稅收競爭對企業(yè)投融資行為影響的實(shí)證研究

蒲 龍 許敬軒

(1．浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，浙江 杭州 310018；2．北京工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100037)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)保持了多年較快的增長速度，各地方政府為發(fā)展經(jīng)濟(jì)，吸引投資開展激烈的稅收競爭，大量文獻(xiàn)圍繞這一現(xiàn)象做出了解釋。目前有兩種主流觀點(diǎn)，一種觀點(diǎn)認(rèn)為，隨著分權(quán)的不斷深化，地方能夠分享的財(cái)政資源比例不斷變大，激勵(lì)地方政府推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[1]；另一種觀點(diǎn)則圍繞中國特有的官員晉升模式進(jìn)行探討，認(rèn)為由于官員的選拔任命是自上而下的，因此地方政府官員出于個(gè)人升遷考慮會進(jìn)行所謂的“政治錦標(biāo)賽”[2]。正是這種政治上的集權(quán)與經(jīng)濟(jì)上的分權(quán)，為地方提供了政治和經(jīng)濟(jì)雙重刺激，進(jìn)而形成了“為增長而競爭”的現(xiàn)象[3]。

已有文獻(xiàn)大多認(rèn)為，地方政府間存在著顯著的稅收競爭，作為政府間吸引流動性要素的主要手段，稅收競爭在發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)過程中發(fā)揮著重要的作用。為進(jìn)一步吸引外資，2017年1月，國務(wù)院印發(fā)《關(guān)于擴(kuò)大對外開放積極利用外資若干措施的通知》，允許地方政府在法定權(quán)限范圍內(nèi)制定出臺招商引資優(yōu)惠政策，對就業(yè)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新貢獻(xiàn)大的項(xiàng)目予以支持。由此可見，地方政府間的稅收競爭會改變資本等流動性要素的流向，重新配置資源，進(jìn)而影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

作為經(jīng)濟(jì)社會的重要組成部分，企業(yè)是宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象背后的微觀基礎(chǔ)。那么政府間的宏觀政策對微觀企業(yè)行為影響機(jī)制是什么？本文試圖對這一現(xiàn)象做出合理解釋。首先通過構(gòu)造一個(gè)簡單的靜態(tài)模型，從理論上推導(dǎo)出稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響，接著利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，借助空間計(jì)量方法將地區(qū)實(shí)際稅負(fù)進(jìn)行分解，實(shí)證檢驗(yàn)稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響。

本文剩余部分安排如下，第二部分對相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理；第三部分構(gòu)建一個(gè)簡單的靜態(tài)模型，推導(dǎo)出本文研究假設(shè)；第四部分為研究設(shè)計(jì)，主要包括對模型設(shè)定以及數(shù)據(jù)處理等；第五部分為實(shí)證分析，主要包括基準(zhǔn)回歸分析、異質(zhì)性分析以及相應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后為結(jié)論以及根據(jù)實(shí)證分析結(jié)論提出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

企業(yè)投融資問題屬于公司財(cái)務(wù)領(lǐng)域研究話題，對于企業(yè)發(fā)展而言，投資和融資是兩項(xiàng)至關(guān)重要的工作，前者形成資產(chǎn)，后者則形成負(fù)債或所有者權(quán)益，這三者構(gòu)成整體企業(yè)財(cái)務(wù)情況。研究企業(yè)行為尤其是投融資行為的文獻(xiàn)非常多，主要原因是影響企業(yè)投融資行為的因素眾多，既包括企業(yè)自身內(nèi)部因素，如企業(yè)規(guī)模、投融資渠道、現(xiàn)金流以及企業(yè)管理層的特征等，還包括宏觀經(jīng)濟(jì)等外部因素影響，如宏觀政策變化、稅收政策調(diào)整等。

