国际贸易、税收竞争与城市经济增长*

◆程风雨

内容提要：在开放经济背景下，选择和制定适宜的财政调控政策已成为评价新常态下财政政策支持地区经济增长的重要方面。基于中国八大城市群145个城市2005—2013年的面板数据，利用结构式联立方程估计，文章较为系统地考察了国际贸易、税收竞争以及二者之间可能存在的相互作用关系对城市经济增长的影响机制与效果。研究发现：整体上看，国际贸易和税收竞争均显著促进城市经济增长；进口和出口贸易、增值税和企业所得税的税收竞争均会显著抑制国际贸易增长，这表明税收竞争可以通过影响国际贸易来间接影响其经济增长效应；国际贸易将显著抑制税收竞争，以及不同类别的税收竞争，这表明国际贸易会在一定程度上扭曲税收竞争的经济增长效应。因此，要理性认识到税收竞争对经济增长推动能力的边界性，在充分挖掘横向税收竞争本应发挥的要素配置功能的同时，应尽量降低国际贸易对税收竞争增长效应的扭曲作用。

一、问题提出

在当前财税管理体制下，税收竞争已成为国内探讨地区经济增长问题的重要影响因素。后危机时代随着经济全球化和对外开放的程度日益增强，中国财税调控的影响因素不再局限于国家内部。中共十九大报告明确对外开放在中国新常态下的战略定位，强调指出要“推动形成全面开放新格局”“拓展对外贸易，培育贸易新业态新模式，推进贸易强国建设”。由此可见，深入考察开放经济条件下中国税收竞争及其增长效应显得尤为重要。现有研究表明，国际贸易既可以促使政府降低地方税率，以增强地区要素吸引力（Alesina&Perotti，1997）；也可诱发政府扩大财政支出规模以对冲国际贸易的外部危险（Rodrik，1998；Ram，2009；Jetter&Parmeter，2015），从而压缩地方实际的税收裁量权。那么，国际贸易在税收竞争的增长效应中究竟扮演了什么角色？此外，中国财税体制改革不断步入深水区，增值税和企业所得税在地方经济社会发展中的作用愈发明显，不同类别的税收竞争又会对经济增长产生何种影响呢？尝试回答这些问题将是本文研究的主要目标。

近年来，关于税收竞争的研究主要集中在两个方面，一是关于地区间税收竞争的存在性。国内许多研究（沈坤荣和付文林，2006；李永友和沈坤荣，2008；袁浩然，2010；张忠任，2012；吴俊培和王宝顺，2012）通过构建税收竞争反应函数研究发现，中国省级层面存在横向税收竞争。本文认为虽然较之省级政府而言，市级政府没有更多的税收征管权，但由于中国“上下分治”的治理体制给予地级市政府很大的自主性，加之地区经济增长仍是目前地方政府政绩考核的重要指标。据此，本文认为税收竞争在城市间也是具有现实土壤的，并在认同这一推论的前提下进行相关增长效应研究。二是关于税收竞争的增长效应的研究。对此国内外的有关结论存在较大争议。有学者认为税收竞争会增加地区交易成本（周业安，2003；贾康等，2007），尤其是资本所得税的竞争存在逐底竞争的行为（Judd，1985），或者通过抑制家庭储蓄影响外国直接投资流入（Lejour&Verbon，1997），从而抑制地区经济增长。部分研究认为税收竞争不会阻碍阻碍地区经济增长（Feld et al.,2004），相反会通过提高企业生产率（Qian&Roland，1998），有助于带动地区经济增长（沈坤荣和付文林，2006；吴俊培和王宝顺，2012）。这种促进作用既体现在税收总体、地方费类收入，还包括增值税和企业所得税的竞争（李涛等，2011）。此外，还有学者研究认为税收竞争的增长效应相对多元，比如存在税种类别的增长异质性（谢欣和李建军，2011；崔治文等，2015），还存在因经济增长（张福进等，2014；刘清杰和任德孝，2017）、贸易开放（程风雨，2016）和产业结构（肖叶和贾鸿，2017）等影响因素而产生的非线性增长关系。

