吴炜鹏，陈金龙

(华侨大学 工商管理学院，福建 泉州 362021)

引 言

近年来，越来越多的地方政府希望通过税收减免手段吸引省外资本，寻求地方技术、产值、就业率等关键经济指标的提升，以实现能力的跃迁来改变地区间经济差距(彭文斌，2008)[1]。然而，在地区利用税收减免政策争夺流动税基的过程中会面临来自其他省份的政策跟随行为，即地区间横向税收竞争(潘明星，2010；谢贞发、范子英，2015)[2-3]。税收竞争指地区政府降低有效税率以交换稀缺流动性生产资本的政府自利行为(关爱萍，2018)[4]。适度的税收竞争通过加速资源流动来优化社会资源有效配置，在实现中央政府税基最大化基础上有助于推动企业提质增效；而“以邻为壑”的恶性税收竞争容易导致重复建设、税基降低等资源配置扭曲问题，阻碍地区社会福利随经济总量实现均衡增长，弱化地区资源再优化能力(万莹，2005)[5]。因此，在中国经济开放提升以及产业链升级的背景下，税收竞争是否能有效发挥地方决策层预期的经济效用，已有的文献给出了部分论证，证实了税收减免确实能促进外部资本流入本地区，并为省外企业提供节税效应(李彬、潘爱玲，2015)[6]，并且二者主要呈线性关系(林颖，2010；袁诚等，2019；尚运生，2019)[7-9]。

但税收竞争也会带来部分负效应。有文献指出，税收竞争会减少福利性支出，降低地区居民幸福指数(蒲龙，2017)[10]，诱发企业过度投资问题(郭庆旺、贾俊雪，2006；蒲龙、杨高举，2020)[11-12]，使部分产业集聚较低的地区出现“逐底竞争”现象(薛钢等，2020)[13]，甚至加剧本地区资源错配引起的生态环境问题(赵娜等，2020)[14]，最终无法实现地方决策层招商引资的经济效益预期。因此，地方政府如何选择干预手段吸引资本流入是招商引资政策制定的关键问题。围绕这一问题，Wildasin(1988)聚焦地方的财政支出竞争，认为在税收竞争无效的前提下地方政府可能考虑通过提高财政支出干预资本流动[15]，以提高公共服务水平(沈坤荣、付文林，2006)[16]。许多实证研究也基于这一思想检验地方财政竞争特征对资本流入的不同影响，如财政支出力度(梁梁,杨俊，2017)[17]、工业低价补贴(谢贞发、朱恺容，2019)[18]以及财政支出结构(潘泽清，2019)[19]等。基于企业成长的视角，地方财政支出持续投入可以改善区域营商环境，为企业提供充分的公共品资源(黄万华、白永亮，2013)[20]。因此，也有学者摒弃财政支出这一中间变量，基于新经济地理学理论研究改善营商环境对资本流动的作用路径。付文林等(2011)在考虑经济集聚因素情境下借用新古典投资决策计量模型，发现区域经济集聚特征分化了地区税收激励策略，呈现差异化竞争现象[21]。王凤荣、苗妙(2015)基于企业异地并购的视角深入研究，发现区域环境显著影响企业异地并购行为以引起资本流动，环境效应为企业提供成长动因的引资效果远大于税收减免产生的节税效应[22]。刘穷志基于经济增长与收入公平分配的角度联立方程计量分析证实投资环境改善可以缓解资本外流现象，避免过度税收减免导致的整体经济下滑和收入不平等的负效应[23]。刘小川立足地区市场规模异质性，研究税收负担与制度环境对外商直接投资差异化影响，发现制度环境仅在市场规模大的地区发挥正向作用[24]。

