財(cái)政激勵(lì)、政府競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)投資

張 明

(中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142)

一、引 言

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)已經(jīng)持續(xù)了近40年，這種增長(zhǎng)績(jī)效一直受到國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界的關(guān)注。許多學(xué)者將這種“增長(zhǎng)奇跡”歸因于中國(guó)式的治理模式激發(fā)了地方政府的活力，使得地方政府“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”(張軍，2005)。[1]許多研究表明，我國(guó)各級(jí)地方政府之間也存在著不同程度的競(jìng)爭(zhēng)。傅勇和張晏(2007)[2]、李濤和周業(yè)安(2009)[3]、尹恒和朱虹(2011)[4]、李永友(2015)[5]的研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)省級(jí)政府、地市級(jí)政府和縣級(jí)政府之間存在著廣泛的財(cái)政支出競(jìng)爭(zhēng)策略關(guān)系；而沈坤榮和付文林(2006)[6]、李永友和沈坤榮(2008)[7]、郭杰和李濤(2009)[8]、龍小寧等(2014)[9]、謝貞發(fā)和范子英(2015)[10]的實(shí)證研究則發(fā)現(xiàn)，我國(guó)各級(jí)政府之間存在著稅收競(jìng)爭(zhēng)策略關(guān)系。

國(guó)外關(guān)于地方政府競(jìng)爭(zhēng)的研究一般認(rèn)為地方政府之間競(jìng)爭(zhēng)的激勵(lì)來(lái)自于兩種不同的機(jī)制。第一，“仁慈的政府(benevolent government)”假設(shè)認(rèn)為，地方選民的“用手投票”和“用腳投票”機(jī)制使得地方政府為了追求連任而以轄區(qū)居民福利作為效用最大化目標(biāo)而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)(Oates，1972[11]；Wilson，1986[12]；Zodrow和Mieszkowski，1986[13])。第二，“利維坦式政府(revenue-maximizing Leviathans)”假設(shè)認(rèn)為，地方政府在任期內(nèi)追求其自身利益的最大化，從而將最大化財(cái)政收入作為目標(biāo)而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)(Brennan和Buchanan，1980)[14]。然而，已有的研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)地方政府的競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)與國(guó)外明顯不同。首先，由于中國(guó)的戶籍限制，“用腳投票”機(jī)制在中國(guó)難以實(shí)現(xiàn)；其次，在中國(guó)現(xiàn)行的地方政府績(jī)效考核制度下，選民“用手投票”機(jī)制也難以得到體現(xiàn)。學(xué)者普遍認(rèn)為中國(guó)地方政府的競(jìng)爭(zhēng)激勵(lì)主要來(lái)自于財(cái)政激勵(lì)和政治激勵(lì)。在財(cái)政激勵(lì)方面，已有的研究表明，從上世紀(jì)80年代開(kāi)始推行的財(cái)政分權(quán)改革增強(qiáng)了地方政府官員推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力(Montinola等，1995[15]；Qian和Weingast，1997[16]；Qian和Roland，1998[17]；Jin和Zou，2005[18])。在政治激勵(lì)方面, 一些研究認(rèn)為，中央政府建立的以GDP增長(zhǎng)為主要考核指標(biāo)的晉升錦標(biāo)賽機(jī)制使得地方政府官員為了獲得政治晉升展開(kāi)了以GDP增長(zhǎng)為目標(biāo)的競(jìng)爭(zhēng)(周黎安，2004[19]；周黎安，2007[20]；Li和Zhou，2005[21]；Chen等，2005[22]；張軍等，2007[23])。

