王文甫 張 彤

(西南財經(jīng)大學(xué)，四川 成都 611130)

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

中共十九大報告指出，要“推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。這表明當(dāng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入到新階段時，更應(yīng)關(guān)注全要素生產(chǎn)率。鑒于地方政府在促成中國經(jīng)濟(jì)增長奇跡中的重要作用(張五常，2009)，政府和學(xué)界有必要關(guān)注作為地方政府基本行為特征的稅收競爭(周黎安，2004)對全要素生產(chǎn)率的影響。

已有研究大多從經(jīng)濟(jì)增長數(shù)量角度對稅收競爭的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行探討。例如，李濤等(2011)發(fā)現(xiàn)稅收競爭通常會作用于生產(chǎn)要素配置來間接影響經(jīng)濟(jì)。Thomas et al.(1994)認(rèn)為稅收優(yōu)惠不一定會吸引外來投資，因為理性的企業(yè)會意識到稅收優(yōu)惠可能導(dǎo)致地方政府財力不足，進(jìn)而使得地方政府未來有背棄承諾提高稅率的激勵。李永友等(2008)認(rèn)為轄區(qū)間財政競爭會使轄區(qū)吸收FDI溢出效應(yīng)的能力下降，從而導(dǎo)致FDI的增長效應(yīng)降低。于海峰(2008)發(fā)現(xiàn)稅收競爭引致的要素流動會使地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距、財力差距不斷擴(kuò)大。程風(fēng)雨(2016)發(fā)現(xiàn)稅收競爭的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)以貿(mào)易開放度為門檻存在非線性關(guān)系。高琳等(2018)認(rèn)為地方競爭的增長效應(yīng)會隨著時間的推移而逐漸減弱，當(dāng)前地方政府的競爭模式已成為阻礙經(jīng)濟(jì)效率提升的重要因素。范欣等(2020)發(fā)現(xiàn)地方政府稅收競爭會造成市場分割等問題，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長。但從經(jīng)濟(jì)增長效率角度，即全要素生產(chǎn)率角度出發(fā)來分析稅收競爭經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的文獻(xiàn)相對較少，僅有的一些文獻(xiàn)也只考慮到全要素生產(chǎn)率受本地區(qū)稅收競爭的影響，同時也忽略了全要素生產(chǎn)率的空間相關(guān)性。例如，吳振球等(2013)基于固定效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)稅收競爭顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提升，且存在W形特征的滯后效應(yīng)。秦琳貴等(2020)基于動態(tài)效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)稅收競爭會促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。值得注意的是，由于稅收競爭會影響要素流動進(jìn)而通過產(chǎn)業(yè)集聚渠道來影響經(jīng)濟(jì)增長，因此全要素生產(chǎn)率在受到本地區(qū)稅收競爭強(qiáng)度影響的同時，還會受到鄰近地區(qū)的影響。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：(1)從研究視角來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多從經(jīng)濟(jì)增長角度分析稅收競爭對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文則從全要素生產(chǎn)率角度出發(fā)，探討稅收競爭的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，豐富了稅收競爭經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究；(2)從研究方法來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多使用非空間計量模型，本文則考慮到全要素生產(chǎn)率的空間正相關(guān)性以及稅收競爭的空間負(fù)外溢性，使用空間杜賓模型分析稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的直接效應(yīng)和空間效應(yīng)，計量分析更加嚴(yán)謹(jǐn)，研究結(jié)果更為全面可靠；(3)從研究內(nèi)容上看，本文通過對稅收競爭影響全要素生產(chǎn)率內(nèi)在機(jī)理的挖掘，發(fā)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)集聚這一作用機(jī)制，并進(jìn)行了實證檢驗，有助于深入理解稅收競爭與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。

