地方政府间税收竞争会诱发过度投资吗

地方政府间税收竞争会诱发过度投资吗
蒲 龙 杨高举
[提 要] 政府行为的策略变化是否会引起企业行为的变化？本文以地方政府间税收竞争为切入点，研究其对企业过度投资的影响。本文首先利用工业企业数据库中的制造业企业，测算出企业投资效率并保留其中过度投资的样本；其次利用地级市经济社会数据构造出税收竞争指标，实证检验税收竞争对企业过度投资的影响，并进行相应的异质性分析和稳健性检验。实证研究发现税收竞争显著促进企业过度投资，而且对非国有企业的过度投资行为影响更大。本文的研究结论对当前我国产业结构调整、破解产能过剩等问题有一定的借鉴意义。
[关键词] 地方政府；税收竞争；过度投资；制造业企业
一、引言
作为政府吸引流动性要素的重要手段之一，税收竞争一直是理论界关注的重点(Zodrow & Mieszkowski,1986)。基于多个国家数据的实证研究，大都证实，地方政府间存在税收竞争行为(Brueckner，2003)。虽然我国地方政府并不具有名义上的税收立法权，无法通过改变法定税率的方式进行税收竞争，但地方政府具有一定的税收征管权，可以通过财政补贴、税收返还、降低土地出让金甚至是放松征管力度等手段影响实际税负(范子英和田彬彬，2013；谢贞发和范子英，2015)。大量文献发现我国地方政府间存在着显著的税收竞争关系(李永友和沈坤荣，2008；郭杰和李涛，2009；龙小宁等，2014)。地方政府间税收竞争改变要素流向，重新配置资源分布，进而影响地区经济发展。
这种由增长而自发引起的地方政府间的竞争行为，在一定程度上推动了改革开放以来我国经济的高速发展。但取得辉煌成绩的背后，我们也需要关注这种“粗放型”增长模式背后的代价——产业结构单一、产能过剩、环境污染严重等。这些因素阻碍了经济社会的进一步发展。党的十九大报告明确指出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段”。在新时代背景下，如何实现经济增长的高质量发展成了新的研究重点。作为经济增长的主要推动者，企业投资行为不仅影响企业自身的生存发展，更影响着社会经济的健康运行。鉴于此，本文从税收竞争的角度出发，研究其对企业过度投资行为的影响，探讨造成产能过剩等现象背后的原因，总结经验教训，为合理调整经济结构提供一定的参考。
本文利用中国规模以上工业企业数据和地市级经济社会数据，实证检验地方政府间税收竞争对企业过度投资行为的影响。实证结果表明，税收竞争会显著促进企业过度投资。进一步研究表明，由于非国有企业的流动性普遍高于国有企业，使其成了税收竞争的主要目标，税收竞争对非国有企业过度投资的影响要高于国有企业。
本文从以下几个方面进行了稳健性检验。(1)为降低内生性干扰，笔者以2002年企业所得税改革为契机，利用改革虚拟变量和期初税收竞争的交互项为工具变量，两阶段最小二乘回归显示，税收竞争对企业过度投资有显著促进作用。(2)为降低企业跨地区流动对实证研究造成的影响，笔者只保留了在样本期间内一直存在的企业样本，实证研究发现，基准结论依然成立。(3)笔者通过改变关键变量度量以及采用不同实证策略，实证结果均表明基准结论保持稳健。
与已有文献相比，本文可能产生的边际贡献主要体现在两个方面：首先，大多关注企业过度投资的文献主要从企业内部特征出发，而本文首次从地方政府间税收竞争的角度出发，研究其对企业过度投资的影响，补充了企业过度投资文献。其次，在稳健性检验部分，笔者利用Chen et al.(2018)提供的方法对基准回归进行了稳健性检验，该方法是处理一阶段残差作为二阶段被解释变量问题的最新识别策略，本文首次利用了该方法对基准回归进行了稳健性检验。
本文的结构安排如下：第二节对相关文献进行回顾，第三节为理论分析并提出研究假设，第四节为研究设计，第五节为实证分析，最后为结论及政策启示。
二、文献综述
(一)企业的非效率投资
企业非效率投资是指企业投资偏离其最优投资水平，一般分为投资不足和过度投资(Richardson，2006)。早期研究主要关注企业层面特征对企业投资效率的影响，如企业委托代理问题、信息不对称以及管理层过度自信等(Jensen，1986；Myers & Majluf，1984)。对非效率投资的度量方面Lang & Litzenberger(1989)利用托宾Q值来判断企业是否存在过度投资，他们认为该值小于1，则说明企业存在过度投资。Richardson(2006)将企业投资分为两个部分，一是合理的预期投资，二是非效率投资。他认为企业实际投资超出预期投资的部分就是过度投资，而低于预期投资的部分为投资不足。Richardson(2006)直接提供了企业投资效率的估计模型，在控制相关变量后，他认为模型残差就可以代表企业的非效率投资，其中残差大于0的样本属于过度投资，而残差小于0的样本属于投资不足。
