稅收競爭對中國制造業全要素生產率的影響
——基于總量與結構雙重視角的實證分析

（華中科技大學經濟學院，武漢 430074）

引 言

自1978年改革開放以來，我國經濟維持40年的高速增長，GDP占世界比例由1978年的1.8%提高到2016年的近15%，上升成為世界第二大經濟體。但是至2015年以來，我國經濟增速放緩，經濟發展進入新常態，現正處于轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期。制造業是國民經濟的支柱產業，也是我國經濟增長的主導部門，其發展對我國經濟結構轉型具有基礎性作用。稅收是財政政策的重要工具，當前經濟下行壓力大，如何有效運用稅收手段對國家宏觀經濟進行調控、發揮制造業對產業的拉動效應，推動我國經濟向高質量升級成為我們亟待解決的問題。全要素生產率作為反映經濟高質量發展水平的指標之一，能夠定量研究稅收競爭對制造業全要素生產率的影響，從稅收角度提出實現制造業高質量發展的舉措，對于實現我國經濟增長方式轉變十分關鍵。

目前很多學者研究稅收競爭對生產率的影響，研究觀點主要有3種：

（1）稅收競爭促進了生產率。鄭寶紅和張兆國 （2018）認為稅收競爭通過優化要素市場資源配置、緩解企業融資約束、促進企業研發投入和人力資本投入促進了企業全要素生產率［1］。于文超等 （2015）認為減少企業的稅負有利于增加稅后利潤，擴大生產性領域的投資，從而提高企業生產率［2］。劉偉江和呂鐲 （2017） 通過構造空間SLX模型，實證發現本地區的稅收激勵、其他地區的稅收競爭以及二者的總效應，均能促進本地區高技術產業全要素生產率［3］。

（2）稅收競爭抑制了生產率。唐飛鵬等認為轄區間為了吸引企業入駐，競相采取的稅收優惠政策可能削弱財政收入，降低地方政府提供公共品的能力，導致公共品外部性減少進而抑制生產率［4，5］。 Rodrik （2004） 認為企業會為了獲得稅收優惠而尋租，而不是將資源用于全要素生產率的提高［6］。 彭馨 （2018） 利用1998～2006年的中國工業企業數據，實證發現營業稅的整體和省內競爭不利于企業生產率［7］。

（3）稅收競爭對生產率的影響并非線性。朱玉飛和安磊 （2018）通過實證發現企業稅收負擔與企業全要素生產率呈倒U型關系［8］。楊莎莉等（2019）認為，一定程度的稅收優惠能夠促進企業全要素生產率，但是當稅收優惠超過一定程度后，會降低企業研發投入的積極性，不利于企業全要素生產率的提升［9］。許依敏 （2018） 以2008～2015年部分制造業上市公司為對象，構建門檻效應模型進行實證檢驗，得出企業所得稅、流轉稅均存在對全要素生產率由促進轉為抑制的門檻值［10］。

以往研究主要從微觀企業層面研究了稅收優惠、稅率以及稅收激勵等對企業生產效率的影響，本文在已有研究的基礎上試圖在以下方面做出創新： （1）在研究視角方面，本文主要聚焦制造業，從稅收總量和結構上，研究總稅收、所得稅、增值稅競爭對制造業全要素生產率的影響，豐富了研究視角； （2）本文通過構建門檻效應模型，進一步探討總稅收、所得稅和增值稅競爭對制造業全要素生產率的非線性關系。

1 理論分析與假說提出

征稅會扭曲資源的配置，無序的稅收競爭會嚴重偏離稅收中性的原則，增加稅收競爭的成本，帶來經濟的不效率［11］。對微觀企業來說，稅收優惠會降低企業的生產成本，提高企業的產品收益率，影響企業的投資結構。近幾十年來，在唯GDP的考核機制下，地方政府為了提升當地的經濟增長速度，競相利用稅收優惠、財政返還、削減地價的方式給予部分行業優惠，鼓勵企業擴大投資，甚至造成了非理性的投資，導致我國產業的同構化與產能過剩。此外，部分學者認為，轄區間以降低稅負的形式招商引資，會降低財政收入，公共品的提供相應減少。這不僅會降低已有企業的生產率，而且還會反過來影響資本與勞動的流入，不利于當地制造業全要素生產率的提升［4，5］。