關(guān)于財(cái)政激勵(lì)對(duì)地方政府財(cái)政競(jìng)爭(zhēng)的實(shí)證研究文獻(xiàn)十分豐富。一些研究以財(cái)政分權(quán)度作為地方政府經(jīng)濟(jì)激勵(lì)的衡量指標(biāo)研究財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府支出行為的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)財(cái)政分權(quán)程度的增加會(huì)導(dǎo)致地方政府增加生產(chǎn)性支出，減少民生性支出(喬寶云等，2005[24]；傅勇、張晏，2007[2]；傅勇，2010[25]；張宇，2013[26])。Jin等(2005)[27]利用地方政府的財(cái)政留存比例來(lái)衡量財(cái)政激勵(lì)的大小，發(fā)現(xiàn)財(cái)政激勵(lì)對(duì)非公經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是有顯著的推動(dòng)作用的。王小龍、方金金(2015)[28]關(guān)注了財(cái)政“省直管縣”改革所帶來(lái)的財(cái)政激勵(lì)的變化對(duì)地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政“省直管縣”改革提高了縣級(jí)政府的稅收分成，從而加強(qiáng)了改革縣(市)稅收競(jìng)爭(zhēng)動(dòng)機(jī)，降低了所得稅實(shí)際稅率。呂冰洋等(2016)[29]研究了我國(guó)省級(jí)以下增值稅和所得稅分成比例對(duì)企業(yè)實(shí)際稅率的影響，研究發(fā)現(xiàn)，市縣級(jí)政府面臨的企業(yè)所得稅和增值稅分成比例上升會(huì)加強(qiáng)地方政府稅收征管的意愿，從而導(dǎo)致企業(yè)避稅減少和實(shí)際稅率上升。

本文的研究關(guān)注財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)投資的影響。以往的研究認(rèn)為，財(cái)政激勵(lì)是導(dǎo)致地方政府展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的直接原因，財(cái)政激勵(lì)的加強(qiáng)會(huì)使得地方政府放松稅收征管、降低實(shí)際稅率，增加生產(chǎn)性支出，以提高企業(yè)的投資回報(bào)率，吸引資本流入。但是呂冰洋等(2016)[29]的研究卻發(fā)現(xiàn)，財(cái)政激勵(lì)的加強(qiáng)也具有激勵(lì)地方政府努力征稅的作用。他們用理論模型研究發(fā)現(xiàn)，稅收分成率的下降使稅收增長(zhǎng)給地方政府帶來(lái)的好處減弱，地方政府征稅積極性降低，從而導(dǎo)致實(shí)際稅率下降；反之，稅收分成率的提高使得放松稅收征管的機(jī)會(huì)成本增加，從而增加了地方政府征稅的積極性，導(dǎo)致實(shí)際稅率上升。以往的研究在理論和實(shí)證方面都存在爭(zhēng)議：一種觀點(diǎn)認(rèn)為稅收分成率的增加會(huì)使得地方政府為了擴(kuò)大稅基、發(fā)展經(jīng)濟(jì)而想方設(shè)法促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，吸引投資；而另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為，稅收分成率的增加會(huì)提高地方政府放松稅收征管的機(jī)會(huì)成本，從而使得地方政府努力征稅，而不利于吸引企業(yè)投資。本文認(rèn)為，稅收分成率對(duì)地方政府會(huì)產(chǎn)生兩種激勵(lì)作用，即稅收分成率的提高同時(shí)會(huì)增加政府為擴(kuò)大稅基而吸引投資的動(dòng)機(jī)，也會(huì)提高地方政府為增加稅收收入而努力征稅的動(dòng)機(jī)，而最終的效應(yīng)取決于這兩種作用的相對(duì)大小。具體講，財(cái)政激勵(lì)如何影響政府的行為取決于財(cái)政激勵(lì)所帶來(lái)的稅收收入增加的邊際效應(yīng)與因征稅而抑制企業(yè)投資邊際效應(yīng)的相對(duì)大小。即當(dāng)分成率較低時(shí)，增加稅收征管所能帶來(lái)的邊際財(cái)政收入的增加很小，而抑制企業(yè)投資邊際效應(yīng)相對(duì)較大，此時(shí)稅收分成率的提高會(huì)很大程度上降低政府對(duì)企業(yè)的征稅意愿，從而有利于吸引企業(yè)投資；當(dāng)分成率增大到一定程度時(shí)，增加稅收征管所能帶來(lái)的邊際財(cái)政收入的增加很大，而抑制企業(yè)投資邊際效應(yīng)相對(duì)較小，地方政府繼續(xù)加強(qiáng)征稅會(huì)使得資本外流，從而降低地方政府的稅收收入，此時(shí)稅收分成率的提高會(huì)很大程度上增加政府對(duì)企業(yè)的征稅意愿，從而不利于吸引企業(yè)投資。因此，本文認(rèn)為稅收分成率與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系。