虽然已有文献在理论和实证方面通过论证营商环境对企业成长的重要性来证明营商环境可以替代税收政策成为地方招商引资的有效手段，但更侧重于论证营商环境具有引资效应。对于营商环境如何联立地方税收竞争因素影响资本流动，现有研究在机制研究和实证检验方面仍有两点补充空间：其一，根据税收减免能直观提高企业投资利差的理论分析，现有文献大都认为税收减免线性提高资本流入水平。但理论上税收减免不仅能提高单一企业的投资强度，也能带来投资企业范围的扩张，因此本文认为提高税收减免将导致资本流入边际单调递增。其二，营商环境由多个指标组成，其作用对象涵盖所有投资者。外部投资者和本地投资者关注方向难免存在差异，国有属性投资者与民营属性投资者特征差异也会影响营商环境各指标对其产生的作用效果(张国庆、李晓春，2019)[25]。因此，地方政府有动机了解营商环境各指标具体的引资效果，为政策制定提供理论支撑。鉴于此，本文重点关注营商环境引资效应差异问题，以期更好地理解环境成长动因下外部公司投资决策行为，从而为未来地方经济以营商环境差异化竞争为主要手段的区域竞争行为提供理论依据。基于这一研究目的，本文针对已有文献的不足，以税收减免边际引资效用为着眼点，以我国30个省市、自治区(除西藏)2007—2017年的面板数据为研究样本，逐项检验营商环境的作用。

一、理论分析及研究假设

(一)税收竞争与资本流入

在中国分权体制下，地方政府是具有相对独立地位的经济体，需要承受来自中央政府相应的经济考核(周黎安，2007)[26]。理论上，拉动地方GDP增长的三驾马车是投资、消费以及出口，而消费受限于民众人均收入水平，出口往往取决于区域的产业集群程度和产业结构，两者难以在极短时间产生质的飞跃。因此，地方政府拉动经济最优解就是吸引投资，但资本往往具有较强的本地惯性，企业在外地投资时会面临较大沉没成本(Cardarelli et al.，2002)[27]，同时丧失产业集聚形成的规模生产优势。因此，理性的企业资本往往要求招商引资的地方政府提供相应的政策福利，且至少需保障企业能覆盖跨区域投资所损失的机会成本。当前，地方政府补贴企业方式往往有工业土地价格补贴、人才补贴以及税收减免三种方式。

对于企业而言，工业土地价格补贴往往受限于禁止出售的行政手段并不存在显著的升值空间；人才补贴政策有助于企业提高人力资本，但补贴规模往往不大且人力要素具有较高流动性。以上两种政策并不能有效满足企业弥补跨区域投资引起边际收益降低的需求。企业在生产经营过程中需要面临形形色色的税种，尽管不同企业的纳税力度和纳税范围不同，但税收费用无法避免。如果异地政府提供合理的税收减免，那么企业跨地投资将形成有效税后利差。同时，相较于工业土地价格补贴、人才补贴等直接补助，地方政府更倾向于采用税收减免等间接补助方式来提高政府资金有效性(周海涛、张振刚，2015)[28]。因此，地方政府与省外企业均认可合理的税收减免政策，这使得地方政府与省外企业相得益彰。地方政府依靠税收减免提高企业税后资本回报率来吸引省外企业跨区域投资，而趋利性的企业资本在成本动因考量下，更愿意转移到相对低税率的地区。

地方政府在税收减免税率和适用主体上均享有部分自主权。因此，当地方政府相对税收减免较低时，其增加的税后回报不足以覆盖绝大部分企业跨地投资所产生的机会成本，且满足预期要求并有意愿的企业数量较少，也难以吸引单一企业提高投资强度；当地方政府扩大相对税收减免时，满足税后回报覆盖机会成本投资条件的企业数量增多，而为实现企业最大税后收益，单一企业的投资强度也将有所增强。本文将通过数理推导方式论证税收减免会影响边际资本流入。首先，假设单一省外企业投资金额为I，地方政府提供的税收减免为Tax，共有n家省外企业投资。根据已有文献实证结果，I、Tax和n满足以下关系式：

I1=αTax(α>0，Tax>0)

(1)

n=σTax(σ>0，n∈N)

(2)

n为单调增函数且仅为自然数。假设第一家省外企业投资对税收减免弹性系数最高，其他企业则以β边际进行递减排序。所以，第n家省外企业投资满足式(3)：

In=βh-1αTax(β∈(0,1))