二、理論分析及假說提出

出于經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)或稅收目標(biāo)，地方政府往往可能利用稅收工具展開稅收競爭。作為稅收競爭的主體，依據(jù)公共選擇學(xué)派理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，地方政府追求的是財政收入最大化。為達(dá)到這一目標(biāo)，地方政府會以降低實際稅率的方式來擴(kuò)大稅基。而當(dāng)部分地方政府通過降低稅率獲益時，會引致其他地方政府也參與到該過程中來。這就是地方政府間橫向稅收競爭。以稅收優(yōu)惠、財政返還、財政補(bǔ)貼為主要手段的稅收競爭通過降低企業(yè)實際稅率，削弱了稅收對勞動、投資等要素的扭曲作用，減輕了企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，降低了企業(yè)經(jīng)營成本，提高了企業(yè)經(jīng)濟(jì)效率和企業(yè)活力，進(jìn)而帶動了本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升。尤其在當(dāng)前創(chuàng)新驅(qū)動導(dǎo)向下，地方政府競爭的目標(biāo)已從大力提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長速度轉(zhuǎn)向提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效率(卞元超 等，2017)。經(jīng)濟(jì)增效目標(biāo)會促使地方政府在開展競爭時將目光更多地轉(zhuǎn)向新興產(chǎn)業(yè)、高科技產(chǎn)業(yè)企業(yè)，這些企業(yè)本身具有很強(qiáng)的技術(shù)溢出效應(yīng)，可以帶動區(qū)域經(jīng)濟(jì)效率的整體上升。對企業(yè)而言，為爭取政府的優(yōu)惠措施，企業(yè)會優(yōu)化內(nèi)部投資結(jié)構(gòu)，將更多資源投向創(chuàng)新領(lǐng)域，提升了企業(yè)創(chuàng)新效率，進(jìn)而帶動了本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。因此，提出：

假說1：稅收競爭會顯著提升本地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

稅收競爭是地方政府爭奪流動性要素的主要手段，當(dāng)一個地區(qū)實施優(yōu)惠稅率或給予財政補(bǔ)貼時，會使得外部要素“趨利性”流入。要素流入地企業(yè)則可以利用這些要素擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模或經(jīng)營范圍，提高了企業(yè)發(fā)展速度和產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)展水平，有助于培育本地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢。依據(jù)新地理經(jīng)濟(jì)學(xué)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)活動在一定范圍內(nèi)產(chǎn)生集聚現(xiàn)象時，一方面，會形成較大的市場規(guī)模，促成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的出現(xiàn)，不僅降低了企業(yè)生產(chǎn)和運輸?shù)某杀?，也有助于不同產(chǎn)業(yè)間依據(jù)關(guān)聯(lián)性和互補(bǔ)性形成產(chǎn)業(yè)間協(xié)作機(jī)制，提高企業(yè)間技術(shù)協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，進(jìn)而提升全要素生產(chǎn)率水平；另一方面，經(jīng)濟(jì)活動的集聚也有助于知識、技術(shù)在企業(yè)間的快速傳播擴(kuò)散(Gilbert et al.，2007)，從而使得落后企業(yè)有機(jī)會、有渠道學(xué)習(xí)吸收先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)，進(jìn)而提高自身生產(chǎn)效率。此外，地方政府依據(jù)國家區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略以及自身稟賦開展的有針對性的稅收競爭，一定程度上還可以聯(lián)合本地區(qū)相同產(chǎn)業(yè)或類似產(chǎn)業(yè)，減少了企業(yè)交易成本和競爭費用，放大了產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，也避免了同質(zhì)化的無序競爭，高效率地將區(qū)域經(jīng)濟(jì)制度優(yōu)勢轉(zhuǎn)變?yōu)閲抑卫硇?，極大提升了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效率。因此，提出：

假說2：稅收競爭會通過產(chǎn)業(yè)集聚渠道提升地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