對于企業(yè)投資而言，早期研究側(cè)重于從微觀層面考慮，主要包括委托代理、信息不對稱以及管理層信息等。Jensen認(rèn)為企業(yè)投資效率來源于委托代理問題，由于企業(yè)的經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分離，不可避免產(chǎn)生代理問題，因而管理者可能做出不利于企業(yè)發(fā)展的投資決策[4]。 Myers和Majluf認(rèn)為企業(yè)投資者與企業(yè)的管理人員客觀上存在信息不對稱，進(jìn)而可能導(dǎo)致企業(yè)行為產(chǎn)生偏差，降低投資效率[5]。Roll則從管理者自身出發(fā)，認(rèn)為造成企業(yè)投資效率不一的主要原因可能是管理者的過度自信[6]。國內(nèi)研究也基于上述這些考慮進(jìn)行實(shí)證分析，主要從企業(yè)內(nèi)部特征因素考慮，如現(xiàn)金流和管理層特征等，俞紅海等和劉銀國等均發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流會誘發(fā)企業(yè)過度投資，造成企業(yè)投資效率低下[7][8]。姜付秀等和李建英等則從管理層特征出發(fā)，研究其對企業(yè)投資效率的影響[9][10]。對于不同所有制企業(yè)而言，由于面臨的融資約束以及經(jīng)營目標(biāo)的不同，往往導(dǎo)致投資效率與行為也不相同。一般認(rèn)為，由于國有企業(yè)存在代理問題，其投資效率低于非國有企業(yè)。也有研究發(fā)現(xiàn)與之不同的結(jié)論，喻坤等發(fā)現(xiàn)非國有企業(yè)的投資效率反而低于國有企業(yè)，而不同所有制企業(yè)的融資約束是導(dǎo)致這一現(xiàn)象的主要原因，尤其在受到外部沖擊的影響下更為顯著[11]。

除了上述側(cè)重從企業(yè)內(nèi)部因素研究企業(yè)投資行為的文獻(xiàn)外，也有部分文獻(xiàn)研究外部宏觀政策的變動對企業(yè)投資行為的影響。李鳳羽和楊墨竹考慮了宏觀因素對企業(yè)投資的影響，他們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會對企業(yè)投資產(chǎn)生抑制作用[12]。與此類似，徐業(yè)坤等以市委書記的更替為研究對象，探討了政治不確定性對企業(yè)投資支出水平的影響，他們發(fā)現(xiàn)面臨政治不確定性時(shí),企業(yè)的投資支出會明顯下降[13]。除了宏觀政策變動外，產(chǎn)業(yè)扶持政策也是常見手段之一，為了扶持相關(guān)產(chǎn)業(yè)，政府會對某一類產(chǎn)業(yè)進(jìn)行政策傾斜。黎文靖和李耀淘分析了宏觀產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)投資影響，但是他們的實(shí)證發(fā)現(xiàn)總體上產(chǎn)業(yè)政策并沒有顯著提升企業(yè)投資[14]。趙靜和郝穎也就政府干預(yù)對企業(yè)投資效率進(jìn)行研究，他們發(fā)現(xiàn)整體而言，政府干預(yù)反而會降低企業(yè)投資效率[15]。此外，稅收政策是直接影響企業(yè)行為的重要政策變量，許偉和陳斌開定量評估了稅收政策對企業(yè)投資的影響，他們利用2004～2009年增值稅轉(zhuǎn)型為外生政策沖擊，發(fā)現(xiàn)增值稅稅率每降低1%，會促進(jìn)企業(yè)增加投資16%，并具有經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性[16]。

關(guān)于企業(yè)融資方面，吳超鵬等研究了風(fēng)險(xiǎn)投資對企業(yè)投融資的影響，他們發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資既可以提高企業(yè)投資效率，還可以增加公司的短期有息債務(wù)融資和外部權(quán)益融資[17]。魏志華等則從金融生態(tài)環(huán)境出發(fā)研究企業(yè)融資問題，發(fā)現(xiàn)良好的金融環(huán)境可以緩解民營企業(yè)融資約束，進(jìn)而會提高企業(yè)生產(chǎn)效率[18]。申宇和趙靜梅利用上市公司業(yè)務(wù)招待費(fèi)用作為腐敗行為的代理變量，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)務(wù)招待費(fèi)用每提高1%，債務(wù)融資額度會增加2.91%[19]。