(3)

式(3)满足等比数列分布，因此，地方政府提供税收减免吸引投资总额服从式(4)：

(4)

由式(4)可得每Tax产生边际Im应满足：

(5)

由式(5)求导可得式(6)：

(6)

α>0，σ>0，β∈(0,1)，lnβ<0，βσTax>0，所以Im′>0，Im是单调递增函数。

综上，当地区持续提升税收减免时，不仅个体公司投资强度更高、投资发生次数更频繁，而且投资企业数量也会猛增，这导致边际资本流入也呈现上升趋势。由此可见，税收减免与资本流入存在正相关关系，且边际资本流入单调递增。

据此，本文提出如下假设：

H1：目标地区税收减免强度越高，资本流入越容易发生，且资本边际流入上升

(二)营商环境的调节作用分析

省外企业投资具有更强的不可逆转和高沉没成本特征，企业需要确保投入资金的安全性。因此，在企业部分决策空间围绕保障资金安全目标的前提下，企业将无法采取最优决策来实现税前利益最大化。新经济地理学相关文献认为，相较于营商环境较差的地区，营商环境较好的政府能提供更充足的环境剩余资源(成肖，2018)[29]。借鉴并结合FDI区位选择相关文献(Kobrak et al.，2018)[30]，省外企业在营商环境较好的地区能借用充分的环境剩余资源来有效降低跨地投资后产生的部分经营风险，打破企业决策瓶颈，为企业创造最佳税前效益。所以，良好的营商环境可以吸引省外企业投资。

资源保存理论认为，对于企业而言，失去资源的弹性高于获得资源的弹性。因此，企业在丧失成本优势和获取营商环境优势的选择上，理性管理者更倾向于保证企业不丧失已有优势。结合上文税收减免与资本流入相关理论分析，在地方政府提供高税收减免来覆盖省外企业跨地投资所丧失优势后，管理层会选择营商环境优良的地区投资。因此，优良的东道主地区营商环境能加强低税收负担对企业跨区域投资的吸引力。

基于上述分析，本文提出以下假设：

H2：东道主地区优良的营商环境可以正向调节税收减免与资本流入的非线性关系

已有FDI、OFDI区位选择文献认为，母国优化营商环境对FDI、OFDI的影响存在异质性(ENGEL、PROCHER，2012；周超等，2017)[31-32]，而营商环境既有文献也认识到营商环境分项指标可能存在异质性问题，需要逐项检验来深化对策建议(吴义爽、柏林，2021)[33]。因此本文认为，在满足企业弥补成本的前提要求下，地方政府优化营商环境各分项指标所产生的引资效果并非完全符合预期设想。

首先，在政府—市场关系良好的地区，企业行政审核负担减少，对地方政府的受信程度随之增加，政企之间信息不对称问题减少能提高企业对政策的信任程度，提高政企间协作程度(毕青苗等，2018)[34]。省外企业在此影响下能有效避免决策失误，提高生产经营效率。因此，政府—市场关系将有效提升省外企业进入率。其次，在非国有经济发展较好的地区，民间力量拥有更强的竞争力，跨地投资者面临更强的市场竞争。研究表明，市场竞争激烈引起的排斥效应会阻挡该地区资本流入，同时更可能会挤出部分本地资本(余壮雄、杨扬，2014)[35]。另外，相较于非国有经济体，国有资本往往更具有地方属性，即使当地市场竞争激烈，但也极少转移资本。而在非国有资本发展程度较高的地区，激烈的竞争会挤出部分当地的非国有经济资本。因此，非国有资本发展将产生反作用，无法起到带动省外企业进入和保留本地投资的预期效用。再次，在知识产权保护程度较高的地区，企业产出的技术产品能获得足够的先发优势和降低“搭便车”现象发生频率(赵娜、王博，2016)[36]。省外企业的技术和产品常常领先于东道主地区企业，如果地方政府落实充分的知识产权保护政策，则省外企业可以避免激烈的“山寨”竞争来降低投资风险，进而采取市场开发等战略寻求高投资回报。因此，加强知识产权保护能有效吸引省外企业投资。最后，从企业成长的角度看，劳动力要素供给对企业的生产效率起决定性作用。在劳动力要素供给充足良好地区，劳动力要素供给质量和数量都更充足，企业可依靠市场获得数量、质量双高的劳动力资源来提高企业生产效率。所以，省外企业更倾向于在劳动力要素供给充足的地区投资。