已有学者提出地级市的税收竞争及其增长的研究可能具有与省级层面的研究存在一定差异（周业安和李涛，2013），但是现有研究主要集中在省级层面数据，以地级市税收竞争为对象的研究还比较缺乏。同时，虽然已有较多研究表明国际贸易对经济增长具有显著的影响作用（Michaely，1977；Kavoussi，1984；Kohli&Singh，1989；林毅夫和李永军，2003；Dufrenot&Tsangarides，2010)，但是也很少有文献关注到国际贸易对税收竞争及其增长效应的影响问题。

鉴于此，本文基于2005—2013年中国八大城市群中的145个地级市的面板数据，在充分考虑国际贸易流向和税收类别的基础上，拟将国际贸易和税收竞争置于同一个研究框架内，借助于面板联立方程模型实证检验了国际贸易、税收竞争及二者之间可能存在的相互关系对城市经济增长的影响。结果表明：虽然国际贸易和税收竞争均可以促进经济增长，但是国际贸易可以在一定程度上限制、扭曲税收竞争增长效应。因此，在使用税收竞争作为促进城市经济增长的重要手段时，要充分认识到其经济增长效应的有限性。同时，还应尽一切可能，充分挖掘横向税收竞争本应发挥的要素配置功能，并尽量减轻国际贸易对其经济增长效应的扭曲作用。

本文可能的创新和贡献在于：（1）提出了“国际贸易可能会扭曲税收竞争的促进经济增长的能力”这一核心论点，分析并验证了税收竞争推动经济增长的有限性，丰富了关于地区经济增长效应的相关研究；（2）首次探讨了国际贸易因影响税收竞争而产生的增长效应变化，从而扩展了关于国际贸易与税收竞争之间关系的有关研究；（3）探讨了不同贸易流向以及不同税收类别的税收竞争增长效应，进一步拓展了对于税收竞争的相关研究。

二、简单的理论模型

（一）国际贸易对税收竞争的影响

与新古典增长理论不同的，内生增长理论坚持经济增长率是非外生的，该理论认为包括税收政策在内，政府财政政策是能够对经济增长率产生影响。据此，本文在胡兵等（2013）设定的包含贸易开放效应的社会生产函数的基础上，遵循Barro（1990）的研究思路，构建一个同时包含税收负担和国际贸易的内生经济增长模型的函数如下：

其中，Y、K、L和A依次代表总产出、物质资本投入、劳动力投入和研发技术投入；TX和TR代表政府税收负担和国际贸易额；分别代表物质资本、劳动力和研发水平增长率；0＜α,β,γ,θ＜1，且总和为1；s、δ、n和g分别代表储蓄率、资本折旧率、人口增长率和技术增长率。

进一步，本文对式（1）、（2）进行人均化处理，即y=Y/AL，k=K/AL，tx=TX/AL和tr=TR/AL，则有：

由式（6）可知，∂tx/∂tr的符号取决于α、β、γ和θ等一系列参数以及∂k/∂tr，其值为正或为负的可能性均存在。换句话说，国际贸易将会显著影响城市税收竞争，但影响方向具有不确定性，即国际贸易可能增加税收负担，抑制城市税收竞争，也可能减少税收负担，增强城市税收竞争。

（二）国际贸易和税收竞争对经济增长的影响分析

假设开放经济体有两个部门M和N组成，其产出分别为MP和NP。考虑到国际贸易和税收竞争均会对经济增长具有显著影响，且国际贸易也将显著影响税收竞争，据此MP和NP可表示为国际贸易（TR）和税收竞争（TX）的函数，即MP(TR,μ·TX(TR))和NP(TR,(1-μ)·TX(TR))。其中，μ和1-μ分别表示部门M和部门N的产出占总产出的比例。