對于中小企業(yè)而言，其面臨的融資約束更強(qiáng)，進(jìn)而會阻礙企業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展，如何破解中小企業(yè)融資難問題也是學(xué)界討論的熱點(diǎn)。郭娜通過調(diào)查問卷方式，研究了如何緩解中小企業(yè)融資難的問題，側(cè)重于觀察市場和政府究竟哪種手段可以更好地緩解中小企業(yè)融資難。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，積極推動擔(dān)保機(jī)構(gòu)發(fā)展和完善信用評級機(jī)制等市場手段較之政府支持手段更為有效[20]。于海珊和楊芷晴則直接研究了稅收優(yōu)惠對中小企業(yè)投融資能力的影響，通過面板分位數(shù)回歸，他們發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠政策僅在高分位回歸中顯著，在其他分位回歸中沒有顯著影響[21]。

通過上述文獻(xiàn)可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)對于企業(yè)投融資問題的研究大多局限于某一個(gè)方面，本文試圖在一個(gè)統(tǒng)一的框架內(nèi)研究企業(yè)的投融資行為。此外由于地方政府間稅收競爭的存在，使得企業(yè)面臨的外部稅收環(huán)境不同，本文利用空間計(jì)量手段分解地級市政府的實(shí)際稅負(fù)，直接研究稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響，在此基礎(chǔ)上分析稅收競爭對不同所有制企業(yè)的異質(zhì)性。

三、理論模型及研究假設(shè)

F(K,L)-wL-rK

(1)

式(1)中，K、L、w和r分別表示廠商雇傭的資本、勞動、工資以及資本的非稅價(jià)格，為了進(jìn)一步研究企業(yè)的內(nèi)部融資情況，將資本的非稅價(jià)格進(jìn)一步進(jìn)行分解：

r=rdd+re(1-d)+λ(d)

(2)

式(2)中，rd表示外部融資利息，re表示企業(yè)內(nèi)部融資中股東所要求的最低回報(bào)率。λ(d)表示企業(yè)選擇外部融資時(shí)所產(chǎn)生的成本，也可以理解為企業(yè)的代理成本，假設(shè)該代理成本對企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)d是嚴(yán)格凸。企業(yè)就其所得繳稅，假設(shè)稅率為t，那么企業(yè)應(yīng)繳稅額為：

T=t[F(K,L)-wL-(rdd+λ(d)+vδ)K]

(3)

按照我國法律規(guī)定，企業(yè)所得稅前抵扣時(shí)，所發(fā)生的合理的工資薪金可以抵扣，外部融資支出可以抵扣，但由企業(yè)股東內(nèi)部籌集所發(fā)生的支出相當(dāng)于企業(yè)分紅，因此不能予以抵扣，同樣對于資產(chǎn)折舊容許按一定比例抵扣，因此式(3)中代表v容許抵扣的比例，δ代表折舊率。對于企業(yè)而言，其可以選擇的變量有勞動、資本以及債務(wù)結(jié)構(gòu)，目標(biāo)是最大化稅后凈利潤，即：

一階條件為：

對上述一階條件全微分，進(jìn)行化簡可得：

(4)

(5)

根據(jù)上述推導(dǎo)，可得出兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1，在其他條件不變的情況下，隨著地區(qū)實(shí)際稅率下降，稅收競爭強(qiáng)度上升，會促進(jìn)企業(yè)增加投資①。