本文利用2000～2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)投資的影響。工業(yè)企業(yè)上交的主要稅種為增值稅和所得稅。本文利用增值稅分成率作為衡量地方政府財(cái)政激勵(lì)的指標(biāo)，通過(guò)回歸分析實(shí)證檢驗(yàn)增值稅分成率對(duì)企業(yè)投資的影響，以揭示財(cái)政激勵(lì)在地方政府為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)中發(fā)揮的作用。本文的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，稅收分成率與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系，即當(dāng)分成率較低時(shí)，稅收分成率的提高會(huì)加強(qiáng)地方政府為吸引資本而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的積極性，從而增加了企業(yè)投資；當(dāng)分成率較高時(shí)，稅收分成率的提高會(huì)削弱地方政府為吸引資本而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的積極性，從而降低了企業(yè)投資。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型

(1)

根據(jù)本文的理論預(yù)期，β1應(yīng)當(dāng)顯著大于0，而β2應(yīng)顯著小于0。在實(shí)證檢驗(yàn)中，本文分別檢驗(yàn)了增值稅分成率與企業(yè)投資之間是否存在線性關(guān)系和“U型”關(guān)系。實(shí)證結(jié)果支持本文的理論預(yù)期，研究發(fā)現(xiàn)，在回歸中僅加入增值稅分成率一次項(xiàng)時(shí)，其回歸系數(shù)不顯著，而分別加入其一次方項(xiàng)和二次方項(xiàng)時(shí)，β1顯著大于0，而β2顯著小于0，說(shuō)明增值稅分成率與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系。

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本處理

本文使用的數(shù)據(jù)包括2000～2007年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和縣級(jí)財(cái)政數(shù)據(jù) 。其中，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)自2000～2007年的中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)；增值稅分成率數(shù)據(jù)來(lái)自2000～2007年《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》。中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)是中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的調(diào)查數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中工業(yè)統(tǒng)計(jì)口徑一致。該數(shù)據(jù)庫(kù)涵蓋了中國(guó)工業(yè)行業(yè)中90%以上的企業(yè)，是國(guó)內(nèi)能夠獲得的覆蓋范圍最廣泛的企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。由于該數(shù)據(jù)庫(kù)具有數(shù)據(jù)量大、指標(biāo)豐富等顯著優(yōu)點(diǎn)，因而被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛使用。不過(guò)，由于該數(shù)據(jù)庫(kù)并不是專門的學(xué)術(shù)研究數(shù)據(jù)庫(kù)，在使用之前需要對(duì)其進(jìn)行相應(yīng)的處理。而且，由于統(tǒng)計(jì)局僅公布了1998～2009年的數(shù)據(jù)庫(kù)，且2008和2009年的數(shù)據(jù)質(zhì)量較差，一般研究都將數(shù)據(jù)庫(kù)時(shí)間限定在1998～2007年之間(聶輝華等，2012)。[30]由于《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》自2000年開(kāi)始統(tǒng)計(jì)，因此本文的研究樣本時(shí)間限定在2000～2007年。

進(jìn)行回歸分析之前，本文按照Brandt等(2012)[31]的做法對(duì)樣本進(jìn)行了處理和匹配，并剔除了不符合常理的觀測(cè)值。具體的做法如下：(1)按照Brandt等的處理方法，根據(jù)企業(yè)的法人代碼等信息將1998～2007年的數(shù)據(jù)合并成面板數(shù)據(jù)。(2)剔除缺失總資產(chǎn)、職工人數(shù)等重要指標(biāo)的企業(yè)樣本，剔除總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)等存在明顯錯(cuò)誤的企業(yè)樣本，剔除銷售額小于500萬(wàn)、固定資產(chǎn)原值小于100萬(wàn)、總資產(chǎn)小于100萬(wàn)和職工人數(shù)小于8人的樣本。(3)根據(jù)Brandt等所提供的方法，計(jì)算企業(yè)的實(shí)際資本存量和固定資產(chǎn)投資額度，并按照其提供的價(jià)格指數(shù)對(duì)所有指標(biāo)進(jìn)行消脹處理。(4)為了避免異常值對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文對(duì)樣本進(jìn)行了截尾處理，刪除了各指標(biāo)上下各0.5%的樣本。最終，本文得到了1998～2007年來(lái)自303 837家企業(yè)，共994 385次觀測(cè)值的樣本數(shù)據(jù)。