在稅制結構方面，企業所得稅是地方政府稅收競爭的重要形式。增值稅是我國第一大稅種，主要在生產環節征稅，它與所得稅一起構成了制造業企業最重要的稅負。因此，地方政府針對制造業企業展開的稅收競爭，主要是圍繞所得稅與增值稅的競爭。在征收對象上，所得稅涉及的是所有行業的企業，增值稅則針對工業企業［12］，制造業作為工業的主要組成部分，是增值稅貢獻的主體。制造業相比其他行業具有研發周期長、見效慢的特點，因此所得稅優惠可能引起資本流向投資回報快的行業，從而減少流入制造業的資本要素，不利于制造業企業技術創新和擴大規模。與所得稅優惠不同，地方政府在增值稅上的優惠會使得更多的要素資源流入制造業，有利于制造業企業研發創新、擴大規模，形成集聚經濟。創新是制造業的靈魂，提高研發投入，是提升制造業生產效率的根本舉措。而且制造業的集聚會通過知識、技術外溢效應帶來額外的技術進步，進一步提升企業生產率［13］。在優惠方式上，增值稅是直接進行稅收減免，所得稅則是通過先征后返或者補貼的方式［14］，這使企業在最需要研發資金的時候，由于征稅反而加重企業的納稅負擔［15］。在征稅方式上，增值稅是對增加值部分征稅，而且可以進項稅額抵扣，不存在重復征稅，因此有促進行業分工專業化的功能［16］，有利于提高各個環節的生產效率。

基于以上分析，提出以下假說：

假說1：地方政府在總量上的稅收競爭不利于提高制造業全要素生產率。在稅制結構上，地方政府在所得稅上的稅收競爭不利于提高制造業全要素生產率，在增值稅上的稅收競爭有利于提高制造業全要素生產率。

在經濟較發達的地區，地方政府財政充裕，地方政府可以將更多的資金投資于公共基礎設施、教育等方面，改善企業生產經營的外部環境，容易吸引企業到當地投資 （Combes等， 2010）［17］，從而擴大規模形成制造業集聚，獲得規模效應與溢出效應。同時，經濟發達地區通常具有發達的金融服務業，這緩解了制造業企業面臨的融資約束，加之經濟發達地區的市場競爭更激烈，企業更有能力也更有意愿進行研發創新。上述因素在一定程度上抵消了稅收競爭對資源配置的扭曲作用，緩解了稅收競爭對制造業全要素生產率的抑制程度。

在稅制結構方面，如上文分析，所得稅競爭會使流入制造業的資本要素減少，但是發達經濟地區的公共品供給充分，基礎設施完善，而且擁有良好的營商環境，對要素資本有足夠的吸引力，因此前述情況不復存在。此外，在經濟發達地區金融服務業發展較好，企業可從金融機構提前獲得資金，改善由于先征后返的優惠方式帶來資金的時滯問題。因此所得稅優惠可能會促進制造業企業進行研發項目的投資和擴大規模，提升生產效率。

增值稅不僅涉及征繳環節，還涉及抵扣環節。相對經濟不發達地區，發達地區企業的生產經營業務豐富，產業鏈完善，增值稅征繳抵扣規范健全，更有利于發揮增值稅的專業分工作用，提高生產效率。同時在經濟發達地區，同行業企業數量眾多，制造業作為高度依賴技術進步的行業，發達地區更愿意將增值稅優惠的結余資金用于研發投入，以保持在競爭中的優勢地位，提升生產效率。

基于以上分析，提出以下假說：

假說2：在經濟較為發達的地區，地方政府在稅收總量上的競爭使制造業全要素生產率的抑制作用得到緩解。

假說3：經濟發展到一定程度后，所得稅競爭對制造業全要素生產率的作用將由抑制轉變為促進。而經濟越發達的地區，增值稅競爭對制造業全要素生產率的促進作用越強。

2 實證設計

2.1 計量模型設定

為了分析稅收競爭對制造業全要素生產率的影響，本文首先建立模型 （1）以檢驗研究假說。

其中，下標i和t分別代表第i省第t年，TFPit代表制造業全要素生產率，Compeit代表稅收競爭。Xit代表可能影響制造業全要素生產率的一系列控制變量，具體包括：外商直接投資、研發投入、人均國內生產總值、人力資本。μi和σt代表個體和時間固定效應，εit為隨機干擾項。