假設(shè)2，在其他條件不變的情況下，隨著地區(qū)實(shí)際稅率下降，稅收競爭強(qiáng)度增加，會降低企業(yè)對外部融資的依賴。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本和數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)包括企業(yè)層面和地級市層面，其中企業(yè)層面數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含所有國有企業(yè)及規(guī)模以上的非國有企業(yè)，是目前已知的包含信息最大的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫，被廣泛應(yīng)用于各領(lǐng)域研究。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫年份跨度為1998～2013年，在后文實(shí)證研究中，本文選取的樣本區(qū)間為1998～2007年，主要原因有兩點(diǎn)：第一，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫2007年以后樣本質(zhì)量有一定問題，缺少部分關(guān)鍵指標(biāo)，如固定資產(chǎn)原值、固定資產(chǎn)凈值以及折舊等，此外規(guī)模以上標(biāo)準(zhǔn)在2007年后也發(fā)生了變化，使得樣本之間的可比性程度降低。第二，2008年開始我國開始實(shí)行增值稅轉(zhuǎn)型改革，即由原來的生產(chǎn)型增值稅轉(zhuǎn)為消費(fèi)型增值稅，增值稅類型的變化對企業(yè)行為，尤其是投融資行為影響更大?；谏鲜鲈颍疚膶⒀芯康臉颖酒陂g截止到2007年。地級市層面的數(shù)據(jù)主要來自于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，本文根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中關(guān)于企業(yè)注冊地址代碼，將其匹配到相應(yīng)的地級市層面，另外由于西藏地區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因此刪去注冊地在西藏的企業(yè)。

雖然中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫能夠?yàn)檠芯空咛峁O為豐富的企業(yè)數(shù)據(jù)，但是該數(shù)據(jù)庫由于存在樣本匹配混亂、部分指標(biāo)設(shè)計(jì)缺失等情況，需要研究者利用該數(shù)據(jù)庫前進(jìn)行大量的數(shù)據(jù)處理工作[23]。本文對初始樣本集進(jìn)行了下述處理：首先，按照Brandt等人處理[24]，依次以企業(yè)代碼、企業(yè)名稱、法人名稱、電話號碼、地區(qū)代碼、主要產(chǎn)品等信息，將截面數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為以企業(yè)和年度劃分的面板數(shù)據(jù)。然后根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的一般處理方法，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行初步刪減：包括企業(yè)總資產(chǎn)為負(fù)或缺失的樣本、企業(yè)雇員為負(fù)或缺失的樣本、企業(yè)報(bào)告利潤為負(fù)或缺失的樣本、開業(yè)年份缺失或在1900年之前的樣本。同時(shí)本文也刪除一些不符合會計(jì)原理的樣本，即總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、累計(jì)折舊小于本年折舊的樣本、企業(yè)總資產(chǎn)小于100萬元、企業(yè)雇員小于8人的極端樣本數(shù)據(jù)。最后本文選取二位數(shù)代碼為GB/T13-37和GB/T39-43的制造業(yè)企業(yè)為本文的研究對象。沒有進(jìn)一步區(qū)分四位數(shù)代碼的原因是在樣本期間內(nèi)，產(chǎn)業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)在2002年發(fā)生過改變，但此次改變主要集中于四位數(shù)的行業(yè)代碼，在二位數(shù)上并沒有發(fā)生變化。

(二)模型設(shè)定

根據(jù)前文理論模型，本文預(yù)期地級市政府間的稅收競爭會引起企業(yè)投融資行為發(fā)生變化，具體而言，稅收競爭會促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行投資，但同時(shí)會降低企業(yè)對外部融資的依賴，據(jù)此，本文設(shè)計(jì)的計(jì)量模型如下②：

(6)