(三)變量定義與統(tǒng)計(jì)描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)的固定資產(chǎn)投資。在中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中并沒(méi)有企業(yè)當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，需要根據(jù)企業(yè)的固定資產(chǎn)存量進(jìn)行計(jì)算。但是，由于企業(yè)在進(jìn)行財(cái)務(wù)核算時(shí)，并不是按照固定資產(chǎn)購(gòu)買的實(shí)際值進(jìn)行核算，而是按照當(dāng)年的購(gòu)買價(jià)格進(jìn)行核算，直接將往年價(jià)格的固定資產(chǎn)凈值與當(dāng)年價(jià)格的固定資產(chǎn)購(gòu)買值進(jìn)行了加總。因此在計(jì)算企業(yè)固定資產(chǎn)投資時(shí)，一個(gè)關(guān)鍵的核心就是對(duì)固定資產(chǎn)名義值進(jìn)行消脹處理。本文按照Brandt等的方法對(duì)固定資產(chǎn)進(jìn)行了消脹處理，計(jì)算了企業(yè)當(dāng)年的固定資產(chǎn)凈值和固定資產(chǎn)投資變量。Brandt等(2012)[31]的處理方法為，首先估計(jì)企業(yè)在樣本庫(kù)中首次出現(xiàn)時(shí)的實(shí)際資本存量數(shù)據(jù)。以企業(yè)的出現(xiàn)時(shí)間為1998年為例，其估計(jì)方法為，使用1993年的年度調(diào)查數(shù)據(jù)在兩位數(shù)行業(yè)中計(jì)算1993～1998年的年度資本投資增長(zhǎng)率，之后結(jié)合企業(yè)年齡信息計(jì)算企業(yè)的年度實(shí)際資本投資額度，最后根據(jù)永續(xù)盤存法計(jì)算企業(yè)當(dāng)年的實(shí)際資本存量值。在計(jì)算資本存量和投資時(shí)本文使用Brandt-Rawski deflator資本存量?jī)r(jià)格平減指數(shù)。按照這一處理方法，本文最終能夠得到企業(yè)當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資額度的實(shí)際值，之后使用企業(yè)的總資產(chǎn)對(duì)其進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到了本文的被解釋變量，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資(invest)。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為縣域的增值稅分成率(VATshare)?！度珖?guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》中分別統(tǒng)計(jì)了縣域的增值稅收入和增值稅的75%兩個(gè)指標(biāo)，其中增值稅收入為縣域分得的增值稅收入部分，而增值稅的75%為縣域征收的增值稅總額度的75%。因此，使用增值稅的75%除以0.75即可得到縣域征收的增值稅總額，而繼續(xù)使用縣域增值稅留成收入除以縣域征收的增值稅總額即可獲得縣域的增值稅分成率(VATshare)。由于中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)主要屬于第二產(chǎn)業(yè)，其繳納的主要稅種為增值稅，因此本文以增值稅分成率作為衡量縣域財(cái)政激勵(lì)的核心變量。當(dāng)然，所得稅分成率在影響縣域財(cái)政激勵(lì)方面也十分重要，但是由于統(tǒng)計(jì)年鑒中并未公布縣域征收的所得稅總額，無(wú)法計(jì)算出縣域所得稅的分成率。不過(guò)，使用增值稅分成率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)已經(jīng)能夠說(shuō)明財(cái)政激勵(lì)對(duì)于企業(yè)投資的作用機(jī)制。

3.控制變量

本文的控制變量包括企業(yè)規(guī)模對(duì)數(shù)值(lnsize)、企業(yè)年齡對(duì)數(shù)值(lnage)、資本密集度(perk)、資產(chǎn)負(fù)債率(leverage)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量(own)、省虛擬變量(pro)、時(shí)間虛擬變量(year)和產(chǎn)業(yè)虛擬變量(io)。具體變量定義見(jiàn)表1。企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、資本密集度、資產(chǎn)負(fù)債率等因素會(huì)通過(guò)影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況而影響企業(yè)的投資水平。而不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)也具有不同的投資偏好，本文根據(jù)企業(yè)的注冊(cè)類型將企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)、混合所有制企業(yè)、港澳臺(tái)資企業(yè)和外商投資企業(yè)，并設(shè)置了相應(yīng)的虛擬變量，回歸中以國(guó)有企業(yè)為標(biāo)準(zhǔn)，檢驗(yàn)其他產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的投資是否顯著異于國(guó)有企業(yè)。

表1 變量定義與描述統(tǒng)計(jì)