综上，本文提出以下假设：

H3a：改善政府—市场关系会正向调节税收减免与资本流入的非线性关系

H3b：非国有经济发展会负向调节税收减免与资本流入的非线性关系

H3c：加强知识产权保护会正向调节税收减免与资本流入的非线性关系

H3d：优化劳动力要素供给会正向调节税收减免与资本流入的非线性关系

二、研究设计

(一)变量说明

本文选用2007—2017年中国30个省市、自治区的省际面板数据，共有330个观察值。在观察的样本中，由于西藏自治区的相关数据在国家统计局和统计年鉴中缺失值、缺失年份较多，因此剔除西藏自治区的所有数据。选用2007年和2017年作为研究年限的起点和终点，主要是考虑数据的可获得性，一是营商环境数据的获取，樊纲市场化指数仅计算2008—2016年的分省市场化指数，根据已有文献的计算方法可前推至2007年；二是统计指标“货物与服务净流出”在国家统计局和各统计年鉴上仅统计到2017年；三是营商环境分项变量的选择，如市场中介组织的发育和法治环境指数难以在2007—2017年的研究时限取得完整的替代变量。样本中所有美元计价单位均已按当年年度汇率转换为人民币计价。

1.被解释变量

被解释变量是资本流入(CF)。在统计数据中，省际间资本流入无法被直接观测。郭金龙和王宏伟在计算三大区域资本流入时，提出“物随钱走”的概念(郭金龙、王宏伟，2003)[37]。因此，资本净流入量NCO等于货物与服务净流出，一个地区资本净流入分为省际资本净流入和国际资本净流入，根据钱物交易的概念，国际资本净流入等于对外出口商品和服务净值。因此，省际资本净流入等于货物与服务净流出—对外出口商品和服务净值。为避免人口的规模效应(张梁梁、杨俊，2017)[38]，取人均值后乘10处理。数值为正表示资本流入，数值为负表示资本流出。

2.解释变量

解释变量是税收减免(Tax)。根据已有文献，宏观税负的衡量主要存在两种方法：(1)财政收入占GDP的比重。该指标选择的口径包括全部地方财政收入，属于广义的税收负担。(2)税收收入占GDP的比重。该指标属于小口径的宏观税负。由于资本流入与政府财政其他收入关联较少，因此选择税收收入占GDP比重衡量地方政府宏观税负。

为体现地方政府竞争，本文用地区的宏观税负与该地区距离权重下的其他省份宏观税负进行比较，以此来评价某一地区税收减免强度的轻重。距离权重为两地距离的倒数与该地和其他省市距离倒数之和的商，具体公式如下：

(7)

该地区距离权重下的其他省份宏观税负(SpaceTaxit)为其他省份的宏观税负矩阵(MacroTaxjt)与距离权重矩阵的乘积。具体公式如下：

SpaceTaxit=MacroTaxit*Wij

(8)

为保证统计结果更直观，本文以税收减免强度替代税收竞争，其取值为距离权重下的其他省份宏观税负除以本地区宏观税负，数值大于1，说明本地区为低税负地区；数值小于1，说明本地区为高税负地区，具体公式如下：

(9)