令TXgap=MP/NP，对等式两边求TX一阶偏导，即可得税收竞争的经济增长效应：

对等式两边求TR一阶偏导，即可得出贸易开放的经济增长效应：

进一步，将式（7）带入式（8）中可得：

式（9）等号右边是由两项方程式组成，第一项方程式代表国际贸易对经济增长的直接影响，第二项方程式代表国际贸易通过影响税收竞争而对经济增长产生的间接影响。

综合上述理论分析，本文认为国际贸易可以直接影响税收竞争，并可以对税收竞争增长效应产生一定的扭曲作用，但是这两种效应的影响方向均无法确定，因此也不能直接判定国际贸易对税收竞争及增长效应的具体影响。鉴于此，本文试图利用中国城市的宏观数据，从经验层面揭示国际贸易对税收竞争及增长效应的影响。

三、计量实证模型构建与变量说明

（一）基本模型构建

鉴于国际贸易、税收竞争与经济增长的关系较为复杂，彼此之间可能也是相互影响、相互联系的，如果采用传统单方程模型无法较为完整有效地将上述三变量之间的相关作用关系呈现出来。因此，在上述理论模型分析的基础上，本文利用2005—2013年中国八大城市群的面板数据，构建同时包含经济增长方程、国际贸易方程、税收竞争方程的结构式联立方程模型，以此来实证检验国际贸易、税收竞争以及二者之间可能存在的相互作用关系对城市经济增长的影响。相应的基本联立方程模型的设计如下：

其中，GDP代表城市经济增长，TR代表国际贸易，TX代表税收竞争；CONTROL代表基本方程的控制变量集，εGit、εTit和εEit为服从独立同分布的随机扰动项；下标i为城市群所属城市标识（i=1,2,3,…145），下标t是样本期内年份标识（t=2005,2006,2007,…2013）。

上述联立方程模型包含3个基本方程：式（10）为城市经济增长方程，是本文的主方程，主要研究国际贸易、税收竞争对经济增长的影响；式（11）为国际贸易方程，为辅助方程，主要研究税收竞争规模对国际贸易的影响；式（12）为税收竞争方程，也是辅助方程，主要研究国际贸易对税收竞争的影响。而在联立方程模型中，1α和2α代表税收竞争和国际贸易的增长效应，1β代表税收竞争对国际贸易可能具有的影响，1γ代表国际贸易对税收竞争可能具有的影响。具体而言，如果1α和2α显著，同时1γ显著，这意味着国际贸易不仅可以显著影响税收竞争，还将通过影响税收竞争来间接影响税收竞争的增长效应。此时，可在一定程度上得到“国际贸易扭曲税收竞争增长效应”这一结论。

（二）指标设计与数据来源

本文共有三个内生变量：城市经济增长（GDP），采用国内生产总值数据作为衡量城市社会发展水平的指标，并以2005年为基期，使用GDP平减指数进行有关价格因素平减。税收竞争（TX），参考傅勇和张晏（2007）的做法，用（TAXt/GDPt）/（TAXit/GDPit）计算而得。其中，TAXt和TAXit分别指代t年某一城市群和某个城市的税收负担，GDPt分别指代t年某一城市群和某个城市的GDP总额。国际贸易（TR），采用城市单位的进出口总额表示。