表1中對(duì)主要的變量進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)描述。其中企業(yè)固定資產(chǎn)投資(invest)的均值為0.139，方差為0.209；增值稅分成率(VATshare)的均值為0.215，方差為0.072，且絕大多數(shù)縣的增值稅分成率為25%；資本密集度(perk)的均值為84.38，方差為109.58；資產(chǎn)負(fù)債率(leverage)的均值為0.578，方差為0.299；企業(yè)總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值(lnsize)的均值為9.832，方差為1.214；企業(yè)年齡對(duì)數(shù)值(lnage)的均值為1.857，方差為0.935。

三、基本回歸結(jié)果

表2是本文的基本回歸結(jié)果。為了節(jié)省篇幅，表中僅列示了核心解釋變量和主要控制變量的系數(shù)及顯著性。表2第(1)列中僅加入了增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)，未控制省份虛擬變量、行業(yè)虛擬變量、時(shí)間虛擬變量及企業(yè)特征控制變量。第(2)列在第(1)列的基礎(chǔ)上加入了省份虛擬變量、行業(yè)虛擬變量和時(shí)間虛擬變量。第(3)列在第(2)列的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)特征變量。第(4)列則僅在回歸模型中加入了增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)，以檢驗(yàn)增值稅分成率和企業(yè)投資之間是否存在線性關(guān)系。第(4)列中控制了省份虛擬變量、行業(yè)虛擬變量和時(shí)間虛擬變量，但未控制企業(yè)特征變量。第(5)列在第(4)列的基礎(chǔ)上加入了企業(yè)特征控制變量。由于本文的核心解釋變量增值稅分成率(VATshare)為縣級(jí)層面變量，所有結(jié)果均將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到縣級(jí)層面。

分別來(lái)看表2中各列核心解釋變量的回歸結(jié)果。第(1)列中增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)的系數(shù)為0.134，增值稅分成率的二次方項(xiàng)(VATshare2)的系數(shù)為-0.145，且均在1%的水平下顯著。第(2)列中增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)的系數(shù)為0.0625，增值稅分成率的二次方項(xiàng)(VATshare2)的系數(shù)為-0.0861，也均在1%的水平下顯著。相比第(1)列回歸結(jié)果，控制了省份虛擬變量、行業(yè)虛擬變量和時(shí)間虛擬變量之后，核心解釋變量的系數(shù)絕對(duì)值有所減小，但沒(méi)有改變核心解釋變量的符號(hào)及顯著性。第(3)列中增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)的系數(shù)為0.0673，增值稅分成率的二次方項(xiàng)(VATshare2)的系數(shù)為-0.0903，也均在1%的水平下顯著。相比第(2)列回歸結(jié)果，控制了企業(yè)特征變量之后，核心解釋變量的系數(shù)絕對(duì)值、符號(hào)及顯著性均未發(fā)生很大的變化。表2第(4)列回歸中增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)的系數(shù)為0.0120，但并不顯著。第(5)列回歸中增值稅分成率的一次方項(xiàng)(VATshare)的系數(shù)為0.0143，也不顯著。表2第(1)～(5)列的回歸結(jié)果表明，增值稅分成率(VATshare)與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系，而不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。

表2中企業(yè)特征控制變量的回歸系數(shù)也符合本文的理論預(yù)期。在第(3)和(5)列中，資本密集度(perk)的回歸系數(shù)約為0.0000775左右，且在1%的水平下顯著，說(shuō)明資本密集的企業(yè)會(huì)因加速折舊而增加投資額度。資產(chǎn)負(fù)債率(leverage)的回歸系數(shù)為-0.0195，且在1%的水平下顯著，負(fù)債過(guò)高會(huì)阻礙企業(yè)的投資。企業(yè)規(guī)模(lnsize)的回歸系數(shù)為0.0120，在1%的水平下顯著，說(shuō)明規(guī)模越大的企業(yè)投資額度越高。企業(yè)年齡(lnage)的回歸系數(shù)為-0.0218，也在1%的水平下顯著，表明注冊(cè)時(shí)間越久的企業(yè)投資水平越低?？赡艿脑蚴切缕髽I(yè)的固定資產(chǎn)并不完備，需要進(jìn)行更多的投資，而老企業(yè)的固定資產(chǎn)已經(jīng)比較完備。比較企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，集體企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)、混合所有制企業(yè)、港澳臺(tái)資企業(yè)和外商投資企業(yè)虛擬變量的回歸系數(shù)均顯著大于0，說(shuō)明相比國(guó)有企業(yè)，其他企業(yè)的投資水平更高。