国内对于企业非效率投资研究主要集中于实证检验方面，大量文献围绕着微观企业的个体特征进行研究，如融资、现金流及管理层特征等。已有研究发现债务融资可以在一定程度上抑制住企业过度投资的发生(油晓峰，2006)，而企业的现金流则会促进过度投资。企业家特征同样会对企业非效率投资产生显著影响(耿中元和朱植散，2018)。此外银企关系、会计准则变更、企业避税等因素也在一定程度上影响企业投资效率。
除了从微观特征出发外，也有文献开始考虑宏观政策对企业投资决策的影响。唐雪松等(2010)发现地区GDP增长业绩会使得地方政府干预企业投资，从而使得过度投资现象更为严重。徐业坤等(2013)考虑了官员的更替对企业投资效率的影响，发现地市级官员的更替会带来企业投资效率的下降。黄健柏等(2015)研究了土地价格扭曲对企业过度投资的影响，发现土地价格的扭曲会加大企业过度投资。此外，还有诸如地区腐败、财政透明度以及“四万亿投资计划”等因素对企业过度投资的影响。
(二)税收竞争对企业投资行为的影响
政府间税收竞争文献起源于Tiebout(1956)，他认为地方政府相对中央政府更具有信息优势，因而可以更有效率地提供公共服务。此后由Zodrow & Mieszkowski(1986)等人发展了这一思想，经典的税收竞争理论认为地方政府为吸引流动性要素，会相继采取降低税负的方式，最终均衡税率出现“竞次”现象(race to the bottom)。大多文献从分国、分地区来看，均发现存在显著的税收竞争现象(Besley & Case,1995；Heyndels & Vuchelen，1998；Lyytikäinen，2012)。对于我国而言，虽然地方政府不具有税收立法权，但可以通过一系列手段来影响实际税负。而基于我国地方政府行为的文献都发现我国地方政府存在税收竞争(李永友和沈坤荣，2008；郭杰和李涛，2009；龙小宁等，2014)。
税收竞争对企业投资行为的影响是通过资本使用者成本(user cost of capital)来实现的。实际税负是资本使用者成本中的重要组成部分。实际税负的下降会降低资本使用者成本，进而会促进企业投资(Jorgenson，1963)。随着市场一体化的不断完善，大大提高了要素跨地区流动，政府间税收竞争程度不断加剧，实际税负不断降低。实际税负的下降促进了企业投资(Brülhart et al.2012)。王凤荣和苗妙(2015)研究也发现地方政府间竞争显著促进了企业异地并购行为，引致资本跨地区流动。但是市场一体化同样也会带来经济集聚，在集聚租的情况下，地方政府采取差别化税率，改变了地区税收激励政策的选择，进而对企业投资产生负向的影响(付文林和耿强，2011)。
综合来看，对企业过度投资研究已经包含了微观信息和宏观政策等方面，但是没有考虑税收竞争对企业过度投资的影响，因此本文的研究试图弥补这一空缺。
三、理论假设
地方政府竞争是推动改革开放以来中国经济快速发展的重要动力之一(Xu，2011)，一方面，随着分税制改革的实施，赋予了地方政府一定的财政独立性以及自主决策权，因此地方政府有激励去维护市场机制，推动经济发展(Qian & Weingast，1997)。另一方面，地方官员晋升标准逐步转向以经济发展为主，官员的晋升与当地经济状况相挂钩，会引发所谓的“晋升锦标赛”(周黎安，2004)。在分权激励和晋升激励的双重刺激下，地方政府有充分的动力发展地方经济，从而出现为增长而竞争的情况(张军，2008)。