3.调节变量

调节变量是区域营商环境(Climate)。由于2018年发布的营商环境指数样本量过小，因此本文选用类似评价方法且影响力较大的市场化指数作为替代(王小鲁等，2018)[39]，为方便实证研究并作进一步的处理。樊纲市场化指数仅计算2008—2016年的分省市场化指数，根据已有文献(俞红海等，2010；马连福等，2015)[40-41]，以2008—2016年历年市场化指数增长率的平均值为依据，进一步推算2007年与2017年的市场化指数并用于实证分析。同时，借鉴已有文献，为有效区分营商环境的积极和消极影响，对市场化指数进行如下处理：Climateit=Marketit-Mean(Marketit)。

本文依照前文营商环境的理论分析，结合樊纲对于市场化指数的分类方法，将营商环境进一步细分，分项验证分项指标是否同样存在与营商环境总指标类似的调节作用。分项指标分别为政府—市场关系、非国有经济发展、知识产权保护程度、劳动力要素供给程度。具体描述如下：

分项指标中，一是政府—市场关系(G_M)，选用地方政府非税收收入与税收收入比值的相反数来衡量政府—市场关系，其数值越高政府—市场关系越好；二是非国有经济发展(N_State)，选用私营工业企业实收资本占国有控股工业企业实收资本与私营工业企业实收资本之和的比例衡量，其数值越高非国有经济发展越高；三是知识产权保护力度(Techno logy)，选用技术市场成交额的自然对数衡量技术市场发育程度，其数值越高知识产权保护政策越有力；四是劳动力要素供给程度(Labor)，选用距离权重下劳动力要素供应质量程度(Labor1)与地区劳动力要素供给数量乘积的自然对数来衡量，其数值越高劳动力要素供给程度越好。参考已有文献，计算方法如下：

劳动力质量水平it=大专以上人口比例*16+高中人口比例*12+初中人口比例*9+小学人口比例*6+未上学人口比例*0

Laborit=Ln(Labor1it*劳动力数量it)

4.控制变量

借鉴已有文献以及考虑数据来源的可获得性，本文加入五个常见的控制变量并对区域经济特征进行描述。

(1)城镇化水平(Urban)。一个区域的经济水平可以通过城镇化水平进行衡量，一般而言，城镇化水平高，往往代表当地经济情况较高，本地资本较为雄厚。城镇化水平以城镇人口占年末常住人口的比例乘以10来衡量。

(2)外商直接投资(FDI)。外商直接投资对省际资本流动存在多种不一致的效应(王喜、赵增耀，2014)[42]，同样为避免人口规模影响，与被解释变量做相同处理。外商直接投资以年末常住人口平均处理后，为回归系数方便观察，将其乘以100倍。

(3)劳动力成本(Wage)。低廉的劳动力成本对企业有较高的吸引力，容易影响资本流向。劳动力成本以城镇单位在岗职工平均工资的自然对数衡量。

(4)GDP增长率(GDP growth)。地方GDP增长速度快，往往财政决策空间更大，地方经济也更有活力。

(5)交通水平(Traffic)。交通基础决定了地区内要素和商品流通的便利性，与企业物流成本息息相关。本文以总公里里程/年末常住人口的对数衡量区域交通水平。

表1 相关变量信息汇总

(二)模型设计

通过对已有文献进行归纳总结，基于已有理论分析，为考察税收竞争对资本流动的影响关系，本文拟设立模型如下：

CFit=β0+β1Taxit+β2Tax2it+β3Control1-5it+εit

(10)

为检验营商环境对税收竞争与资本流动的调节效应，拟设立模型如下：

CFit=β0+β1Taxit+β2Tax2it+β3Taxit*Marketit+β4Tax2it*Marketit+β5Marketit+β6Control1-5it+εit

(11)

根据樊纲的营商环境指数分类标准，为验证营商环境分项指标对税收竞争与资本流动的影响，本文拟设立以下模型：

CFit=β0+β1Taxit+β2Tax2it+β3Taxit*MarketXit+β4Tax2it*MarketXit+β5MarketXit+β6Control1-5it+εit(X=1,2,3,4)

(12)

其中CF是被解释变量资本流动，Tax表示所在地区税收减免，Climate表示营商环境，ClimateX表示营商环境分项指标。当X=1时，ClimateX是G_M政府—市场关系；当X=2时，ClimateX是非国有经济发展；当X=3时，ClimateX是Knowledge知识产权保护力度；当X=4时，ClimateX是Labor劳动力要素供给程度。