反觀要素流出地，要素“趨利性”外流損害了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)，抑制了本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。地區(qū)稅基的流失無法確保地方政府有充足的自有財力去開展基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，也無法提供足夠的教育醫(yī)療等公共品去培育優(yōu)質(zhì)人力資源，不利于當(dāng)前地區(qū)經(jīng)濟(jì)效率的提升和產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢的形成。產(chǎn)業(yè)集聚程度的弱化又進(jìn)一步增加了企業(yè)交易成本，降低了企業(yè)投入產(chǎn)出效率，同樣也阻礙了知識、技術(shù)在企業(yè)間的傳播，不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，進(jìn)而拖累了區(qū)域全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步。但受文化習(xí)慣以及與空間距離相關(guān)的遷移成本的影響，資本在流動時往往呈現(xiàn)明顯的地域特征(Anselin et al.，1996)，即更容易在空間地理上鄰近的地區(qū)間進(jìn)行流動。地方政府在招商引資時著重關(guān)注周邊地區(qū)稅收優(yōu)惠政策的舉動便印證了這一點(劉清杰 等，2019)。因此，稅收競爭的空間效應(yīng)在地理鄰近地區(qū)比較大。此外，隨著國家區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略的逐步擴(kuò)大，地區(qū)間合作越來越緊密，期望形成相互促進(jìn)、相互補(bǔ)充的發(fā)展格局。依據(jù)政治錦標(biāo)賽理論，即使地方政府合作可以實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)上的共贏，但若合作有改變官員政治相對位序的可能，這種合作也是無法順利達(dá)成的，尤其是在經(jīng)濟(jì)實力較為接近的地區(qū)，地方政府更傾向于競爭而非合作。因此，稅收競爭的空間效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)實力接近的地區(qū)較大。據(jù)此，提出：

假說3：稅收競爭在地理鄰近地區(qū)和經(jīng)濟(jì)鄰近地區(qū)存在空間負(fù)外溢性。

三、研究設(shè)計

(一) 變量選取與數(shù)據(jù)處理

1.解釋變量：稅收競爭

2.被解釋變量：全要素生產(chǎn)率

本文使用DEA-Malmquist指數(shù)法測算全要素生產(chǎn)率。這是因為較常用的三種方法中，索洛余值法要求生產(chǎn)函數(shù)具有規(guī)模報酬不變的性質(zhì)，但在現(xiàn)實中往往不滿足；隨機(jī)前沿法也需要提前設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，且在處理測度誤差時，會造成一定的測量偏誤；DEA-Malmquist指數(shù)法為非參數(shù)方法，不需要設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，避免了函數(shù)設(shè)定錯誤帶來的誤差，同時也允許無效率的存在，相對來講，較為合理。在具體測算中，DEA-Malmquist指數(shù)法所需的投入指標(biāo)選取資本和勞動，其中，勞動投入為各市就業(yè)人口數(shù)，資本存量則參照張軍等(2004)的思路使用永續(xù)盤存法計算。特別說明的是，基期資本存量計算的時間越早，估算的實際資本存量越準(zhǔn)確，鑒于年鑒中可獲取的較為齊全的市級層面的相關(guān)數(shù)據(jù)最早可追溯到1991年，故本文選擇1991年為基期。DEA-Malmquist指數(shù)法所需的產(chǎn)出指標(biāo)采用以GDP平減指數(shù)折算出的各市實際GDP，并以2004年為不變價進(jìn)行了處理。

3.控制變量

本文選取的控制變量有：人力資本，采用普通高等學(xué)校在校生數(shù)與各地區(qū)人口數(shù)的比值來衡量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，采用第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比值來衡量；財政自給率，采用一般公共預(yù)算收入與一般公共預(yù)算支出的比重來衡量；經(jīng)濟(jì)增長率，采用國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率來衡量。