理论上讲，地方政府竞争会引起均衡税率低于最优水平进而影响公共服务供给，但对企业而言，地方政府竞争同样会显著影响其决策行为。首先，我国地方官员任期一般较短，如市委书记或市长平均任期均不足4年，在“晋升锦标赛”下，官员比较偏好干预市场，影响企业决策，主导部分投资过度投入某一产业或项目，尤其是在短期内能够带来经济增长的领域。因为无论该投资对企业来说是否合理，短期内均能刺激地方经济，提高就业率等，而这些指标往往与地方官员政绩相关，会显著影响其政治升迁。其次，税收竞争作为地方政府竞争的主要手段之一，因其直接与企业经营活动相关，更容易对企业决策产生影响。根据新古典企业投资决策理论，企业投资决策主要基于资本使用者成本(user cost of capital)，在衡量资本成本和收益的情况下，企业会对净收益为正的项目进行投资。Jorgenson(1963)指出，资本使用者成本不仅取决于财务成本，还与中间品和产出品相对价格、折旧率以及实际税率等因素相关，并从理论层面推导了资本使用者成本与企业投资的关系，认为两者的弹性为-1。该弹性值在后续的实证研究中也基本得到证实(Dwenger，2014)。在税收竞争下，企业面临的实际税负下降，降低了企业的资本使用者成本，促进了企业的投资行为。当税收竞争达到一定程度时，实际税负的下降就能够弥补投资净收益为负的项目所带来的损失，进而诱使企业进行过度投资。综上分析本文提出第一个研究假说：
假说1 在其他条件一定的情况下，税收竞争会促使企业进行过度投资。
在我国，企业所有权性质对企业投资行为也有显著的影响。相对于非国有企业，国有企业一方面具有政府隐性担保的特点，其融资成本显著低于非国有企业；另一方面由于政治上的天然联系，国有企业在一定期间内还承担着地方社会稳定、发展经济的重任。当需要在短时期内拉动经济增长、提供更多就业岗位的时候，国有企业不会仅局限于投资收益的角度进行决策，因此相对于非国有企业过度投资也更为明显(曹春方等，2014)。但从税收竞争的角度来看，由于要素的跨地区流动是税收竞争的前提假设，而国有企业由于规模较大，前期沉没成本较高，往往流动性较低。此外相对于非国有企业，国有企业往往是地区支柱产业，能够为地方财政提供稳定的税源，如烟草、电力等垄断性行业，地方政府也会限制本地国企外流。因此理性的地方政府竞争目标不是流动性偏低的国有企业，而是流动性较高的非国有企业。对于这些企业而言，其对税负的敏感度要显著高于国有企业，当某地区税收优惠力度较大时，这些企业会选择流入该地区享受低税率带来的收益。在税收竞争的情况下，非国有企业比国有企业更容易发生过度投资，因此本文提出了第二个研究假说：
假说2 相对于国有企业，税收竞争对非国有企业过度投资影响更大。
四、研究设计
(一)企业过度投资测算
本文被解释变量为企业过度投资，参考Richardson(2006)提供的估算企业投资效率的模型进行测算。Richardson基于账面价值将企业总投资分解为两个部分：一是维持性投资，即用于维持现有厂房、设备等资产的投资；二是对新项目的新增投资。而对新增投资还可以进一步分解为合意的新增投资和非合意的新增投资。具体如下式所示：
Itotal,t=Imaintenance,t+Inew,t

式中，Itotal,t表示总投资；Imaintenance,t表示维持性投资；Inew,t表示新增投资；表示合意的新增投资；表示非合意的新增投资，非合意的新增投资可正可负。根据公司金融领域相关文献，Richardson(2006)在控制相关企业层面变量后，估计了新增投资的估计值，其中可由模型解释的部分即为合意的新增投资，不能由模型解释的部分即为非合意投资。从计量角度来讲，非合意投资就是模型的残差值，若残差值为正，即非合意投资为过度投资，若残差值为负，即企业存在投资不足的情况。Richardson(2006)提供的估计企业投资效率的模型在后续的研究中得到了大量的应用，本文也参考这一方法进行估算。具体到本文处理中，由于相关指标的缺失，会与Richardson(2006)的初始模型有一定的差异。(1)在Richardson(2006)原始模型中，控制变量包含企业股票收益率和托宾Q值，但由于工业企业数据中有大量的非上市公司，所以无法获得这两个指标。笔者利用式(1)来估算企业的投资效率：
investit=α+β1growthit-1+β2levit-1
+β3cashit-1+β4ageit-1+β5sizeit-1
+β6investit-1+industry+year
+εit
(1)
