，與理論分析的結(jié)果相一致。這說明在非國有經(jīng)濟發(fā)展程度高的地區(qū)往往需要提供強度更高的稅收減免政策，才能保證資本流入和流出的均衡。因此，假設(shè)H3b通過檢驗。

圖4 非國有經(jīng)濟發(fā)展調(diào)節(jié)效應圖

表4的Model 6顯示了知識產(chǎn)權(quán)保護力度(Knowledge)與稅收減免的一次交互項系數(shù)1.834、二次交互項系數(shù)14.643分別在10%和1%的水平上顯著；Model 7中勞動力要素供給程度(Labor)與稅收減免的一次交互項系數(shù)-5.730、二次交互項系數(shù)17.831均在5%的水平上顯著。結(jié)合MATLAB軟件繪制調(diào)節(jié)效應圖，在圖5、圖6中知識產(chǎn)權(quán)保護力度和勞動力要素供給程度都顯著存在正向調(diào)節(jié)效應。這說明對省外投資企業(yè)而言，加強知識產(chǎn)權(quán)保護力度和優(yōu)化勞動力要素供給屬于正向信號，均能使稅收減免帶動更多的資本流入。因此，假設(shè)H3c、假設(shè)H3d通過檢驗。

圖5 知識產(chǎn)權(quán)保護力度調(diào)節(jié)效應圖

圖6 勞動力供給程度調(diào)節(jié)效應圖

表4 營商環(huán)境分類檢驗回歸結(jié)果

結(jié)合圖2-6中的調(diào)節(jié)效應曲線，發(fā)現(xiàn)除非國有經(jīng)濟發(fā)展呈負向調(diào)節(jié)這一差異現(xiàn)象外，政府—企業(yè)關(guān)系產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效果明顯遠高于營商環(huán)境和其他分項指標，而知識產(chǎn)權(quán)保護力度和勞動力要素供給的效果與營商環(huán)境差異不大。這說明，非國有經(jīng)濟發(fā)展的負向調(diào)節(jié)主要被政府—市場關(guān)系的正向調(diào)節(jié)效應覆蓋。在民營經(jīng)濟對經(jīng)濟社會發(fā)展中作出了“56789”(1)民營經(jīng)濟貢獻了中國經(jīng)濟50%以上的稅收、60%以上的GDP、70%以上的技術(shù)創(chuàng)新成果、80%以上的城鎮(zhèn)勞動就業(yè)以及90%以上的企業(yè)數(shù)量。的突出貢獻，其更是地方“穩(wěn)經(jīng)濟”的支柱，地方政府不可能為了省外資本流入而放棄發(fā)展本地民營經(jīng)濟。因此，非國有經(jīng)濟發(fā)展帶來的“擠出”效應是地方政府必須要承受的，但可以通過改善政府—市場關(guān)系緩解這種“擠出”效應。

(三)進一步分析

在營商環(huán)境分項差異性檢驗中，勞動力要素供給程度顯著對稅收減免與資本流入的關(guān)系存在調(diào)節(jié)效應。在研究設(shè)計的指標界定中，勞動力要素供給程度由勞動力質(zhì)量和勞動力數(shù)量兩部分組成。為深化研究結(jié)論，本文進一步討論了勞動力要素供給質(zhì)量和勞動力要素供給數(shù)量是否具有顯著正向調(diào)節(jié)效應，勞動力要素供給質(zhì)量和勞動力要素供給數(shù)量計算方法如下：

Labor2it=Ln(勞動力質(zhì)量it)

表5的Model 8檢驗了勞動力要素供給質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應，Model 9檢驗了勞動力要素供給數(shù)量的調(diào)節(jié)效應。Model 8中勞動力要素供給質(zhì)量與稅收減免的二次交互項在1%的水平上顯著為正，但一次交互項未顯著。Model 9中勞動力要素供給數(shù)量與稅收減免的一次交互項系數(shù)-6.059、二次交互項系數(shù)13.687分別在5%、1%的水平上顯著。根據(jù)MATLAB調(diào)節(jié)效應曲線結(jié)果，勞動力質(zhì)量程度不存在顯著的調(diào)節(jié)效應，勞動力數(shù)量程度存在顯著的正向調(diào)節(jié)效應。

為形成對比，本文進一步檢驗了我國東部省市的勞動力要素供給質(zhì)量是否存在顯著調(diào)節(jié)效應。由表5的Model 10可見，勞動力要素供給質(zhì)量與稅收減免的一次項系數(shù)4.902在5%的水平上顯著為正，二次交互項系數(shù)26.875在1%的水平上顯著為正。結(jié)合MATLAB調(diào)節(jié)效應曲線，勞動力要素供給質(zhì)量在東部地區(qū)存在顯著的調(diào)節(jié)效應。這表明在全國范圍內(nèi)的勞動力性質(zhì)選擇上，勞動力要素供給質(zhì)量當前仍難以替代勞動力要素供給數(shù)量，成為省外企業(yè)投資考慮的關(guān)鍵指標。但在東部地區(qū)，勞動力要素供給質(zhì)量卻對資本流入具有更高的影響。其原因主要有二:第一，當前我國高技術(shù)研發(fā)、投資領(lǐng)域往往集中于東部地區(qū)，西部地區(qū)仍以低端制造為主。第二，在勞動力要素供給質(zhì)量較高的地區(qū)勞動力成本往往同步提高，高勞動力成本將排斥大量低端制造業(yè)企業(yè)。因此，結(jié)合這兩點原因，當前中國低端制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈正在進行轉(zhuǎn)移浪潮。低端制造業(yè)往往是重資產(chǎn)運營模式，對勞動力質(zhì)量要求相對更低，且正在往中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移；而高端制造業(yè)對勞動力要素供給質(zhì)量要求較高，且該類企業(yè)正在往東部地區(qū)集聚。