4.數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)為2005—2017年的全國(1)不包含港澳臺。市級面板數(shù)據(jù)，并對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：(1)鑒于直轄市與一般地級市不同，可能會導(dǎo)致直轄市地方政府與地級市地方政府對稅收競爭的反應(yīng)不同，為消除反應(yīng)差異可能對研究結(jié)論的影響，刪除直轄市數(shù)據(jù)；(2)刪除觀測期間行政區(qū)劃發(fā)生調(diào)整的地級市數(shù)據(jù)，如在觀測期間新設(shè)的地級市數(shù)據(jù)，或是發(fā)生縣級市與地級市轉(zhuǎn)換的數(shù)據(jù)；(3)刪除重要數(shù)據(jù)連續(xù)多年大幅度缺失的地級市數(shù)據(jù)，尤其是連續(xù)多年缺失從業(yè)人員數(shù)據(jù)和固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)，致使全要素生產(chǎn)率無法準(zhǔn)確測度的地級市數(shù)據(jù)；(4)對少數(shù)缺失數(shù)據(jù)采用滑動平均法補(bǔ)齊，以滿足空間計量模型對數(shù)據(jù)強(qiáng)平衡的要求。基于上述處理原則，本文最終保留了244個地級市的面板數(shù)據(jù)。本文所有變量的原始數(shù)據(jù)均來源于EPS(Easy Professional Superior)數(shù)據(jù)平臺(2)EPS(Easy Professional Superior)數(shù)據(jù)平臺，網(wǎng)址：https://www.epsnet.com.cn/index.html#/Home。以及中國經(jīng)濟(jì)社會大數(shù)據(jù)研究平臺(3)中國經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，網(wǎng)址：https://data.cnki.net/。，所有指標(biāo)均已剔除了價格因素的影響。變量說明及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計

(二)計量模型構(gòu)建

探討稅收競爭經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究方法主要有兩類：一類是非空間計量模型，例如面板模型(傅勇 等，2007)、面板門限模型(程風(fēng)雨，2016；唐飛鵬，2017)；另一類是空間計量模型(李濤 等，2011；李子豪 等，2018；鄧曉蘭 等，2019)。鑒于中國區(qū)域間經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在隨時間不斷加強(qiáng)的空間正相關(guān)性(4)出于嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，本文也測算了樣本在觀測期間的全域莫蘭指數(shù)，結(jié)果表明地級市的全要素生產(chǎn)率存在明顯的空間正相關(guān)性。(潘文卿，2012；張可 等，2014)，若采用非空間計量模型顯然會忽略經(jīng)濟(jì)在地區(qū)間的交互狀態(tài)，這是不合理的。因此，空間計量模型更為合理。此外，本文重點關(guān)注地方政府間橫向稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的影響，由理論分析可知，全要素生產(chǎn)率不僅會受到本地區(qū)稅收競爭的影響，同樣也會受到鄰近地區(qū)的影響，因此，計量模型中應(yīng)納入稅收競爭的空間滯后項。綜上，在研究稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的影響時，使用同時包含全要素生產(chǎn)率空間滯后項和稅收競爭空間滯后項的空間杜賓模型更為合理。

具體而言，本文主要借鑒沈坤榮等(2006)研究稅收競爭經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的框架，并進(jìn)行了相應(yīng)拓展：一是優(yōu)化模型設(shè)定方法，選取嵌套空間滯后模型和空間誤差模型的空間杜賓模型，考慮了解釋變量空間滯后項與被解釋變量之間的關(guān)系；二是優(yōu)化模型估計方法，采用極大似然估計MLE方法(Besley et al.，1995；Bordignon et al.，2003)和聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，來克服解釋變量中包含空間滯后被解釋變量，即違背解釋變量嚴(yán)格外生假定帶來的估計偏誤問題；三是拓寬模型適用范圍，通過將被解釋變量設(shè)定為全要素生產(chǎn)率，把分析框架擴(kuò)展到全要素生產(chǎn)率領(lǐng)域。

模型設(shè)定如下：

(1)

其中：y為被解釋變量全要素生產(chǎn)率，x為解釋變量稅收競爭程度，h為控制變量組合，αi為個體效應(yīng)，λt為時間效應(yīng)，εit為誤差項，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)。W為空間權(quán)重矩陣，為N×N的對稱矩陣，其對角線元素wii均為0，其余元素wij表示地級市i與地級市j在空間上的相關(guān)關(guān)系?；谇拔牡姆治?，選取經(jīng)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的一階地理鄰接矩陣以及鄰近經(jīng)濟(jì)矩陣作為本文的空間權(quán)重矩陣。對于一階地理鄰接矩陣，本文按照地級市在地理之間是否相鄰對矩陣元素進(jìn)行取值，相鄰則wij取1，不相鄰則wij取0。對于鄰近經(jīng)濟(jì)矩陣，本文采用兩個地級市人均GDP之差的絕對值衡量經(jīng)濟(jì)距離dij，用經(jīng)濟(jì)距離的倒數(shù)定義矩陣元素wij。因此，當(dāng)?shù)丶壥薪?jīng)濟(jì)發(fā)展水平越接近時，經(jīng)濟(jì)距離dij越小，矩陣元素wij越大，兩者間的空間權(quán)重系數(shù)越大。