2.2 變量及數據說明

（1）被解釋變量：制造業全要素生產率。借鑒已有學者的做法，本文采用DEA的Malmquist指數方法來測算制造業全要素增長率，該方法的原理是利用兩個時期距離函數的比例來計算投入產出效率。可將全要素增長率 （TFP）分解為技術效率指數 （EFFCH）與技術進步指數 （TECH）兩個部分。基于數據的可獲得性，本文選取制造業中21個行業作為分析對象，選取這些行業工業銷售總產值作為產出指標，固定資產凈值和從業人員年平均數作為投入指標。該方法測算得到的生產率是相對上一年的變化率，參考部分學者的做法，將其換算為絕對全要素生產率。

（2）核心解釋變量：稅收競爭指標借鑒付勇和張宴 （2015）［18］的做法， 采用式 （2） 計算。

在式 （2）中，Tax表示稅收收入總和，GDP表示生產總值總和，t代表年份，i代表省份，j＝1，2，3，分別代表總稅收、企業所得稅和增值稅。Taxij／GDPt表示t年j項稅收所有樣本地區的平均稅負率，Taxitj／GDPit表示第i個省份t年的第j項稅收的平均稅負率。該指標越大，稅收競爭程度越高。

（3）控制變量：①外商直接投資，以外商直接投資額占生產總值之比表示，由于 《中國統計年鑒》中外商直接投資以美元為單位，本文采用各個年度的人民幣平均匯率進行換算；②研發投入，以研究與試驗發展經費內部支出與生產總值的比值表示；③人均生產總值，以萬元為單位；④人力資本，采用就業人員中大專及以上人口比重乘以100并取其對數。

（4）數據說明。樣本由2007～2018年30個省級層面的面板數據組成，考慮到西藏和港、澳、臺地區數據缺失嚴重，故在樣本中將以上地區剔除。各變量原始數據來源：《中國統計年鑒》、《中國工業統計年鑒》、Wind數據庫。具體變量描述性統計見表1。

3 實證結果分析

本文對模型 （1）進行豪斯曼檢驗，檢驗結果顯示6個模型適用于固定效應模型，3個模型適合用隨機效應模型。

3.1 基準回歸結果

列 （2）～（4）分別檢驗了總稅收競爭、所得稅競爭與增值稅競爭對制造業全要素生產率的影響，其中總稅收競爭、所得稅競爭的估計系數在1%的顯著性水平下為負，說明總稅收競爭、所得稅競爭不利于制造業全要素生產率的提升。增值稅競爭系數在5%的顯著性水平下為正，說明增值稅競爭促進了制造業全要素生產率的提升。回歸結果支持假說1。

控制變量中，研發投入系數在1%的顯著性水平上為負，說明我國的研發經費投入并沒有促進制造業全要素生產率的提升，得到類似結論的有傅元海等 （2016）［19］。人均GDP的估計系數在1%的顯著性水平上顯著為正，說明人均報酬越高的地區，工人勞動積極性越高，同時收入的增加使工人可以學習新技術，進一步促進了制造業全要素生產率的提升。

表1 變量的描述性統計

表2 基準回歸結果

3.2 內生性處理

理論上，稅收競爭與制造業全要素生產率之間存在雙向因果關系。稅收優惠的增加，通過改變公共產品的供給水平以及影響企業的投資決策，影響制造業全要素生產率；制造業企業生產效率的提高也會增加當地稅收收入，進而影響稅收競爭程度，因此模型可能存在內生性。本文選擇總稅收競爭、所得稅競爭、增值稅競爭的一階滯后項作為相應內生變量的工具變量，進行兩階段最小二乘估計，回歸結果表略。可以看出，在考慮內生性后，總稅收競爭、所得稅競爭系數在1%的顯著性水平上為負，增值稅競爭系數在5%的顯著性水平上為正，與基準回歸結果一致，不存在謬誤回歸。