式(6)中，i代表企業(yè)，c代表城市，k表示行業(yè)，t代表年份。Y為被解釋變量，分別為企業(yè)投資和債務(wù)率。參考唐飛鵬的處理方式[25]，本文將地級市實(shí)際稅率的變動分解為兩個(gè)部分，交互項(xiàng)代表了地級市城市c與其他城市間的稅收競爭，而taxct則度量了“非稅收競爭變化”。w代表空間權(quán)重矩陣，在基準(zhǔn)回歸中，本文采用地理特征的空間權(quán)重矩陣，具體而言，當(dāng)相鄰兩市有共同地理交界時(shí)，取值為1，否則取值為0。根據(jù)模型篩選，研究樣本為280個(gè)地級市政府，因此w是一個(gè)280*280的權(quán)重矩陣。在后文穩(wěn)健型檢驗(yàn)中，本文將選擇經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Xit-1為企業(yè)層面的控制變量，本文分別控制了企業(yè)增長率、現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模及年齡，為了避免潛在的內(nèi)生性問題，所有企業(yè)層面的控制變量均取其滯后一階。Zct為城市層面的控制變量，本文分別控制了城市人均實(shí)際GDP、政府支出占比、金融機(jī)構(gòu)存貸比、固定投資占比以及城鎮(zhèn)化水平。為了在最大程度上降低遺漏變量的影響，在基準(zhǔn)模型中本文控制了較為嚴(yán)格的多重固定效應(yīng)，具體包括：城市固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，同時(shí)為了控制因所在省份隨時(shí)間而異的固定效應(yīng)以及所在行業(yè)隨時(shí)間而異的固定效應(yīng)，本文將省份固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的乘積以及行業(yè)固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)的乘積控制，最后也控制了企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)。考慮到同一個(gè)地級市內(nèi)，企業(yè)面臨的稅收競爭程度相同，如果不考慮同一地級市內(nèi)隨機(jī)干擾項(xiàng)之間的相關(guān)性，會對本文的估計(jì)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤產(chǎn)生較大的偏誤，因此將模型的標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到(Cluster)地級市層面。重點(diǎn)關(guān)注交互項(xiàng)系數(shù)λ，根據(jù)理論模型，預(yù)計(jì)稅收競爭對企業(yè)投資產(chǎn)生正向影響，對企業(yè)負(fù)債率產(chǎn)生負(fù)向影響。

(三)變量定義

本文研究稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響，首先需要確定企業(yè)投資，對于企業(yè)投資本文根據(jù)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表的信息間接推算，具體而言，企業(yè)投資等于期末固定資產(chǎn)原值減去期初固定資產(chǎn)原值再利用期初的總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。負(fù)債率則用企業(yè)負(fù)債除企業(yè)總資產(chǎn)來代表。對于企業(yè)層面的其他控制變量中，利用主營業(yè)務(wù)收入增長率來度量企業(yè)的增長率，用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值來代表企業(yè)規(guī)模，用觀測年份減去開業(yè)年份度量企業(yè)年齡。最后值得注意的是，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫在2004年后才陸續(xù)公開現(xiàn)金流量表，所以本文利用資產(chǎn)負(fù)債表來間接推算企業(yè)的現(xiàn)金流，具體而言，企業(yè)現(xiàn)金流等于企業(yè)流動資產(chǎn)減去應(yīng)收賬款減去存貨后再利用期初的總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

借鑒唐飛鵬的處理方式[25]，本文將地級市實(shí)際稅率定義為地級市增值稅、營業(yè)稅與企業(yè)所得稅3個(gè)主體稅種之和與地級市第二、三產(chǎn)業(yè)增加值的比重③。同樣本文將稅收競爭定義為本地實(shí)際稅率與其他地級市實(shí)際稅率的交互項(xiàng)，用來捕捉地級市政府間的策略互動行為④。