表2的回歸結(jié)果表明，增值稅分成率(VATshare)與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系。這印證了本文的理論假說(shuō)，即當(dāng)分成率較低時(shí)，稅收分成率的提高會(huì)加強(qiáng)地方政府為吸引資本而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的積極性，從而增加了企業(yè)投資；當(dāng)分成率較高時(shí)，稅收分成率的提高會(huì)削弱地方政府為吸引資本而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的積極性，從而降低了企業(yè)投資。

注：表2中括號(hào)外為變量的回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。由于本文的核心解釋變量為縣級(jí)層面變量，所有結(jié)果均將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到縣級(jí)層面。N表示樣本數(shù)，R2為調(diào)整的擬合優(yōu)度。所有回歸中均控制了省份固定效應(yīng)，行業(yè)固定效應(yīng)及時(shí)間固定效應(yīng)。

四、異質(zhì)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步佐證本文基本回歸結(jié)果的正確性，本文從兩個(gè)方面考察了財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)投資影響的異質(zhì)性。首先，企業(yè)流動(dòng)性會(huì)對(duì)回歸結(jié)果產(chǎn)生影響。根據(jù)稅收競(jìng)爭(zhēng)理論，地方政府放松稅收征管是為了吸引流動(dòng)性資本。因此，當(dāng)財(cái)政激勵(lì)發(fā)生變化時(shí)，地方政府會(huì)更多地改變對(duì)流動(dòng)性強(qiáng)的企業(yè)的干預(yù)，以吸引流動(dòng)性資本，因此流動(dòng)性強(qiáng)的企業(yè)對(duì)地方政府財(cái)政激勵(lì)的敏感程度應(yīng)當(dāng)更強(qiáng)。第二，地方稟賦也會(huì)對(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響。根據(jù)Cai和Treisman(2005)[32]的研究，地方稟賦會(huì)影響地方政府參與競(jìng)爭(zhēng)的意愿，稟賦較好的地區(qū)會(huì)選擇積極參與競(jìng)爭(zhēng)，吸引資本，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；而稟賦較差地區(qū)即使積極參與競(jìng)爭(zhēng)也無(wú)法吸引到企業(yè)，因此會(huì)選擇放棄競(jìng)爭(zhēng)。如此，當(dāng)財(cái)政激勵(lì)發(fā)生變化時(shí)，稟賦越好地區(qū)的地方政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)力度越強(qiáng)，即稟賦越好地區(qū)的企業(yè)對(duì)地方政府財(cái)政激勵(lì)的敏感程度越強(qiáng)。本文將從以上兩個(gè)方面對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，如果回歸結(jié)果與本文的理論假說(shuō)相符，則可以進(jìn)一步說(shuō)明本文基本回歸結(jié)果的可信性。

(一)企業(yè)流動(dòng)性對(duì)結(jié)果的影響

本文根據(jù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來(lái)區(qū)分企業(yè)的流動(dòng)性。國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)一般為地方政府注資，歸地方所有，其很難流動(dòng)到其他轄區(qū)，流動(dòng)性較差，而私營(yíng)企業(yè)、混合所有制企業(yè)和港澳臺(tái)資企業(yè)則不受地方政府的控制，流動(dòng)性更強(qiáng)。我們可以根據(jù)回歸結(jié)果中增值稅分成率一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)回歸系數(shù)的絕對(duì)值來(lái)判斷企業(yè)投資對(duì)增值稅分成率的敏感程度，企業(yè)投資對(duì)增值稅分成率越敏感，增值稅分成率一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)回歸系數(shù)的絕對(duì)值應(yīng)當(dāng)越大(即U型越陡峭)。根據(jù)本文的理論分析，我們推測(cè)，相比國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)，私營(yíng)企業(yè)、混合所有制企業(yè)、港澳臺(tái)資企業(yè)和外商投資企業(yè)的投資水平應(yīng)當(dāng)對(duì)增值稅分成率更敏感。

表3 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的估計(jì)結(jié)果

注：表3中括號(hào)外為變量的回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。由于本文的核心解釋變量為縣級(jí)層面變量，所有結(jié)果均將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到縣級(jí)層面。N表示樣本數(shù)，R2為調(diào)整的擬合優(yōu)度。所有回歸中均控制了省份固定效應(yīng)，行業(yè)固定效應(yīng)及時(shí)間固定效應(yīng)。