企业投资支出invest的准确计算应该由现金流量表中的“本期购建的固定资产、无形资产及其他长期资产的支出”来计算，但是工业企业数据库中2006年之前缺失现金流量表，因此笔者参照陈艳艳和罗党论(2012)的处理，从资产负债表中推算企业的投资支出，具体计算方式为“本年固定资产净值-上年固定资产净值+本期折旧”，最后再除以企业上年总资产进行标准化处理。控制变量growth，lev，cash，age，size分别表示上一年度的主营业务收入增长率、财务杠杆率、现金流、企业年龄、企业规模等。值得注意的是由于工业企业数据中现金流量表的缺失，笔者对企业现金流也利用资产负债表间接推算，即企业现金流等于企业流动资产减去应收账款减去存货后再除以企业上一年度的总资产。industry表示行业效应，year表示年份效应，εit为随机扰动项。
由于式(1)的控制变量中包含了被解释变量的滞后一期，属于动态面板模型，笔者利用系统GMM方法对式(1)进行估算，回归结果如表1所示。其中上一期投资支出、主营业务收入增长率、现金流对企业投资有显著的促进作用，财务杠杆率、企业年龄对企业投资有负向影响。值得注意的是企业规模也对企业投资支出有显著的负向影响，这与Richardson(2006)的结论相反，但基于中国工业企业数据测算的投资效率模型中均发现上期企业规模对企业投资支出有显著的负向影响(俞红海等，2010；黄健柏等，2015)，俞红海等(2010)认为出现这种状况的原因可能是由不同的制度背景和市场发展阶段所造成的。
笔者利用模型残差代表企业投资效率，残差大于0认为过度投资，残差小于0认为投资不足。结论显示有585 085个观测样本投资不足，237 576个观测样本过度投资，过度投资样本约占总样本29%，在后文分析中，我们仅保留过度投资样本。
表1 企业投资效率测算

注： ***，**，*是指在1%，5%，10%的置信水平上显著，括号内聚类到企业层面的标准误。
(二)模型设定
本文设定的基准回归模型如下：
overinvestijt=α+γtaxcompejt+Xit-1+Zjt
+industry+year+ηijt
(2)
式中，overinvestijt为城市j中第i企业在第t年的过度投资，该值为式(1)中大于0的残差项；taxcompejt代表城市j在第t年的税收竞争，参考傅勇和张晏(2007)以及蒲龙(2017)的处理思路，笔者设计出税收竞争指标如下所示：

上式分子表示城市j所在省份p第t年的实际税负，分母为城市j的实际税负。在计算实际税负中，参考唐飞鹏(2017)的处理，将增值税、营业税以及企业所得税占地区第二产业、第三产业增加值的比重作为衡量地区实际税负的高低。(2)选取与企业相关的三个税种，可以较好地反映企业负担的税负，未选取第一产业增加值可以在一定程度上降低城市由于产业结构造成的税负差异。根据本文定义的税收竞争指标，当某地级市实际税负相对省份内其他地级市的平均税负较低时，该地级市税收竞争强度较高；反之，若某地级市实际税负相对省份内其他地级市的平均税负较高时，该地级市税收竞争强度较低。(3)这种度量方式存在一个前提假设，即竞争关系主要发生在同一省份的不同地级市间，已有文献证实了这种观点(Yu et al.，2016)。
式(2)中Xit-1和Zjt分别表示企业层面和城市层面的控制变量，其中城市层面控制变量为人均实际GDP、城镇化水平以及固定资产投资占比。值得注意的是，本文的实证策略类似两阶段回归，在第二阶段回归中，没有包含第一阶段回归中的控制变量。最后为降低逆向因果的干扰，笔者将企业层面的控制变量取滞后一期。(4)企业层面控制变量取滞后一期，主要原因是为了降低企业层面控制变量与企业过度投资间的逆向因果干扰。而地级市层面控制变量不会与企业过度投资决策产生逆向因果关系，因此在实证分析中，地级市层面的控制变量没有取滞后项。当然我们也尝试对所有控制变量均取滞后一期的做法，实证结论不会发生变化。
综上所述，模型中两个维度的控制变量分别由下述两式代表：
Xit-1=χ1admit-1+χ2capit-1+χ3invit-1
+χ4roait-1
Zjt=ξ1pergdpjt+ξ2cityjt+ξ3fixinvestjt
式中，admit-1，capit-1，invit-1，roait-1分别表示企业上一期的管理费用率、资本密集度、存货密集度以及利润率；pergdpjt，cityjt，fixinvestjt分别为企业所在地级市当期的人均实际GDP、城镇化水平以及固定资产投资占比，最后本文也控制了行业固定效应和年份效应。(5)本文未控制企业固定效应，是因为在过度投资样本中60%的企业仅存在一年的数据。考虑到税收竞争是地市级层面的变量，而过度投资是企业层面的变量，如果不考虑同一市内随机干扰项之间的相关性，会对本文的估计系数的标准误产生较大的偏误，因此笔者将模型的标准误聚类到地级市层面。