四、實證分析

(一)基本回歸分析

如前所述，本文采用基于一階地理鄰接矩陣和鄰近經(jīng)濟(jì)矩陣的空間杜賓模型研究稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的影響，并使用極大似然估計方法和聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。具體結(jié)果見表2，其中，列(1)、(2)是鄰近距離權(quán)重下的回歸結(jié)果，列(3)、(4)是經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下的回歸結(jié)果。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

可以看到：第一，全要素生產(chǎn)率的空間滯后項在列(1)～(4)均通過了1%的顯著性檢驗，表明全要素生產(chǎn)率存在顯著的空間正相關(guān)性，這也進(jìn)一步驗證了在計量模型中納入全要素生產(chǎn)率空間滯后項的正確性。第二，稅收競爭的系數(shù)顯著為正且通過了1%的顯著性檢驗。驗證了假說1。地方政府間橫向稅收競爭降低了本地區(qū)企業(yè)的實際稅率，減輕了企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，削弱了稅收對經(jīng)濟(jì)活動的扭曲作用，并且稅收競爭對企業(yè)創(chuàng)新投入有正向激勵作用，有效提升了企業(yè)生產(chǎn)效率，進(jìn)而帶動了地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高。第三，稅收競爭的空間滯后項系數(shù)顯著為負(fù)且通過了1%的顯著性檢驗，表明鄰近地區(qū)稅收競爭強(qiáng)度的增加顯著抑制本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升。驗證了假說3。這主要是因為鄰近地區(qū)稅收競爭強(qiáng)度的增加會致使本地區(qū)要素大量外流，削減了本地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，降低規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和知識技術(shù)外溢效應(yīng)，進(jìn)而抑制了本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提升。

再來看控制變量：人力資本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對全要素生產(chǎn)率影響甚微。中國產(chǎn)業(yè)鏈一直處于中低端水平，相應(yīng)地就業(yè)崗位也以中低技能為主，低人力資本顯然很難促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升。與此同時，高等教育形成的有限人力資本大批量涌入非生產(chǎn)性的虛擬部門(李飚 等，2019)，導(dǎo)致以制造業(yè)為代表的實體部門人力資本水平遠(yuǎn)低于最優(yōu)規(guī)模，創(chuàng)新速度緩慢，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化帶來的積極效應(yīng)很難體現(xiàn)在全要素生產(chǎn)率的提升上。財政自給率和經(jīng)濟(jì)增長率顯著提升全要素生產(chǎn)率。本地市經(jīng)濟(jì)增長速度快、財政自給率高，地方政府才有財力給予企業(yè)研發(fā)投入以支撐或是補(bǔ)貼，進(jìn)而提升企業(yè)創(chuàng)新效率。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為避免測量指標(biāo)的片面性、遺漏變量等問題以及點估計效應(yīng)可能帶來的測量誤差，本文采取如下方法來保證實證結(jié)論的穩(wěn)健性：一是控制了人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、財政自給率和經(jīng)濟(jì)增長率變量。結(jié)果如表2列(2)、(4)所示，符號與顯著性未發(fā)生顯著變化。二是改變解釋變量稅收競爭的測度方法。用樣本地級市的總稅收收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值加總值的比值除以地級市宏觀稅負(fù)水平進(jìn)行衡量，重新回歸表2列(2)、(4)，結(jié)果如表3列(1)、(2)所示，符號與顯著性未發(fā)生顯著變化。三是改變被解釋變量全要素生產(chǎn)率的測度方法。利用控制函數(shù)法中的LP法和OP法計算全要素生產(chǎn)率，再重新回歸表2列(2)、(4)，結(jié)果如表3列(3)～(6)所示，符號與顯著性水平均未發(fā)生顯著性變化。四是減少研究偏誤。LeSage et al.(2013)認(rèn)為使用點估計檢驗空間溢出效應(yīng)可能會導(dǎo)致結(jié)論錯誤，應(yīng)采用偏導(dǎo)數(shù)的形式將影響效應(yīng)分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，來盡可能地減少研究偏誤。本文也借鑒該思路進(jìn)行了效應(yīng)分解，結(jié)果如表4所示，列(1)～(3)是鄰近距離權(quán)重下的結(jié)果，列(4)～(6)是經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重下的結(jié)果，可以看到，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果大致相同。由此可見，表2的回歸結(jié)論總體上是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