為了消除價(jià)格因素的干擾，本文將所有企業(yè)層面數(shù)據(jù)用相應(yīng)的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，轉(zhuǎn)換為以1999年為不變價(jià)的實(shí)際指標(biāo)。而宏觀層面的數(shù)據(jù)則依據(jù)地級市所在省份的GDP平減指數(shù)，轉(zhuǎn)換為以1999年為不變價(jià)的實(shí)際值。另外為了避免可能存在的異常值現(xiàn)象，本文對相應(yīng)的變量在1%和99%分位數(shù)上進(jìn)行去尾處理。最后根據(jù)本文推算得出的企業(yè)投資數(shù)據(jù)，刪去缺失投資數(shù)據(jù)的企業(yè)樣本，另外本文容許企業(yè)具有一定的生長周期，因此保留具有連續(xù)3年經(jīng)營記錄的企業(yè)。根據(jù)上述處理，最終本文得到樣本為時(shí)間跨度2000～2007年覆蓋280個(gè)地級市共674308個(gè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)⑤。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證研究

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2和表3分別給出了基于全樣本數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果，其中表2的被解釋變量是企業(yè)投資，表3的被解釋變量是企業(yè)負(fù)債率。在表2中，第1列只是控制了固定效應(yīng)，沒有添加任何層面的控制變量，相應(yīng)的第2和第3列分別控制住企業(yè)層面控制變量以及城市層面控制變量。最后一列則在第3列的基礎(chǔ)上添加了企業(yè)的個(gè)體固定效應(yīng)，控制企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)后，方程擬合度得到顯著提升。由表2可以看到，本地實(shí)際稅率對企業(yè)投資產(chǎn)生負(fù)向影響，說明本地實(shí)際稅率越高，越會擠出企業(yè)投資，而本地實(shí)際稅率與其他城市實(shí)際稅率的交互項(xiàng)，也即稅收競爭對企業(yè)投資則產(chǎn)生了顯著的正向促進(jìn)作用，在控制所有的變量后，依然在10%的顯著性水平上顯著，最后一列結(jié)果顯著，稅收競爭提高1%，會顯著促進(jìn)企業(yè)投資6.5%，驗(yàn)證了前文構(gòu)建模型的結(jié)論。企業(yè)層面的控制變量也符合預(yù)期，其中企業(yè)規(guī)模越大和成立年限越久則企業(yè)投資動機(jī)越低，而企業(yè)主營業(yè)務(wù)增長率越高，現(xiàn)金流越大則會明顯促進(jìn)企業(yè)投資。

表2 稅收競爭對企業(yè)投資的影響：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*代表在1%、5%以及10%的置信水平上顯著；(2)括號內(nèi)為聚類到(cluster)城市層面上的標(biāo)準(zhǔn)誤。下表同。

同樣，表3中，第1列只是控制了固定效應(yīng)，沒有添加任何層面的控制變量，相應(yīng)的第2和第3列分別控制住企業(yè)層面控制變量以及城市層面控制變量。最后一列則在第3列的基礎(chǔ)上添加了企業(yè)的個(gè)體固定效應(yīng)，而控制企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)后，方程擬合度得到顯著提升。由表3可看出，本地實(shí)際稅率對企業(yè)負(fù)債率有正向影響，但在統(tǒng)計(jì)上并不顯著，而稅收競爭則會顯著地降低企業(yè)的負(fù)債率。由表3最后一列可知，如果稅收競爭增加1%，那么會在5%的顯著性水平上降低企業(yè)負(fù)債率8%，驗(yàn)證了前文理論模型的結(jié)論。企業(yè)層面控制變量也基本符合預(yù)期，其中企業(yè)主營業(yè)務(wù)增長率和現(xiàn)金流會降低企業(yè)的負(fù)債率，而企業(yè)規(guī)模和開業(yè)年限則會顯著增加企業(yè)的負(fù)債率。

(二)稅收競爭對不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)投融資行為的影響

由于不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)在資源獲取、決策目標(biāo)方向有著明顯的區(qū)別，因而本文進(jìn)行了企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性分析，具體結(jié)果如表4所示。

表3 稅收競爭對企業(yè)負(fù)債率的影響：基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響：基于企業(yè)異質(zhì)性的角度