(三)数据及描述性统计
本文研究对象是地方政府间税收竞争对企业过度投资的影响，所以同时需要地级市数据和企业数据。其中地级市数据来自《中国城市统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》，企业数据主要来自中国工业企业数据库。由于西藏地区数据缺失严重，因此本文删去注册地在西藏的企业。
虽然中国工业企业数据库能够为研究者提供丰富的企业数据，但是该数据库由于存在样本匹配混乱、部分指标设计缺失等情况，需要在利用该数据库前进行大量的数据处理工作(聂辉华等，2012)。首先，本文将截面数据转换为以企业和年度划分的面板数据，然后按照一般文献处理方式，删除指标缺失和异常的样本，另外由于行业代码分类标准在2002年发生改变。因此笔者对比两类行业代码分类标准，通过注释和说明将2002年之前的行业代码统一转换为2002年后的行业代码。最后由于矿产采选、石油等资源性行业以及水电煤气生产供应等行业主要依赖于自然资源分布，因此本文删除这类行业，仅保留工业企业中的制造业企业样本。
将经过上述处理后的企业样本通过城市代码匹配到地市级层面，为消除价格因素带来的干扰，对企业层面数据利用工业品出厂价格指数进行平减，转换为以1999年为不变价的实际指标。地级市层面的经济数据则根据地级市所在省份的GDP平减指数，转换为以1999年为不变价的实际值。为避免可能存在的异常值现象，笔者对所有变量在1%和99%分位数上进行去尾处理。经过上述处理，最终得到样本区间为2000—2007年(6)在测算企业投资效率中，需要用到变量滞后项，其中对于企业主营业务增长率需要利用二阶滞后，因此最终得到的样本区间是2000—2007年。，覆盖283个地级市共232 356个企业观测数据，表2汇报相关变量的描述性统计结果。
表2 主要变量描述性统计

五、实证结果
(一)基准回归
表3汇报了基准回归结论，其中前三列为基准回归结果，后三列为稳健性检验。表3列(1)没有添加任何控制变量和固定效应，结果显示税收竞争在1%的显著性水平上促进了企业过度投资。列(2)控制了企业层面变量和行业以及年份固定效应，回归结果显示税收竞争对企业过度投资的影响系数降低，但依然在1%的显著性水平上显著。列(3)进一步控制了地级市层面变量，实证结果显示，税收竞争对企业过度投资的影响系数为0.039且在1%的显著性水平上显著，说明地方政府间税收竞争会显著促进企业过度投资行为。企业层面控制变量中，利润率能够显著促进企业过度投资，而管理费用率则显著抑制企业过度投资。地级市层面控制变量中，人均实际GDP对企业过度投资有显著的负向作用，城镇化水平对企业过度投资有显著的促进作用，固定资产投资占比对企业过度投资没有显著影响。
表3后三列为基准回归的稳健性检验，其中列(4)在基准回归的基础上额外控制了省份和年份固定效应，以剔除各个省份在不同年份面临的冲击。列(5)在基准回归的基础上额外控制了行业和年份固定效应，以剔除各个行业在不同年份面临的冲击，列(6)则同时控制了省份和年份固定效应以及行业与年份固定效应。表3中后三列显示，控制额外的变量后，基准回归结论基本保持稳健。
表3 基准回归结果

注： ***，**，*是指在1%，5%，10%的置信水平上显著；括号内为聚类到城市层面上的标准误。
(二)工具变量回归
笔者进一步考虑由于遗漏变量等因素可能造成的内生性问题。针对内生性问题的处理，常见方法是工具变量法。理论上讲，工具变量是指兼具相关性和排他性的变量。本文的内生变量为税收竞争，实质上是地级市政府的实际税负的高低。而在本文的研究样本期间内，我国的税制发生过一次较大的改革即2002年企业所得税分享改革，这为本文提供了一个较好的工具变量契机。在2002年之前除央企和外资企业所得税外，其余企业所得税均由地方税务局负责征收，而2002年之后中央将原属于地方税的企业所得税划分为中央—地方共享税，并对企业所得税的征管机构实行了“一刀切”的改革，即2002年之前成立的老企业仍然地税局缴纳，而2002年后新成立的企业由国税局负责征收。由于征管机构的改变，使得地方政府收益权和征管权相分离，范子英和田彬彬(2013)研究发现，所得税分享改革会降低地方税务局的执法力度，在微观上鼓励企业逃避税，可能加剧地方政府间税收竞争。综上分析笔者认为2002年所得税分享改革与地区间税收竞争相关，而且改革由政府层面进行推进，相对于企业而言是外生变量，因此可以利用其作为地方政府税收竞争的工具变量。