Control是由五个控制变量组成的向量，如上述分析，本文参考已有文献用城镇化水平、外商直接投资、劳动力成本、GDP增长率和交通密度作为本文的控制变量。为避免模型交互项共线性影响，文中涉及需要交互的相关变量均以中心化结果进行交互，提高统计结果准确性，该处理不影响回归系数分析结果。最后，为避免时间效应干扰统计结果，在模型控制年份上虚拟变量。

(三)样本变量的描述性统计分析

本文所涉及变量总样本为330个，截面数30，各变量均未发现明显异常值。资本流动CF均值为-3.56，最大值为31.29，最小值为-51.76。税收减免强度Tax均值为1.103，最大值为1.7，最小值为0.4，说明营商环境Climate均值为9.00E-08，最大值为3.80，最小值为-4.17。以上为主要变量的相关统计数据，营商环境分项指标G_M、N_State、Knowledge和Labor及相关控制变量的描述性统计结果如表2所示。

表2 主要回归变量的描述性统计分析

三、实证结果及分析

(一)税收减免与资本流动：主效应及营商环境调节效应检验

表3报告了2007—2017年共330个省际面板样本的税收减免、营商环境与资本流动的固定效应模型估计结果。Model 1、Model 2用于检验假设1，Model 3用于检验假设2。

表3 总样本检验回归结果

其中Model 1在未考虑控制变量影响下展示了税收减免(Tax)单变量回归结果。结果显示，一次项系数为-4.063，二次项系数为37.799，其均在1%的水平下显著，表明当税收减免增加时资本流入也随之增加，且边际资本流入递增，初步验证了假设1。Model 2则考虑了控制变量的影响，一次项系数为-3.719，二次项系数为24.384，二者分别在1%和5%的水平下显著，说明在考虑了诸如城镇化水平、外商直接投资和劳动力成本等控制变量后，检验结果仍未出现重大改变。结合表中的Model 2回归检验结果以及税收减免强度不可为负的取值范围，利用MATLAB软件绘制税收减免与资本流动主效应关系图。在图1中，税收减免强度与资本流动之间存在“U型”关系，依据税收减免取值范围，可以确定两者关系集中于“U型”分布单调递增的右侧区间，该区域为单调边际递增区间。所以，检验得出的回归结果验证了假设1，说明提高税收减免强度不仅能带动资本流入，同时也能使边际资本流入逐渐增加。

图1 税收减免与资本流动的关系图

表中的Model 3考虑了营商环境(Climate)的调节效应，一次交互项系数为-2.623，二次交互项系数为11.803，分别在10%和1%的水平上显著，利用MATLAB软件绘制营商环境调节效应图。如图2所示，随着营商环境的提升，两者的非线性关系更加陡峭。这说明优化地区整体营商环境能显著加强地区税收减免政策对跨地资本的吸引效应，税收减免能带动更多资本流入。所以，检验回归结果可以支持假设2，营商环境显著正向调节税收减免与资本流动的非线性关系。

图2 营商环境调节效应图

在控制变量中，外商直接投资(FDI)的回归系数两个模型均在1%水平上显著为正，外商直接投资也能带动省外企业资本流入。这说明外资企业的投资行为对省外企业存在产生引导作用的信号效应，在一定程度上能促进省外企业资本流入。劳动力成本(Wage)的回归系数两个模型均在1%水平上显著为负，说明省外公司跨地投资决策时重点考虑人力成本问题，而回归结果系数表明劳动力成本对资本流入的弹性系数更高，劳动力成本严重上升将导致区域资本流出。