表4 空間效應(yīng)分解結(jié)果

五、進(jìn)一步分析

(一)全要素生產(chǎn)率的分解

在規(guī)模報酬變動前提下，全要素生產(chǎn)率的增加可歸結(jié)為企業(yè)在理想狀態(tài)下能夠達(dá)到的技術(shù)水平的增加，即生產(chǎn)前沿面的移動、對現(xiàn)有技術(shù)利用程度的增強(qiáng)以及經(jīng)營規(guī)模擴(kuò)大帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)三種情形。因此，為了進(jìn)一步研究全要素生產(chǎn)率變化的來源，將被解釋變量全要素生產(chǎn)率用DEA-Malmquist指數(shù)法進(jìn)一步細(xì)分為技術(shù)進(jìn)步(techch)、純技術(shù)效率(pech)以及規(guī)模效率(sech)三項后進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。稅收競爭同時作用于技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率以及規(guī)模效率來促進(jìn)本轄區(qū)全要素生產(chǎn)率提升，但從作用程度上看，技術(shù)進(jìn)步受到的影響最大，純技術(shù)效率次之，規(guī)模效率最小。就是說，稅收競爭可以極大促進(jìn)企業(yè)的最優(yōu)產(chǎn)出水平，進(jìn)而提升企業(yè)技術(shù)進(jìn)步；也可以較好地縮短企業(yè)實際產(chǎn)出與最優(yōu)產(chǎn)出的距離，提升企業(yè)純技術(shù)效率；還可以擴(kuò)大企業(yè)經(jīng)營規(guī)模來提高規(guī)模效率。但是，作用力度依次遞減。

表5 全要素生產(chǎn)率分解回歸結(jié)果

可能的原因為：地方政府在稅收競爭中給予財政補(bǔ)貼或是讓渡部分應(yīng)繳稅金的企業(yè)一般是自身經(jīng)營業(yè)績好、對本地財政收入有較大貢獻(xiàn)、擁有較大技術(shù)創(chuàng)新項目的企業(yè)(陳志軍，2017)。給予這些企業(yè)優(yōu)惠政策促使企業(yè)自身有動力加大科研費用投入、提升創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)換率，極大提升了企業(yè)最優(yōu)產(chǎn)出水平，即提升了企業(yè)技術(shù)進(jìn)步。稅收競爭也通過產(chǎn)業(yè)集聚的方式，促使企業(yè)之間加深交流合作，有利于提高企業(yè)對現(xiàn)有技術(shù)的把握程度，較大程度上提高了純技術(shù)效率。此外，稅收競爭在吸引要素流入的同時，伴隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，規(guī)模經(jīng)濟(jì)必然會發(fā)生，進(jìn)而提高了企業(yè)經(jīng)營效率和創(chuàng)新效率，但企業(yè)“自利性”特質(zhì)必然也會使內(nèi)部經(jīng)營管理難度增大，與外部企業(yè)的分工聯(lián)合存在一定保留，進(jìn)而導(dǎo)致一定的效率損失，因此，稅收競爭引發(fā)規(guī)模效率提升的效果要小一些。