具体到本文，笔者设置一个改革虚拟变量，年份在2002年以后设置为1，即改革实施年份，2002年及之前设置为0。另外笔者将改革虚拟变量与期初即1999年的税收竞争指标(7)由于《中国城市统计年鉴》并未汇报地级市具体税种的收入情况，而《中国区域经济统计年鉴》虽汇报具体税种收入，但其起始年份为2000年。因此在计算1999年地级市税收竞争指标中，本文主要利用《全国地市县财政统计资料》测算出地级市在1999年的税收竞争指标。为稳健性起见，本文也检验了《全国地市县财政统计资料》2000年后的具体税种收入和《中国区域经济统计年鉴》中汇报的具体税种收入，发现二者高度吻合。相乘作为工具变量，期初的税收竞争对后期的企业过度投资而言是前定变量。利用两阶段最小二乘法重新进行实证分析，具体结果如表4所示。
表4中的工具变量定义为改革虚拟变量和期初税收竞争的交互项。由表4可以看出，一阶段中工具变量对税收竞争在1%的显著性水平上显著为正，说明所得税分享改革后，进一步加剧了地方政府间税收竞争程度，由于征管权和收益权的分离，使得地方政府可能会降低执法力度(范子英和田彬彬，2013)。同时一阶段F值为9.652，基本满足工具变量的经验法则，说明工具变量并不是弱工具变量。二阶段回归中税收竞争依然在5%的显著性水平上促进企业过度投资，系数比基准回归略高，这说明Ols回归可能存在一定的低估。
表4 工具变量回归

注： ***，**，*是指在1%，5%，10%的置信水平上显著；括号内为聚类到城市层面上的标准误，表格中未汇报控制变量系数。下表同。
(三)考虑企业进入与退出的影响
本文研究对象是地级市政府间税收竞争对企业过度投资的影响，但在实际中不容忽视的是企业的进入和退出。本文设计的税收竞争指标无法从实证上直接度量由企业进入和退出带来的投资决策的变化，因此本文考虑从间接的角度解决企业流动带来的影响。
本文对样本进行重新筛选，保留住1998—2007年一直存在的企业样本。然后对这部分企业重新进行投资效率测算，保留其中过度投资的样本，进而重新进行实证分析。这样的处理可以避免由企业进入或退出带来的影响。实证结果如表5所示，其中列(1)只控制了行业和年份固定效应，列(2)控制了全部的控制变量，从表5可以看出，只保留样本期间内存在的企业情况下，税收竞争显著促进企业过度投资，基准结论保持稳健。
表5 保留样本期间内存在的企业

(四)异质性分析
在中国工业企业数据库中有企业注册类型和实收资本类型的详细信息，可以检验税收竞争对不同所有权性质企业的影响。在划分不同企业类型时，本文主要以企业注册类型为主，因为税务机关对企业的认定主要以企业注册类型为主。对企业注册类型为其他的企业，本文选择企业实收资本中哪种类型注册资本占比最高进行划分。根据理论假说2，本文预计税收竞争对非国有企业过度投资的影响高于对国有企业的影响。
实证结果如表6所示，可以看出税收竞争虽然会促进企业过度投资，但是对国有企业过度投资行为影响系数最低，显著性水平也不高。而对民营企业和外资企业，影响系数和显著性水平远高于对国有企业的影响。这符合前文的理论假说2，由于国有企业的流动性不仅远低于非国有企业，对实际税负的敏感度也要低于非国有企业。所以地方政府税收竞争的目标主要是非国有企业，税收竞争对其过度投资有更显著的影响。(8)考虑到可能由于样本数量差异带来结果干扰，笔者通过随机抽样的方式，保证不同组别的样本量大致相当，回归结果未发现异常，所以笔者认为异质性分析中的组间差异，并不是由样本量差异引起的。
表6 异质性分析

(五)稳健性检验
第一，本文的被解释变量是企业过度投资，实质上是根据企业投资效率模型得出的残差大于0的样本。处理方式类似于两阶段回归法，即企业投资效率模型为一阶段，得出残差大于0的样本直接作为基准回归的被解释变量，在应用中基准回归部分没有添加一阶段回归中的控制变量。虽然这种做法应用范围极广，但Chen et al.(2018)指出直接利用一阶段残差作为二阶段的被解释变量可能会带来一定的偏误。他们建议直接将两个阶段合并到一起进行回归分析。因此笔者将两个阶段回归整合到一起，具体而言，笔者估计如下模型：
investit=α+β1growthit-1+β2levit-1
+β3cashit-1+β4ageit-1+β5sizeit-1
+β6investit-1+γtaxcompejt