(二)税收减免与资本流动：营商环境分项差异性检验

由表4回归结果显示，营商环境分项指标对税收减免跨地引资效应显著存在差异影响。

表4的Model 4显示了政府—市场关系(G_M)与税收减免的一次交互项系数-38.318、二次交互项系数128.42均在1%的水平上显著。本文利用检验得到的回归系数在MATLAB软件上获取政府—市场关系调节效应图。根据图3可以发现，如同营商环境一般，政府—市场关系程度也能使税收减免引资效果更突出。这说明它能显著正向调节税收减免引资效应，政府主动改善与市场的关系能有效提高地方税收政策的引资效果，因此，假设H3a通过检验。

图3 政府—市场关系调节效应图

表4的Model 5显示了非国有经济发展(N_State)与税收减免的一次交互项系数29.128、二次交互项系数-123.81分别在5%和1%的水平上显著。结合回归系数与MATLAB软件绘制的非国有经济发展调节效应图如图4所示，非国有经济发展与营商环境存在明显差异效果，显著负向调节税收减免与资本流入的非线性关系，与理论分析的结果相一致。这说明在非国有经济发展程度高的地区往往需要提供强度更高的税收减免政策，才能保证资本流入和流出的均衡。因此，假设H3b通过检验。

图4 非国有经济发展调节效应图

表4的Model 6显示了知识产权保护力度(Knowledge)与税收减免的一次交互项系数1.834、二次交互项系数14.643分别在10%和1%的水平上显著；Model 7中劳动力要素供给程度(Labor)与税收减免的一次交互项系数-5.730、二次交互项系数17.831均在5%的水平上显著。结合MATLAB软件绘制调节效应图，在图5、图6中知识产权保护力度和劳动力要素供给程度都显著存在正向调节效应。这说明对省外投资企业而言，加强知识产权保护力度和优化劳动力要素供给属于正向信号，均能使税收减免带动更多的资本流入。因此，假设H3c、假设H3d通过检验。

图5 知识产权保护力度调节效应图

图6 劳动力供给程度调节效应图

表4 营商环境分类检验回归结果

结合图2-6中的调节效应曲线，发现除非国有经济发展呈负向调节这一差异现象外，政府—企业关系产生的调节效果明显远高于营商环境和其他分项指标，而知识产权保护力度和劳动力要素供给的效果与营商环境差异不大。这说明，非国有经济发展的负向调节主要被政府—市场关系的正向调节效应覆盖。在民营经济对经济社会发展中作出了“56789”(1)民营经济贡献了中国经济50%以上的税收、60%以上的GDP、70%以上的技术创新成果、80%以上的城镇劳动就业以及90%以上的企业数量。的突出贡献，其更是地方“稳经济”的支柱，地方政府不可能为了省外资本流入而放弃发展本地民营经济。因此，非国有经济发展带来的“挤出”效应是地方政府必须要承受的，但可以通过改善政府—市场关系缓解这种“挤出”效应。

(三)进一步分析

在营商环境分项差异性检验中，劳动力要素供给程度显著对税收减免与资本流入的关系存在调节效应。在研究设计的指标界定中，劳动力要素供给程度由劳动力质量和劳动力数量两部分组成。为深化研究结论，本文进一步讨论了劳动力要素供给质量和劳动力要素供给数量是否具有显著正向调节效应，劳动力要素供给质量和劳动力要素供给数量计算方法如下：

Labor2it=Ln(劳动力质量it)

表5的Model 8检验了劳动力要素供给质量的调节效应，Model 9检验了劳动力要素供给数量的调节效应。Model 8中劳动力要素供给质量与税收减免的二次交互项在1%的水平上显著为正，但一次交互项未显著。Model 9中劳动力要素供给数量与税收减免的一次交互项系数-6.059、二次交互项系数13.687分别在5%、1%的水平上显著。根据MATLAB调节效应曲线结果，劳动力质量程度不存在显著的调节效应，劳动力数量程度存在显著的正向调节效应。