(二)作用機(jī)制分析

以產(chǎn)業(yè)集聚為被解釋變量，地理鄰接矩陣和經(jīng)濟(jì)距離矩陣為空間權(quán)重矩陣，采用基準(zhǔn)模型的設(shè)定形式回歸后的結(jié)果見表6。首先，產(chǎn)業(yè)集聚的空間滯后項系數(shù)顯著為正，即鄰近地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)集聚水平會互相影響。這也從側(cè)面印證了空間計量模型選取的正確性。其次，稅收競爭的系數(shù)顯著為正，表明稅收競爭通過吸引要素流入很好地培育了本地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，產(chǎn)業(yè)集聚又通過技術(shù)溢出效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)帶動了區(qū)域全要素生產(chǎn)率提升。最后，稅收競爭空間滯后項的系數(shù)顯著為負(fù)，存在顯著的空間負(fù)外溢性，表明鄰近地區(qū)稅收競爭程度的提高會使得本地區(qū)要素流出，損害了本地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢的發(fā)展，進(jìn)而降低了本區(qū)域全要素生產(chǎn)率。以上檢驗很好地揭示了“地方政府間橫向稅收競爭→產(chǎn)業(yè)集聚→全要素生產(chǎn)率”的作用渠道。驗證了假說2。

表6 作用機(jī)制回歸結(jié)果

(三)地區(qū)異質(zhì)性分析

本文通過將樣本劃分為東、中、西部地區(qū)三部分，進(jìn)行分樣本回歸來驗證區(qū)位差異是否會對基準(zhǔn)結(jié)論產(chǎn)生影響，結(jié)果如表7所示。首先，全要素生產(chǎn)率的空間滯后項在所有地區(qū)均通過了1%的顯著性檢驗，即各區(qū)域內(nèi)的全要素生產(chǎn)率在地區(qū)之間存在正向關(guān)聯(lián)。其次，東部地區(qū)稅收競爭系數(shù)通過了5%的顯著性檢驗，稅收競爭的空間滯后項未通過5%的顯著性檢驗。就是說，在東部地區(qū)，稅收競爭可以提升全要素生產(chǎn)率且不存在顯著的空間負(fù)外溢性。潛在原因為：當(dāng)東部地區(qū)的稅收競爭強(qiáng)度增加時，位于東部地區(qū)的企業(yè)尤其是大量的技術(shù)密集型企業(yè)享受了低稅率，稅收扭曲作用以及企業(yè)創(chuàng)新成本均被削減，投入產(chǎn)出效率大幅提高，并且?guī)恿吮緟^(qū)域全要素生產(chǎn)率的提升。但由于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢已經(jīng)形成，區(qū)位鎖定效應(yīng)的存在使得東部地區(qū)內(nèi)開展的稅收競爭無法使得要素大幅流出，因而對本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響不明顯。最后，中西部地區(qū)稅收競爭系數(shù)均未通過顯著性檢驗，但西部地區(qū)稅收競爭的空間滯后項系數(shù)通過1%的顯著性檢驗。就是說，在中西部地區(qū)，稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的作用不明顯，且在西部地區(qū)存在顯著的空間負(fù)外溢性。潛在原因為：技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)當(dāng)前仍在東部地區(qū)集聚，中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)技術(shù)含量低、附加值低(劉紅光 等，2014)，因此，稅收競爭促進(jìn)本地企業(yè)創(chuàng)新績效進(jìn)而帶動區(qū)域全要素生產(chǎn)率的效果由于企業(yè)低技術(shù)含量的特征在中西部地區(qū)不明顯。此外，由于中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢尚未培育完全，當(dāng)鄰近地區(qū)開展較大強(qiáng)度的稅收競爭時，本地區(qū)的要素必然大量外流，且集聚優(yōu)勢更差的西部地區(qū)資本外流問題更為嚴(yán)重，因此，極大削弱了西部地區(qū)全要素生產(chǎn)效率，但對中部地區(qū)的影響不明顯。