表3為不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的分組回歸結(jié)果，為了節(jié)省篇幅，表中僅列示了核心解釋變量和主要控制變量的系數(shù)及顯著性。表3中所有結(jié)果使用表2中第(3)列的模型進(jìn)行估計(jì)，均控制了企業(yè)特征變量、省份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)及時(shí)間固定效應(yīng)。表3中第(1)列為國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果，第(2)列為集體企業(yè)的回歸結(jié)果，第(3)列為私營(yíng)企業(yè)的回歸結(jié)果，第(4)列為混合所有制企業(yè)的回歸結(jié)果，第(5)列為港澳臺(tái)資企業(yè)的回歸結(jié)果，第(6)列為外商投資企業(yè)的回歸結(jié)果。

比較表3第(1)～(6)列中增值稅分成率一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)回歸系數(shù)的絕對(duì)值，我們發(fā)現(xiàn)混合所有制企業(yè)的值最大，其他依次為港澳臺(tái)資企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)、外商投資企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)。各列核心解釋變量的系數(shù)均較為接近10%的顯著性水平，造成某些列系數(shù)不顯著的原因可能是樣本量較少。各列回歸中企業(yè)特征控制變量的回歸系數(shù)與基本回歸保持一致。表3的回歸結(jié)果與本文的預(yù)期保持一致，相比國(guó)有企業(yè)和集體企業(yè)，私營(yíng)企業(yè)、混合所有制企業(yè)、港澳臺(tái)資企業(yè)和外商投資企業(yè)的投資水平應(yīng)當(dāng)對(duì)增值稅分成率更敏感，即流動(dòng)性越強(qiáng)的企業(yè)對(duì)地方政府財(cái)政激勵(lì)的敏感程度應(yīng)當(dāng)越強(qiáng)。

(二)地區(qū)稟賦對(duì)結(jié)果的影響

表4實(shí)證檢驗(yàn)了地區(qū)稟賦對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響。表4中分別使用縣域人均GDP和城鎮(zhèn)化率衡量了地方稟賦的好壞，并按照這兩個(gè)指標(biāo)將樣本分為三組。其中第(1)～(3)列為按照人均GDP進(jìn)行分組的回歸結(jié)果，第(1)列為人均GDP排位在0%～33%的企業(yè)樣本，第(2)列為人均GDP排位在33%～66%的企業(yè)樣本，第(3)列為人均GDP排位在66%～100%的企業(yè)樣本。第(4)～(6)列為按照城鎮(zhèn)化率進(jìn)行分組的回歸結(jié)果，第(4)列為城鎮(zhèn)化率排位在0%～33%的企業(yè)樣本，第(5)列為城鎮(zhèn)化率排位在33%～66%的企業(yè)樣本，第(6)列為城鎮(zhèn)化率排位在66%～100%的企業(yè)樣本。根據(jù)本文的理論，稟賦越好地區(qū)企業(yè)的投資應(yīng)當(dāng)對(duì)增值稅分成率越敏感，即其增值稅分成率一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)回歸系數(shù)的絕對(duì)值應(yīng)當(dāng)更大。

表4 不同稟賦地區(qū)企業(yè)的估計(jì)結(jié)果

注：表4中括號(hào)外為變量的回歸系數(shù)，括號(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著。由于本文的核心解釋變量為縣級(jí)層面變量，所有結(jié)果均將標(biāo)準(zhǔn)誤聚類到縣級(jí)層面。N表示樣本數(shù)，R2為調(diào)整的擬合優(yōu)度。所有回歸中均控制了省份固定效應(yīng)，行業(yè)固定效應(yīng)及時(shí)間固定效應(yīng)。

表4為不同稟賦地區(qū)企業(yè)的估計(jì)結(jié)果，回歸中均控制了省份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)及企業(yè)特征變量，為了節(jié)省篇幅，表4中僅匯報(bào)了核心解釋變量和控制變量的回歸結(jié)果。比較表4第(1)～(6)列中增值稅分成率一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)回歸系數(shù)的絕對(duì)值，我們可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是按照人均GDP進(jìn)行分組，還是按照城鎮(zhèn)化率進(jìn)行分組，稟賦越好地區(qū)的增值稅分成率一次方項(xiàng)(VATshare)和二次方項(xiàng)(VATshare2)回歸系數(shù)絕對(duì)值越大，且僅第(3)和(6)列回歸的核心解釋變量顯著。各列回歸中企業(yè)特征控制變量的回歸系數(shù)與基本回歸保持一致。表4的回歸結(jié)果與本文的預(yù)期保持一致，稟賦越好地區(qū)企業(yè)的投資應(yīng)當(dāng)對(duì)增值稅分成率越敏感。