3.3 穩健性檢驗

本文分別通過替換指標與抽取子樣本的方法進行穩健性檢驗，借鑒唐飛鵬 （2017）［5］的方法，通過等式構建稅收競爭指標進行穩健性檢驗，交互項代表本地區與其他地區的稅收競爭策略互動的結果。Wi，j代表經濟地理矩陣，主要是考慮到即使是相鄰地區，經濟發展的差異程度不同，兩個省份的稅收競爭策略互動也不同。經濟地理矩陣參照林光平等 （2005）［20］的做法：W?＝W?·E，W為普通的地理相鄰矩陣，即相鄰省份標記為1，不相鄰省份標記為0，廣東和海南距離較近視為相鄰。矩陣E主要描述經濟差異情況，， 其中，Eij＝ 0，、代表第i、j個省份2007～2018年的人均GDP。表3中的列 （2）～（4）報告了以經濟地理矩陣構建的稅收競爭指標的回歸結果，核心解釋變量的系數符號與基準回歸一致，且均是顯著的。

因為西部地區的經濟發展比較落后，稅收競爭比較激烈，本文選取西部地區進行子樣本檢驗。表3中的列 （5）～（7）報告了子樣本的回歸結果，其中總稅收競爭在10%的顯著性水平上為負，增值稅競爭在1%的顯著性水平上為正。所得稅競爭的估計系數為負但不顯著，這可能是因為西部地區經濟發展落后，技術設施不完善，營商環境次于東、中部地區。此時，所得稅優惠能夠起到招商引資的作用，帶動西部地區經濟發展，一定程度上緩解了所得稅競爭對制造業全要素生產率的抑制作用。

表3 穩健性檢驗結果

綜上，在進行指標替換和子樣本的檢驗后，本文的結論仍具有一定穩健性。

4 進一步討論：門檻效應分析

4.1 面板門檻模型的設定

由于各個地區的經濟發展水平不同，稅收競爭的空間及策略有差異，對制造業全要素生產率的影響可能存在非線性關系。據此，本文借鑒Hansen（1999）［21］提出的門檻效應模型，并以人均GDP為門檻變量，構建如下的模型進行實證分析：

5.經營收支結余彌補不正確。如經營收支不匹配，經營結余未進行分配，經營虧損用事業基金彌補。這種處理不符合《事業單位會計制度》的規定。主要是會計人員不熟悉業務導致。

其中，pergdp為門檻變量，代表各地區的經濟發展水平，γ為特定的門檻值，I（·）為示性函數，其余變量與 （1）中含義相同。

4.2 門檻效應的檢驗

利用Stata 14.0軟件依次在存在1個、2個和3個門檻的設定下對模型 （3）進行估計，并采用Hansen（1999）［21］的自抽樣法進行門檻效應檢驗，具體的檢驗結果如表4所示。

表4 稅收競爭門檻估計結果

圖1 總稅收競爭的門檻估計值和置信區間

從表4中可以看出，以人均GDP為門檻變量的總稅收競爭、所得稅競爭、增值稅競爭門檻模型估計中，單一門檻效應均在1%的顯著性水平上顯著，雙重門檻分別在10%、5%、10%的顯著性水平上顯著，三重門檻效應均不顯著，說明3個模型的門檻個數均至少有2個且又小于3個。綜上，本文以雙重門檻效應模型對總稅收競爭、所得稅競爭、增值稅競爭模型進行相應的估計和分析。

表4中顯示，總稅收競爭的雙重門檻模型的門檻值分別為1.945和3.946，似然比函數圖如圖1所示，門檻參數估計量是指似然比檢驗統計量LR為0時γ的取值。因此，總稅收競爭門檻估計值可以將樣本分成人均GDP小于1.945萬元，人均GDP介于1.945萬元與3.946萬元之間以及人均GDP高于3.946萬元3個組別。

所得稅競爭的雙重門檻模型的門檻值分別為2.412和4.065，似然比函數圖如圖2所示。因此，所得稅競爭門檻估計值可以將樣本分成人均GDP小于2.412萬元，人均GDP介于2.412萬元與4.065萬元之間以及人均GDP高于4.065萬元3個組別。

增值稅競爭的雙重門檻模型的門檻值分別為1.945和3.946，似然比函數圖如圖3所示。因此，增值稅競爭門檻估計值可以將樣本分成人均GDP小于1.945萬元，人均GDP介于1.945萬元與3.946萬元之間以及人均GDP高于3.946萬元3個組別。