CONTROL为外生控制变量集合，参考相关文献（陆铭等，2005；干春晖等2011；肖叶和贾鸿，2016）的做法，此处选择了如下控制变量：（1）贸易开放度（OPEN）：借鉴肖叶和刘小兵（2018），采用当年平均汇率折算的城市对外贸易进出口总额占同期GDP的比重来表示。（2）物质资本存量（K）：借鉴刘常青等（2017）的研究，采用永续盘存法计算样本城市的物质资本存量，所用公式如下：Kit=Ki,t-1(1-δ)+It。其中以2005年作为物质资本存量估计的基准年，借鉴Young（2003）和张军等（2004）的做法，用城市群城市2005年的物质资本投资额除以10%作为该市的初始资本存量，并把经济折旧率δ设置为近似值9.6%。（3）劳动力要素（LABOR）：采用城镇就业人口衡量。（4）财政自给率（RINANCE），为了反映政府财政收支对城市经济增长的影响，借鉴肖鹏和樊蓉（2019）的做法，采用各城市财政收入占财政支出的比重来衡量。（5）产业结构（STRUC）：考虑到我国主要依靠第二产业拉动经济增长，因此采用第二产业增加值占同期GDP的比重来衡量。（6）城镇化（URBAN）：根据《中国统计年鉴》对城镇化率的定义，即某个国家（地区）常住于城镇的人口在该国家（地区）总人口中所占的比重，本文采用常住人口与总人口的比值来衡量某个城市城镇化水平高低。需要说明的一点是，在2004年以前，我国除人口普查年份外，地级市人口常以户籍人口来统计而不是以常住人口，而且目前官方公布的城市统计数据也较为缺乏全市口径的常住人口数据。但是，从2004年开始，国家统计局明确要求地级市人均GDP统计要以常住人口为准（周一星和于海波，2004）。因此，本文采用邹一南和李爱民（2013）、张坤领和刘清杰（2019）的做法，通过城市GDP总值除以人均GDP来间接获取城市常住人口数据。（7）外商直接投资（FDI）：采用当年平均汇率折算的城市实际外商直接投资总额表示。（8）教育程度（EDUC）：采用一个城市高等教育在校生人数占城市总人口数的比重来衡量。

（三）研究样本及数据来源

作为中国区域经济发展战略的重要依托，城市群也是中国区域经济最具发展活力及潜力的核心地区（方创琳，2011）。2017年，继国务院批复《北部湾城市群发展规划》，中国已拥有了长三角城市群、珠三角城市群、京津冀城市群、北部湾城市群、成渝城市群、哈长城市群、中原城市群和长江中游城市群等八大城市群。参考既有文献（钱金保和才国伟，2017）以及城市层面税收数据的可得性，本文最终选择中国八大城市群中的145个地级市作为研究样本，考察期确定为2005—2013年。本文相关数据主要从历年《中国城市统计年鉴》、《中国区域经济年鉴》以及中经网统计数据库。表1给出了涉及主要变量的描述性统计结果。为了降低异方差所带来的不必要的回归性偏误，本文对有关原始数据进行对数化等处理，并采用线性插值法进行了数据补缺。

表1 主要变量描述性统计

四、基准实证分析

（一）实证分析结果

由阶条件与秩条件可知，本文所构依托的联立方程模型是过度识别的，因此可以估计该模型的总体参数。常用的估计方法有二阶段最小二乘法（2SLS）以及三阶段最小二乘法（3SLS），但是当模型扰动项满足条件同方差时，仅有3SLS可得到最优估计量，而2SLS只在某些特殊状况下才会与之等效（钞小静和沈坤荣，2014）。因此，本文根据通常做法，构建基本方程中等式右边的全部外生变量的线性组合，并将其作为三个内生变量的工具变量进行3SLS回归估计，所得结果如表2所示。

表2 基准回归结果

从表2实证结果来看，在经济增长方程中，TR的估计系数为0.404，在1%统计水平上显著为正，TX的估计系数为0.696，在1%统计水平上显著为正，这表明国际贸易将会显著促进城市经济增长，而税收竞争也具有正的经济增长效应。在国际贸易方程中，TX的估计系数显著为负，其值为-4.964，这表明税收竞争程度的提高会显著抑制国际贸易，这意味着税收竞争可以通过影响国际贸易来影响国际贸易的增长效应。