为形成对比，本文进一步检验了我国东部省市的劳动力要素供给质量是否存在显著调节效应。由表5的Model 10可见，劳动力要素供给质量与税收减免的一次项系数4.902在5%的水平上显著为正，二次交互项系数26.875在1%的水平上显著为正。结合MATLAB调节效应曲线，劳动力要素供给质量在东部地区存在显著的调节效应。这表明在全国范围内的劳动力性质选择上，劳动力要素供给质量当前仍难以替代劳动力要素供给数量，成为省外企业投资考虑的关键指标。但在东部地区，劳动力要素供给质量却对资本流入具有更高的影响。其原因主要有二:第一，当前我国高技术研发、投资领域往往集中于东部地区，西部地区仍以低端制造为主。第二，在劳动力要素供给质量较高的地区劳动力成本往往同步提高，高劳动力成本将排斥大量低端制造业企业。因此，结合这两点原因，当前中国低端制造业产业链正在进行转移浪潮。低端制造业往往是重资产运营模式，对劳动力质量要求相对更低，且正在往中西部地区转移；而高端制造业对劳动力要素供给质量要求较高，且该类企业正在往东部地区集聚。

表5 劳动力要素发展分项检验回归结果

(四)稳健性检验

税收减免与资本流动的单调边际递增关系在前文虽已得到证实，但仍可能存在其他机制和解释。因此，本文将设计如下稳健性检验以排除其他干扰因素，具体如表6所示。

1.替代变量检验

地方政府招商引资的税收减免政策是以所得税减免为主、其他税种为辅的。Model 11中经过相同处理所得税替代税收收入作为解释变量。在表6中税收减免一次项与二次项在稳健性检验中显著，系数方向未发生改变。

表6 稳健性检验回归结果

2.滞后检验

Model 12是税收减免对资本流动的正相关关系滞后一期的稳健性检验。表6的回归系数显示，经过滞后处理，税收减免一次项与二次项在稳健性检验中显著，系数方向未改变。

3.变更样本期间检验

为避免时间区间引起的误差，表6中Model 13-16进行了变更样本期间的稳健性检验，分别删除了2007年、2007年与2008年、2017年、2016年与2017年。根据回归结果可知，税收减免一次项与二次项在稳健性检验中显著，系数方向未改变。

通过替代变量检验、滞后检验与改变样本量检验三种稳健性检验方式，结果均与前文一致。这说明税种差异、模型差异与时间范围差异对描述税收减免与资本流动之间关系的准确性影响不大，检验结果表明研究设计稳健。

四、结论及启示

本文尝试探索税收减免与资本流入的非线性关系，以营商环境及其分项的作用机理作为切入点，结合理论及数理模型构建理论分析，利用2007—2017年的省际经验数据构建实证模型。研究发现：首先，提高税收减免能带动资本流入，且边际资本流入呈上升趋势。其次，营商环境能通过增强税收减免引资效果刺激资本流入，达到缓解高税收负担挤出资本这一负面作用的政策预期。最后，分项营商环境对资本流入影响存在差异。政府—市场关系、知识产权保护和劳动力要素供给可以正向调节税收减免与资本流入的非线性关系，而非国有经济发展却存在负向调节作用。对比营商环境及其分项的调节效果可以发现，政府—市场关系可以缓解非国有经济发展的“市场挤出”效应，在此基础上进一步探讨地方政府实现差异化竞争的可能性。本文通过对劳动力要素供给的分项调节检验，发现当前我国低端制造业具有向中西部转移的趋势，高端制造业则聚集于东部地区。

针对我国制造业现阶段情况，结合上述研究发现，提出以下政策启示：第一，为提高中西部地区经济发展水平，缩小区域发展差距，中央政府可以鼓励中西部地区适当减免税收，承接东部地区转移的低端制造业。在经济发展的同时，中西部地区需有效改善营商环境，避免过度依赖税收减免，防范恶性税收竞争。第二，为缓解“市场挤出”效应，地方政府应采取有效激励措施鼓励各级行政服务人员改善政府—市场关系，切实达到为企业服务的目标，尤其在东部民营经济发达地区。第三，中央政府应鼓励东部地区避免税收竞争，依靠引进人才和提高高端制造比例实现区域整体高质量发展的政策预期，注重省份间差异化发展以实现产业协调。