+Xit-1+Zjt+interaction
+industry+year+εit
(3)
上述模型中的变量均和基准回归中的变量一致，实质上是将第二阶段控制变量直接放入到第一阶段中。值得注意的是，在第一阶段模型中，本文是按照分年-分行业地方式估算投资效率，因此为得到一致的估计值，本文在式(3)中额外添加了控制变量interaction，它实质上是年份固定效应和行业固定效应与第一阶段控制变量的交互项。模型(3)中的系数λ是本文重点关注的对象。回归结果如表7中列(1)所示。可以看出，修正模型后，并不影响基准结果，地方政府间税收竞争依然显著促进企业过度投资。
表7 稳健性检验

第二，在基准模型中，样本是位于全国283个地级市中的企业，包括有直辖市企业样本。但直辖市不论经济地位还是行政级别都远高于地级市，并且直辖市作为地区经济或政治中心，具有一定的经济集聚效应，可能会对研究产生一定的干扰。在稳健性检验中，笔者剔除了企业所在地为直辖市的样本，重新进行实证分析，结果如表7中列(2)所示，可以看出，剔除直辖市样本后，对前文基准回归结果没有产生太大影响，税收竞争仍然在1%的显著性水平上显著促进企业过度投资。
第三，基准回归中，笔者根据式(1)残差的正负号来定义企业投资效率，并将残差大于0的样本直接定义为过度投资。但为稳健性起见，笔者利用标准差法重新定义过度投资，具体为将残差大于一个标准差水平上的样本定义为过度投资，通过标准差法可以避免由于估计误差带来的偏误。(9)感谢匿名审稿专家富有建设性的意见。回归结果如表7中列(3)所示，可以看出改变过度投资的定义后并不会改变基准回归结论，即税收竞争会显著促进企业过度投资。
第四，在基准回归中，笔者计算税收竞争指标时主要利用增值税、营业税和企业所得税占地区第二产业、第三产业增加值的比重来衡量税负。这种度量方式可以较好地反映企业层面所承担的税负。但是就宏观税负的度量而言，也可以采用宽口径的度量方式，利用地级市政府一般预算收入占其GDP的比重衡量。因而本文替换了宏观税负的计算方式，采用宽口径的度量模式，重新计算出地级市政府间的税收竞争。实证结果如表7列(4)所示。可以看出，变换宏观税负的计算口径后并不会对本文结论产生影响，税收竞争依然在1%的显著性水平上促进企业过度投资。
第五，由于中国工业企业数据库中包含有丰富的企业层面信息，所以笔者也可以考虑从企业层面信息来计算城市间的税收竞争指标，具体而言，和基准回归类似。笔者重新定义一个税收竞争指标：

式中，分母是指由企业层面数据得出的实际所得税税负加总到城市j的税率。企业实际所得税税负等于企业应交所得税除以企业利润。分子是指由城市实际所得税负加总到省份层面。二者之比就是企业实际所得税负的税收竞争指标。(10)此处，笔者仅考虑了实际所得税，未考虑企业增值税有效税负的主要原因是增值税由国税局征收，受到地方政府干预程度相对较低。然后笔者按照模型(2)进行实证检验，结果如表7列(5)所示。可以看出，将税收竞争指标变换为企业层面加总后，基本结论依旧成立，地方政府间税收竞争显著促进企业过度投资。
六、结论及政策启示
投资是促进经济增长的重要动力，作为微观主体，企业如何进行投资决策？该决策受到什么因素的影响？理清这些问题有助我们更好地理解现阶段经济社会发展中出现的各种现象。在中国式财政分权体制下，地方政府有激励去发展地方经济，然而随着改革的深入，产业结构单一、大量重复建设、产能过剩等问题日益严重，成了当下影响社会经济发展的重要因素。本文以政府间税收竞争为研究切入点，利用工业企业信息，通过理论和实证分析研究了税收竞争对企业过度投资的影响。得出的主要结论有：(1)政府间税收竞争显著促进了企业的过度投资行为。(2)由于税收竞争的主要目标是流动性较高的非国有企业，所以税收竞争对非国有企业过度投资的影响显著高于国有企业。
由本文结论衍生出的政策启示如下：首先，在经济下行压力增大的宏观背景下，适度的税收竞争将在一定程度上促进企业的投资进而促进经济增长，特别是在民营企业投资积极性不高甚至连年下滑的背景下，这一政策选项仍然是值得考虑的。但要注意其实施效果，重要的是适度和避免被滥用，如果放任地方政府的竞争，可能引发过度投资的风险和效率的损失。大量无效投资的长期积累将会导致高杠杆率和经济效率低下，不利于经济转型升级，甚至可能比低速增长更麻烦。因此需要中央层面做出统筹安排，改进官员考核机制，不只是以GDP为唯一考核标准，通过设计出更科学的考核机制，使得地方经济健康发展与官员晋升激励实现兼容，避免地方政府发生无序甚至恶性的税收竞争行为。