尤其是在税收竞争方程中，TR的估计系数为-0.192，显著为负，这表明国际贸易的扩大将会显著抑制税收竞争程度。因此，国际贸易将通过抑制税收竞争来扭曲税收竞争对经济增长的影响。对此，本文认为可能是以下原因使然：一方面，传统税收竞争的主要手段是税收优惠或财政补贴，地方政府以此降低要素的进入成本，进而试图更加有效地吸引资本和技术等要素资源，这就需要挤占一定的地方财政支出。另一方面，国际贸易会制约财政支出规模与结构。随着国际贸易的快速发展，城市经济社会得到更多机遇的同时，也会引致更多的外部风险，进而产生城市经济波动、失业等问题。此时，政府将会提高财政支出规模来弥补国际贸易发展所带来的冲击（Rodrik，1998；Ram，2009；Jetter&Parmeter，2015）。税收竞争需要减免税收，财政支出需要扩增以对冲国际贸易的不利影响，在财政分权的情况下这“一减一增”的政策行为无疑增加了税收与财政支出之间的矛盾。此时，如果囿于GDP考核导向，尤其当面临税收收入增速有所放缓局面时，地方政府将有限的财政支出侧重于城市基础设施等生产性公共物品领域，而减少或者疏忽科教文卫等非生产性公共物品的有效供给，扭曲性机制可能会进一步对税收竞争产生较大的挤出效应，引致实际税收竞争增长效应与最优税收竞争增长效应之间的路径偏离。从这个逻辑思路上看，开放经济条件下，国际贸易客观限制了地方财政的分配调节能力，从而对税收竞争增长效应产生一定的扭曲作用。

（二）稳健性检验

为了确保上述实证结果的稳健性与可靠性，本文将从变量替代和样本数据改变两大方面对实证结果进行稳健性检验。

（1）改变时间窗口。2012年1月1日开始“营改增”试点，考虑到该试点可能会影响上述研究结论，本文将样本的时间窗口压缩到2005—2011，重复进行3SLS回归估计。由表3中（1）列可知，税收竞争与国际贸易均能显著促进城市经济增长，且国际贸易对税收竞争增长效应具有一定扭曲作用。显然，这与基准实证分析得出的结论相一致。

（2）改变样本量。本节随机抽取全部城市群样本的80%数据，同样采用3SLS进行回归估计，相应的回归结果如表3中（2）列所示，可以发现，税收竞争与国际贸易的增长效应的回归系数值依旧显著为正，且国际贸易对税收竞争增长效应的扭曲作用依然存在。这表明在改变样本量后，基准结论依旧稳健。

（3）替换经济增长变量。与GDP统计数据相比，由于夜间灯光数据可以最大程度地消除主观因素造成的统计偏误，国内外已有相当文献开始利用夜间灯光数据开展研究（Mellander et al.，2015；徐康宁等，2015；Duede et a1.，2016；Bickenbach et a1.，2016）。因此，本节将尝试以夜间灯光数据作为中国城市群经济增长的替代变量，对实证结果进行稳健性检验。本节采用的夜间灯光原始数据来源于美国国家海洋和大气管理局(National Oceanic and Atmospheric Administration,NOAA)官方网站，基于该数据，首先以TM影像为基准，对2005—2013年稳定的夜间灯光数据进行几何校正得到全球灯光图，然后以中国市域图加以裁剪，最终得到中国八大城市群145个城市的夜间灯光数据。具体回归结果如表3中（3）列所示。可以发现，使用夜间灯光数据作为经济增长的替代变量时，税收竞争与国际贸易均能显著促进城市经济增长，且国际贸易对税收竞争增长效应同样具有扭曲作用。

（4）采用不同联立方程估计方法。本节采用2SLS和似不相关（SUR）两种估计方法对上述联立方程进行实证检验，相应结果如表3中（4）和（5）列所示。不难发现，无论是2SLS方法还是SUR估计，所得结果均与基准回归相一致，表明上述核心论点是基本稳健的。

表3 稳健检验结果

五、基于贸易流向和税收类别的进一步检验

（一）基于贸易流向的进一步检验

从贸易规模的大小、经济社会的作用以及要素资源的吸引等方面来看，进口贸易与出口贸易有着显著的区别。因此，本节沿用上述联立方程模型的实证分析框架，分别实证研究进口贸易（IM）和出口贸易（EX）的税收竞争增长效应，实证结果如表4所示。