表7 地區(qū)異質(zhì)性回歸結(jié)果

六、結(jié)論與政策建議

本文在對橫向稅收競爭與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，利用地市級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建空間杜賓模型來檢驗地方政府稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的因果效應(yīng)。主要結(jié)論是：第一，中國區(qū)域間全要素生產(chǎn)率互相關(guān)聯(lián)，呈現(xiàn)出典型的空間正相關(guān)性。第二，作為地方政府基本行為特征的橫向稅收競爭會以降低實際稅率的方式提升企業(yè)創(chuàng)新績效，進(jìn)而帶動本區(qū)域全要素生產(chǎn)率的提升，但這種正向促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在東部地區(qū)。中西部地區(qū)由于當(dāng)前仍未形成技術(shù)密集型企業(yè)的集聚優(yōu)勢，稅收競爭對全要素生產(chǎn)率的帶動作用不明顯。第三，稅收競爭存在顯著的空間負(fù)外溢性，本地區(qū)稅收競爭強(qiáng)度的提升會顯著抑制鄰近地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升，但這種負(fù)外溢性主要體現(xiàn)在西部地區(qū)。第四，分解全要素生產(chǎn)率后可以發(fā)現(xiàn)，稅收競爭對技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率以及規(guī)模效率的作用依次遞減。第五，稅收競爭會通過產(chǎn)業(yè)集聚渠道促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升，主要是因為稅收競爭引致的要素流動，使得企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)活動在本地區(qū)集聚，進(jìn)而通過規(guī)模效應(yīng)和知識技術(shù)溢出效應(yīng)提升全要素生產(chǎn)率。

基于以上結(jié)論得到的啟示是，應(yīng)基于創(chuàng)新驅(qū)動來有序規(guī)范中國地方政府間的橫向稅收競爭，培育地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，進(jìn)而助力現(xiàn)代財稅制度改革和國家治理效能提升，具體而言：第一，各地區(qū)應(yīng)根據(jù)自身情況合理選擇稅收競爭策略。要合理審視、區(qū)別對待稅收競爭，承認(rèn)稅收競爭的合理性，并鼓勵結(jié)構(gòu)性稅收競爭。東部地區(qū)地方政府可以選擇稅收競爭作為促進(jìn)本地區(qū)全要素生產(chǎn)率的手段，并不斷優(yōu)化創(chuàng)新制度設(shè)計，實現(xiàn)競爭優(yōu)勢的動態(tài)升級。西部地區(qū)應(yīng)盡量避免使用稅收競爭手段，選用其他更為有效的政策手段，謀求與東部發(fā)達(dá)地區(qū)之間的差異化競爭和合作性競爭。中央政府同樣也應(yīng)對地方政府稅收競爭進(jìn)行監(jiān)控和規(guī)范，引導(dǎo)地方政府根據(jù)自身情況進(jìn)行良性競爭和有序互動，并建立相應(yīng)的考評機(jī)制，抑制無效率競爭。第二，鼓勵各地區(qū)培育產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢來帶動全要素生產(chǎn)率。地方政府應(yīng)結(jié)合國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略和本地資源稟賦，合理制定本地產(chǎn)業(yè)規(guī)劃與政策，確定自身在全國產(chǎn)業(yè)布局中的定位，形成區(qū)域間產(chǎn)業(yè)合理分布和上下游聯(lián)動機(jī)制。同時應(yīng)做大做強(qiáng)本地區(qū)企業(yè)，培育地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢，為企業(yè)創(chuàng)新績效提升提供良好的外部發(fā)展環(huán)境，使得集聚區(qū)內(nèi)的企業(yè)產(chǎn)生整體大于局部的協(xié)同效應(yīng)。要充分發(fā)揮公共服務(wù)體系在整合創(chuàng)新要素中的有力作用，加大企業(yè)之間技術(shù)、人才等的合作交流，在嚴(yán)格保護(hù)知識產(chǎn)權(quán)基礎(chǔ)上增強(qiáng)知識技術(shù)的外溢效應(yīng)，帶動企業(yè)技術(shù)的協(xié)同進(jìn)步。要加大對基礎(chǔ)設(shè)施、教育領(lǐng)域、研發(fā)領(lǐng)域等的財政投入，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的交通體系能力、公共品供給能力，實現(xiàn)政府超前引領(lǐng)，最大程度利用產(chǎn)業(yè)集聚的外溢性效應(yīng)，擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)集聚范圍，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚對全要素生產(chǎn)率的帶動作用，助推經(jīng)濟(jì)高效率增長。