圖2 所得稅競爭的門檻估計值和置信區間

圖3 增值稅競爭的門檻估計值和置信區間

4.3 模型估計與分析

表5 門檻模型的估計結果

從表5的總稅收競爭門檻模型的估計結果可以看出，當人均GDP小于1.945萬元時，稅收競爭的估計系數在1%的顯著性水平上為負，當人均GDP介于1.945萬元與3.946萬元之間時，稅收競爭的估計系數進一步減小，在5%的顯著性水平上為負。當人均GDP高于3.946萬元時，稅收競爭的估計系數更小，且不顯著。說明在經濟發達的地區，總稅收競爭對制造業全要素生產率的抑制作用得到緩解，回歸結果支持假說2。

由所得稅競爭門檻模型的估計結果可以看出，當人均GDP小于2.412萬元時，所得稅競爭的估計系數在1%的顯著性水平上為負。當人均GDP介于2.412萬元與4.065萬元之間時，所得稅競爭的估計系數減小但是不顯著。當人均GDP高于4.065萬元時，所得稅競爭的估計系數在1%的顯著性水平下為正。說明經濟水平發展到一定程度后，所得稅競爭對制造業全要素生產率的作用將由原來的抑制轉為促進。

另外，從增值稅競爭的門檻模型估計結果可以看出，當人均GDP小于1.945萬元時，增值稅競爭的估計系數為負但是不顯著。當人均GDP高于1.945萬元后，估計系數逐漸增大同時顯著性水平也逐漸提高。說明隨著人均GDP的提升，增值稅競爭對制造業全要素的促進作用亦增強。

綜上，回歸結果支持假說3。

5 結論與啟示

5.1 結 論

綜合以上實證分析，本文得出如下結論：

（1）從稅收總量上看，全國轄區內的總稅收競爭不利于制造業全要素生產率的提升。從稅收結構上看，全國轄區內的所得稅競爭抑制了制造業全要素生產率的提升，但是抑制作用弱于總量上的稅收競爭，增值稅競爭促進了制造業全要素生產率。

（2）稅收競爭對制造業全要素生產率的影響并非線性。總量上的稅收競爭對制造業全要素生產率的影響存在雙重門檻，隨著人均GDP的逐漸提高，抑制作用逐漸減弱。在稅收結構上，所得稅、增值稅競爭對制造業全要素生產率的影響存在雙重門檻，當人均GDP超過4.065萬元時，所得稅競爭對制造業全要素生產率的作用將由抑制轉變為促進；當人均GDP超過1.945萬元后，增值稅競爭的促進作用隨著GDP的提升逐漸增強。

5.2 建 議

根據以上結論，提出如下建議：

（1）合理劃分中央與地方政府的財權與事權，完善考核機制。過去地方政府財權與事權不對等，在唯GDP的考核機制下，地方政府競相進行稅收競爭，吸引資本投資，實現了經濟速度的增長，卻忽視了經濟質量上的提升。現在，依靠廉價土地、資源消耗的發展方式不再可行，要追求經濟的高質量發展，地方政府的考核目標更應該多樣化，防止稅收優惠的濫用，讓我國經濟快速踏上高質量發展的道路。

（2）健全增值稅優惠政策，規范完善增值稅抵扣制度。2016年實施 “營改增”改革后，我國制造業企業增值稅稅負加重，同時地方政府也失去了營業稅這個主稅種。2019年10月國務院明確規定保持增值稅在央地之間實行五五分享，我國的增值稅率相對其他國家仍較高，這意味著地方政府有更大動力及空間在增值稅上進行競爭。應該健全增值稅優惠政策，規范完善增值稅進項稅額的抵扣，盡量避免重復征稅，有效發揮增值稅競爭對制造業全要素生產率的提升作用。

（3）規范稅收優惠制度，實行差別化政策。通過本文的實證結論表明，經濟發展程度不同的地區，不同稅種的稅收競爭對制造業全要素生產率的作用不一致。因此，在制定稅收優惠政策時，應該防止一刀切，在規范稅收政策的同時，應注意結合各個地區的實際情況，制定不同的稅收優惠政策，實現制造業全要素的最大幅度提升。