在表4中，前4列被解釋變量為企業(yè)投資，其中第(1)和(3)列沒有控制企業(yè)個(gè)體效應(yīng)，而第(2)和(4)列控制了企業(yè)個(gè)體效應(yīng)。由表4可知，稅收競爭可以顯著促進(jìn)民營企業(yè)投資，但對國有企業(yè)的促進(jìn)作用并不明顯。相比民營企業(yè)，由于國有企業(yè)規(guī)模較大且多為支柱型產(chǎn)業(yè)，因而對實(shí)際稅率的彈性系數(shù)較小，反映在實(shí)證結(jié)果中，國有企業(yè)對于稅率變化的敏感性要低于非國有企業(yè)。同樣可以看出，在表4的后4列中，稅收競爭對企業(yè)的債務(wù)率的影響和前4列情況類似，稅收競爭可以顯著降低民營企業(yè)的負(fù)債率，但是對國有企業(yè)沒有顯著影響。其余企業(yè)層面控制變量的影響系數(shù)和基準(zhǔn)回歸類似，就不一一贅述。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.改變空間權(quán)重矩陣。在基準(zhǔn)回歸中，關(guān)于空間權(quán)重矩陣的選擇是基于地級市之間的地理位置而選擇的0或1的二階權(quán)重矩陣。也有學(xué)者指出，對于地方政府而言，他們往往是盯住與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r類似的其他地方政府，所以基于地理位置的空間權(quán)重會忽視掉這一影響因素而導(dǎo)致估計(jì)出現(xiàn)偏誤。因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文首先改變空間權(quán)重矩陣。采用經(jīng)濟(jì)特征的空間權(quán)重矩陣，具體而言，與本地級市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相似的地級市政府被賦予較大的權(quán)重，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用樣本期內(nèi)的人均實(shí)際GDP的平均值來替代。由于在計(jì)算空間權(quán)重矩陣時(shí)2000年和2001年計(jì)算出的權(quán)重矩陣缺失值較多，因此將樣本期間改為2002～2007年，變化空間權(quán)重矩陣后的回歸結(jié)果如表5所示。

表5中前3列被解釋變量為投資，分別對應(yīng)全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)，后3列被解釋變量為企業(yè)負(fù)債率，分別對應(yīng)全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)。表5中所有模型都控制了全部控制變量以及各種固定效應(yīng)。由表5可以看到，變化空間權(quán)重矩陣后，稅收競爭對企業(yè)投資依舊具有顯著的促進(jìn)作用，并且這一效應(yīng)在國有企業(yè)中并不顯著。而對于企業(yè)負(fù)債率而言，稅收競爭會降低企業(yè)的負(fù)債率，但是這一效果在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。綜合來看，變化空間權(quán)重矩陣對前文基準(zhǔn)回歸影響不大。

2.改變稅收競爭度量。借鑒大部分文獻(xiàn)做法，本文構(gòu)造出地級市政府間的稅收競爭指標(biāo)，具體而言：

(7)

式(7)中，分子為第i市所在j省在第t年的實(shí)際稅率，分母為第i市在第t年的實(shí)際稅率。該比值越大說明第i市的實(shí)際稅負(fù)水平越低，政府參與稅收競爭程度就越高。改變稅收競爭度量后的實(shí)證結(jié)果如表6所示。

表6 稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響：改變稅收競爭指標(biāo)

表6中，前3列被解釋變量為企業(yè)投資，后3列被解釋變量為企業(yè)負(fù)債率。兩組樣本分別對照于全樣本、國有企業(yè)和民營企業(yè)。由表6可知，改變稅收競爭指標(biāo)對前文基準(zhǔn)回歸影響不大。具體而言，稅收競爭會顯著促進(jìn)企業(yè)投資，且這種效應(yīng)在國有企業(yè)中并不明顯。而稅收競爭會降低企業(yè)負(fù)債率，但是該效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。其余控制變量變化方向與前文類似。