表4 基于贸易流向的进一步检验

IM 0.471***(0.108)-0.160***(0.013)EX 0.285***(0.056)-0.215***(0.016)控制变量 控制 控制 控制 控制 控制 控制常数项 -3.529***(0.777)22.332***(5.553)3.618***(0.496)15.737***(3.908)3.440***(0.492)样本量 1304 1304 1304 1305 1305 1305

在IM方程组中：经济增长方程的TX的估计系数为1.042，在5%统计水平上显著为正；IM的估计系数为0.471，在1%统计水平上显著为正；进口贸易方程的TX的估计系数为-5.967，在1%统计水平上显著为负；税收竞争方程的IM的估计系数为-0.160，在1%统计水平上显著为负。在EX方程组中：经济增长方程的TX的估计系数为0.846，在1%统计水平上显著为正；EX的估计系数为0.285，在1%统计水平上显著为正；出口贸易方程的TX的估计系数为-4.377，在1%统计水平上显著为负；税收竞争方程的EX的估计系数为-0.215，在1%统计水平上显著为负。

上述回归结果表明：（1）进口贸易和出口贸易均显著促进城市经济增长，这表明进出口贸易是城市经济增长的关键因素之一；（2）税收竞争均可以显著影响进口和出口贸易，这说明税收竞争可以抑制进口和出口所带来的经济增长效应；（3）进口和出口贸易均显著抑制税收竞争，且出口贸易的抑制作用要远远大于进口贸易，这表明无论是进口贸易还是出口贸易，均能够通过影响税收竞争来间接抑制税收竞争增长效应。

（二）基于税收类别的进一步检验

为进一步分析不同类别的税收的经济增长效应，考虑到现实数据的可得性，本文将总的税收细分为增值税、营业税、个人所得税和企业所得税等4个类别。基于此，本节继续沿用上述联立方程模型的实证分析框架，分别分析增值税（ZTX）、营业税（YTX）、个人所得税（GTX）和企业所得税（QTX）的税收竞争增长效应，回归结果如表5、表6所示。

表5 基于税收类别的进一步检验（一）

从表5可知，在ZTX方程组中：经济增长方程的TR的估计系数为0.917，在1%统计水平上显著为正；ZTX的估计系数为2.249，在1%统计水平上显著为正；国际贸易方程的ZTX的估计系数为-6.487，在1%统计水平上显著为负；税收竞争方程的TR的估计系数为-0.154，在1%统计水平上显著为负。在YTX方程组中：经济增长方程的TR的估计系数为0.161，在5%统计水平上显著为正；YTX的估计系数为0.585，在1%统计水平上显著为正；国际贸易方程的YTX的估计系数为-1.960，在1%统计水平上显著为负；税收竞争方程的TR的估计系数为-0.403，在1%统计水平上显著为负。

表6 基于税收类别的进一步检验（二）

从表6可知，在GTX方程组中：经济增长方程的TR的估计系数为-0.016，D但不显著为负；GTX的估计系数为-1.105，在1%统计水平上显著为负；国际贸易方程的GTX的估计系数为-3.802，在1%统计水平上显著为负；税收竞争方程的TR的估计系数为-0.261，在1%统计水平上显著为负。在QTX方程组中：经济增长方程的TR的估计系数为0.688，在1%统计水平上显著为正；QTX的估计系数为0.301，在1%统计水平上显著为正；国际贸易方程的QTX的估计系数为-2.704，在1%统计水平上显著为负；税收竞争方程的TR的估计系数为-0.368，在1%统计水平上显著为负。