表5 勞動力要素發(fā)展分項檢驗回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

稅收減免與資本流動的單調(diào)邊際遞增關(guān)系在前文雖已得到證實，但仍可能存在其他機制和解釋。因此，本文將設(shè)計如下穩(wěn)健性檢驗以排除其他干擾因素，具體如表6所示。

1.替代變量檢驗

地方政府招商引資的稅收減免政策是以所得稅減免為主、其他稅種為輔的。Model 11中經(jīng)過相同處理所得稅替代稅收收入作為解釋變量。在表6中稅收減免一次項與二次項在穩(wěn)健性檢驗中顯著，系數(shù)方向未發(fā)生改變。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

2.滯后檢驗

Model 12是稅收減免對資本流動的正相關(guān)關(guān)系滯后一期的穩(wěn)健性檢驗。表6的回歸系數(shù)顯示，經(jīng)過滯后處理，稅收減免一次項與二次項在穩(wěn)健性檢驗中顯著，系數(shù)方向未改變。

3.變更樣本期間檢驗

為避免時間區(qū)間引起的誤差，表6中Model 13-16進行了變更樣本期間的穩(wěn)健性檢驗，分別刪除了2007年、2007年與2008年、2017年、2016年與2017年。根據(jù)回歸結(jié)果可知，稅收減免一次項與二次項在穩(wěn)健性檢驗中顯著，系數(shù)方向未改變。

通過替代變量檢驗、滯后檢驗與改變樣本量檢驗三種穩(wěn)健性檢驗方式，結(jié)果均與前文一致。這說明稅種差異、模型差異與時間范圍差異對描述稅收減免與資本流動之間關(guān)系的準確性影響不大，檢驗結(jié)果表明研究設(shè)計穩(wěn)健。

四、結(jié)論及啟示

本文嘗試探索稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系，以營商環(huán)境及其分項的作用機理作為切入點，結(jié)合理論及數(shù)理模型構(gòu)建理論分析，利用2007—2017年的省際經(jīng)驗數(shù)據(jù)構(gòu)建實證模型。研究發(fā)現(xiàn)：首先，提高稅收減免能帶動資本流入，且邊際資本流入呈上升趨勢。其次，營商環(huán)境能通過增強稅收減免引資效果刺激資本流入，達到緩解高稅收負擔擠出資本這一負面作用的政策預期。最后，分項營商環(huán)境對資本流入影響存在差異。政府—市場關(guān)系、知識產(chǎn)權(quán)保護和勞動力要素供給可以正向調(diào)節(jié)稅收減免與資本流入的非線性關(guān)系，而非國有經(jīng)濟發(fā)展卻存在負向調(diào)節(jié)作用。對比營商環(huán)境及其分項的調(diào)節(jié)效果可以發(fā)現(xiàn)，政府—市場關(guān)系可以緩解非國有經(jīng)濟發(fā)展的“市場擠出”效應，在此基礎(chǔ)上進一步探討地方政府實現(xiàn)差異化競爭的可能性。本文通過對勞動力要素供給的分項調(diào)節(jié)檢驗，發(fā)現(xiàn)當前我國低端制造業(yè)具有向中西部轉(zhuǎn)移的趨勢，高端制造業(yè)則聚集于東部地區(qū)。

針對我國制造業(yè)現(xiàn)階段情況，結(jié)合上述研究發(fā)現(xiàn)，提出以下政策啟示：第一，為提高中西部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平，縮小區(qū)域發(fā)展差距，中央政府可以鼓勵中西部地區(qū)適當減免稅收，承接東部地區(qū)轉(zhuǎn)移的低端制造業(yè)。在經(jīng)濟發(fā)展的同時，中西部地區(qū)需有效改善營商環(huán)境，避免過度依賴稅收減免，防范惡性稅收競爭。第二，為緩解“市場擠出”效應，地方政府應采取有效激勵措施鼓勵各級行政服務(wù)人員改善政府—市場關(guān)系，切實達到為企業(yè)服務(wù)的目標，尤其在東部民營經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)。第三，中央政府應鼓勵東部地區(qū)避免稅收競爭，依靠引進人才和提高高端制造比例實現(xiàn)區(qū)域整體高質(zhì)量發(fā)展的政策預期，注重省份間差異化發(fā)展以實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)。