3.系統(tǒng)GMM回歸。企業(yè)投融資行為在一定程度上具有慣性，即上一年的投融資決策會影響當(dāng)年。因此本文同樣考慮企業(yè)投融資的動態(tài)影響，具體而言，本文分別在回歸中將被解釋變量的一階滯后放入方程右邊，由于被解釋變量的滯后項(xiàng)的加入不可避免地出現(xiàn)了內(nèi)生性問題，因而，本文利用系統(tǒng)GMM的方法進(jìn)行估計(jì)，回歸結(jié)果如表7所示。

表7前3列被解釋變量為企業(yè)投資，后3列為企業(yè)負(fù)債率。由實(shí)證結(jié)果來看，被解釋變量的滯后1期均顯著為正，這說明企業(yè)進(jìn)行投融資決策時(shí)的確會考慮上期的投融資行為。但是考慮到這種動態(tài)影響后對前文的基準(zhǔn)回歸并未產(chǎn)生太大影響，具體而言，稅收競爭依然會促進(jìn)企業(yè)投資，這種效應(yīng)在國有企業(yè)中并不顯著。而稅收競爭對企業(yè)負(fù)債率的影響也與基準(zhǔn)回歸吻合，稅收競爭會顯著降低企業(yè)的負(fù)債率，但是對國有企業(yè)的影響并不顯著。

表7 稅收競爭對企業(yè)投融資行為的影響：系統(tǒng)GMM回歸

六、結(jié)論和政策建議

本文利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和地級市層面數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果顯示，隨著稅收競爭每增加1%，會顯著促進(jìn)企業(yè)投資6.5%，降低企業(yè)負(fù)債率8%。進(jìn)一步通過異質(zhì)性檢驗(yàn)可知，稅收競爭對企業(yè)行為的顯著性影響僅存在非國有企業(yè)中，在國有企業(yè)樣本中，該影響并不顯著，該結(jié)論也能通過相關(guān)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

由本文衍生出的政策意義非常明顯。作為吸引流動性要素的主要手段，稅收競爭不僅能夠激發(fā)企業(yè)加大投資，而且還能降低企業(yè)的杠桿率和企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。但是也需要注意防范地方政府之間出現(xiàn)惡性稅收競爭，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡和產(chǎn)能過?，F(xiàn)象。下一步改革需要重點(diǎn)規(guī)范地方政府間稅收競爭行為，發(fā)揮市場配置資源作用，防止出現(xiàn)惡性稅收競爭。另外，根據(jù)本文實(shí)證研究結(jié)果，稅收競爭對企業(yè)投融資行為的作用僅對非國有企業(yè)顯著，對于國有企業(yè)而言，其投資決策對稅負(fù)的彈性較低，說明國有企業(yè)對市場的反應(yīng)程度要低于非國有企業(yè)，因此需要進(jìn)一步深化國有企業(yè)改革，加快國有企業(yè)的市場化進(jìn)程。

(感謝浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)現(xiàn)代公共經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中心對本文的資助)

注釋：

②基準(zhǔn)回歸選擇了固定效應(yīng)方法，原因在于固定效應(yīng)容許非觀測效應(yīng)與解釋變量任意相關(guān)，而隨機(jī)效應(yīng)則不然，因此隨機(jī)效應(yīng)要求的條件也更為嚴(yán)格。對使用總量數(shù)據(jù)的政策分析而言，固定效應(yīng)幾乎總比隨機(jī)效應(yīng)更令人信服(Wooldridge, 2018)。

③選取與企業(yè)相關(guān)的3個(gè)稅種，可以較好地反應(yīng)企業(yè)負(fù)擔(dān)的稅負(fù)。未選取第一產(chǎn)業(yè)增加值可以在一定程度上降低城市由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)造成的稅負(fù)差異。

④在后文穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，我們也嘗試不同的定義方式來度量稅收競爭。

⑤主營業(yè)務(wù)增長率需要利用二階滯后，因此最終得到的樣本區(qū)間是2000～2007年。