其次，非国有企业因税收竞争导致的无效投资及其风险更值得警惕。非国有企业尤其是民营企业因融资渠道有限，往往融资成本更高，而在税收竞争的刺激下，非国有企业选择扩大投资，可能会进一步提高其杠杆率和发生违约的风险。现有研究大多强调国有企业对经济社会的扭曲，而忽视了非国有企业也会出现产能过剩以及过度投资现象，而且该现象会随地方政府间税收竞争愈演愈烈，因此如何设计出合理的税收竞争机制，避免由税收竞争引发的非国有企业过度投资，应该是下一步研究的重点。
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DOES TAX COMPETITION AMONG LOCAL GOVERNMENTS PROMOTE OVER-INVESTMENT
PU Long1 Yang Gao-ju2
(1. Zhejiang University of Finance and Economics; 2. Zhejiang University)
Abstract: Will changes in governmental strategy cause changes in corporate behavior? Take the tax competition among local governments as the starting point, this paper discusses the influence of tax competition on enterprises’ overinvestment. Firstly, using the data of manufacturing enterprises and the statistics of prefecture-level cities, we calculate the investment efficiencies of the enterprise and keep the samples with overinvestment for empirical test. Secondly, we construct the tax competition among local governments, analyze its impact on corporate overinvestment, and conduct the corresponding heterogeneityanalysis and robustness test. This paper finds that tax competition will significantly promote the overinvestment of manufacturing enterprises. Further research finds that tax competition has the highest impact on non-state-owned enterprises. The conclusions of this paper have certain reference significance for the current industrial structural adjustment and cracking overcapacity in China.
Key words: local governments; tax competition; overinvestment; manufacturing enterprise
*蒲龙，浙江财经大学财政税务学院，邮政编码：310018，电子信箱：zufepulong@163.com。杨高举，浙江大学经济学院，浙江大学财税大数据与政策研究中心。本文得到了浙江省软科学项目(2017C35001)、区域经济开放与发展研究中心课题(REOD20190611)、中央高校基本科研业务费专项资金的资助。蒲龙感谢浙江财经大学财政税务学院金戈、丁建福、田磊、陆雪琴等老师的建设性建议；感谢浙江财经大学现代公共经济学研究中心资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑:付 敏)