表3和表4從兩個(gè)方面對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行異質(zhì)性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果與本文的理論假說(shuō)相符，進(jìn)一步說(shuō)明了本文基本回歸結(jié)果的可信性。

五、研究結(jié)論與政策建議

自改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)已經(jīng)持續(xù)了近40年，這種增長(zhǎng)績(jī)效一直受到國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界的關(guān)注。許多學(xué)者將這種“增長(zhǎng)奇跡”歸因于中國(guó)式的治理模式激發(fā)了地方政府的活力，使得地方政府“為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)”。在中國(guó)式財(cái)政分權(quán)體制下，財(cái)政激勵(lì)被認(rèn)為是增強(qiáng)地方政府官員推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿Α１疚牡难芯筷P(guān)注財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)投資的影響。理論上，財(cái)政激勵(lì)如何影響政府的行為取決于財(cái)政激勵(lì)所帶來(lái)的稅收收入增加的邊際效應(yīng)與因征稅而抑制企業(yè)投資邊際效應(yīng)的相對(duì)大小。當(dāng)分成率較低時(shí)，增加稅收征管所能帶來(lái)的邊際財(cái)政收入的增加很小，而抑制企業(yè)投資邊際效應(yīng)相對(duì)較大，此時(shí)稅收分成率的提高會(huì)很大程度上降低政府對(duì)企業(yè)的征稅意愿，從而有利于吸引企業(yè)投資；當(dāng)分成率增大到一定程度時(shí)，增加稅收征管所能帶來(lái)的邊際財(cái)政收入的增加很大，而抑制企業(yè)投資邊際效應(yīng)相對(duì)較小，地方政府繼續(xù)加強(qiáng)征稅會(huì)使得資本外流，從而降低地方政府的稅收收入，此時(shí)稅收分成率的提高會(huì)很大程度上增加政府對(duì)企業(yè)的征稅意愿，從而不利于吸引企業(yè)投資。由此，本文認(rèn)為財(cái)政激勵(lì)與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系。本文使用2000～2007年中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，并利用增值稅分成率作為衡量地方政府財(cái)政激勵(lì)的指標(biāo)，通過(guò)回歸分析實(shí)證檢驗(yàn)了增值稅分成率對(duì)企業(yè)投資的影響，以揭示財(cái)政激勵(lì)在地方政府為增長(zhǎng)而競(jìng)爭(zhēng)中發(fā)揮的作用。本文的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：

(1)稅收分成率與企業(yè)投資之間存在“倒U型”關(guān)系，即當(dāng)分成率較低時(shí)，稅收分成率的提高會(huì)加強(qiáng)地方政府為吸引資本而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的積極性，從而增加了企業(yè)投資；當(dāng)分成率較高時(shí)，稅收分成率的提高會(huì)削弱地方政府為吸引資本而展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)的積極性，從而降低了企業(yè)投資。

(2)稅收分成率對(duì)企業(yè)投資的影響存在異質(zhì)性，且符合地方政府的競(jìng)爭(zhēng)策略。本文的分組回歸研究發(fā)現(xiàn)，流動(dòng)性越強(qiáng)的企業(yè)對(duì)地方政府財(cái)政激勵(lì)的敏感程度越強(qiáng)，而稟賦越好地區(qū)企業(yè)的投資對(duì)財(cái)政激勵(lì)的變化反應(yīng)越敏感。

本文的研究發(fā)現(xiàn)，稅收分成率的變化能夠改變地方政府的財(cái)政激勵(lì)程度，影響地方政府的競(jìng)爭(zhēng)策略，從而影響企業(yè)的投資水平。隨著 “營(yíng)改增”的完成，在中國(guó)式稅收制度結(jié)構(gòu)中，增值稅、企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅這三大主體稅種均實(shí)行稅收分成辦法，由此產(chǎn)生的財(cái)政激勵(lì)效應(yīng)更加值得政策制定部門的關(guān)注。本文認(rèn)為，在中國(guó)未來(lái)的分稅制改革中，應(yīng)當(dāng)更加重視分稅制所帶來(lái)的財(cái)政激勵(lì)效應(yīng)，權(quán)衡利弊，努力實(shí)現(xiàn)稅收收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)發(fā)展。

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