上述回归结果表明：（1）增值税、营业税和企业所得税的税收竞争均能显著促进城市经济增长，其中增值税的税收竞争增长效应最大，这与肖叶和贾鸿(2016)、刘清杰和任德孝（2017）的有关研究结论基本一致，也符合“营改增”政策的实际效果。（2）个人所得税的税收竞争对城市经济增长具有一定的阻碍作用，这其中可能的原因在于，个人所得税的征收不仅可以扩大经济总体规模，还可以通过促进资本产出和劳动要素产出效率来带动经济增长（李绍荣和耿莹，2005)，因此税收竞争带来个人所得税税负的下降，反而会对经济增长产生一定的抑制作用，这也与鄢姣和赵军（2015）的研究结论相符。（3）个人所得税下的国际贸易对经济增长不具有显著的影响作用，因此虽然其税收竞争会显著抑制国际贸易发展，但无法通过抑制国际贸易来间接影响其经济增长效应。（4）增值税、营业税和企业所得税的税收竞争均可以显著抑制国际贸易增长，这表明不同类别的税收竞争依然可以通过抑制国际贸易来间接影响其经济增长效应。（5）国际贸易均能显著抑制不同类别的税收竞争，这进一步说明国际贸易将会影响不同类别税收竞争的经济增长效应。

六、主要结论与政策启示

本文在内生经济增长模型的基础上，将国际贸易与税收竞争放在同一研究框架内，理论解构了国际贸易对税收竞争及其增长效应的复杂影响，然后基于2005—2013年中国八大城市群中的145个地级市的面板数据，借助于面板联立方程模型进行实证检验。结果表明：（1）从整体上看，国际贸易和税收竞争均可以显著促进城市经济增长，研究结论在一系列检验下均稳健有效，这表明国际贸易和税收竞争均是影响城市经济增长的重要因素之一。（2）增值税、营业税和企业所得税的税收竞争均能显著促进城市经济增长，且三类税收的竞争均可以显著抑制国际贸易增长，这表明不同类别的税收竞争依然会通过抑制国际贸易来间接影响其经济增长效应。（3）个人所得税的税收竞争对城市经济增长具有一定的阻碍作用，但个人所得税下的国际贸易对经济增长不具有显著的影响作用，这表明个人所得税的税收竞争对国际贸易的增长效应的调节能力有限。（4）国际贸易均能显著抑制不同类别的税收竞争，这进一步说明国际贸易将会影响不同类别税收竞争的经济增长效应。

综上所述，在中国，国际贸易会在一定程度上扭曲税收竞争的经济增长效应。因此，在不断优化和匡正税收竞争经济增长效应的同时，也要充分认识到其有限性，进而提出如下政策建议：

第一，要理性认识到税收竞争对经济增长推动能力的边界性。从本文的实证结果来看，在经济开放条件下，虽然国际贸易和税收竞争均可以促进经济增长，但是国际贸易却可以在一定程度上限制、扭曲税收竞争增长效应。因此，在使用税收竞争作为促进城市经济增长的重要手段时，要充分认识到其经济增长效应的有限性。

第二，要尽量降低国际贸易对税收竞争增长效应的扭曲作用。国际贸易是影响地方财税行为的重要因素，其地区经济增长带动机制的发挥也仍有较大提升空间，突出表现为进一步增加地方政府所面对的外部风险，挑战政府驾驭和管理相应风险的应对能力。这需要政府能够适应和跟进经济社会发展的深刻变化，尤其是要权衡财政支出在促进地方经济增长和保障科教文卫等公共产品的更高需求的优先顺序，及时做出财税政策安排和相应制度的补位或正位。

第三，要充分挖掘横向税收竞争本应发挥的要素配置功能。本文研究结论显示，作为中国税收两大主要税种，增值税和企业所得税的竞争依然会通过抑制国际贸易来间接影响其经济增长效应，这表明上述两个类别的税收对经济增长的必要的正向调节功能还未能发挥出来。因此，应进一步通过规范地方税收竞争行为，提高财税工具的宏观调控效率，充分发挥增值税的贸易中性特征（程风雨，2015a,2015b）和企业所得税的贸易作用（程风雨，2015c），在确保地方税收收入合理增长的同时，使其成为调节地方经济增长的有效政策工具。