地方财政收入目标、税收竞争与企业税负

付朝干，方永美

(1.广东技术师范大学 财经学院，广州 510450;2.华南师范大学 经济与管理学院， 广州 510006;3.华南农业大学 数学与信息学院，广州 510006)

一、引言

中国行政管理体制沿用自上而下的目标责任考核管理体制，通过目标任务制定和层层分解而达到管理和控制的目的。GDP增长是地方目标责任考核体系的核心指标(Li and Zhou,2004[1]；周黎安，2007[2]39-40)，财政收入构成中央考核地方的另一侧重指标(白云霞等，2019)[3]99。地方官员面临的晋升激励是其设定地方经济绩效目标的主要动力源(马亮，2013)[4]28，在晋升激励的驱动下，为了满足中央对地方的业绩考核要求，地方行政首长在每年的政府工作报告中通常会提出地方年度GDP增长目标和财政收入增长目标。

诚然，经济增长是财政收入增长的来源，GDP增长会带动财政收入增长，有助于财政收入目标的完成，两个目标之间具有和谐统一的一面；然而，如果财政收入增长目标定得过高，将有可能反噬一个国家或地区的经济增长潜力，妨碍GDP增长目标的实现。在地方GDP增长目标一定的条件下，地方财政收入增长目标定得过高，将激励地方行政系统向下汲取资源，产生“竭泽而渔”的现象，反倒不利于地方GDP增长(周雪光，2005[5 ]；谢贞发和范子英，2015[6]95)。相反，如果地方政府放弃追求地方财政收入最大化，相比于应收尽收，把地方财政收入增长目标定得稍微低一点，为GDP增长预留出一定的财政或税收支持空间，反倒有利于地方GDP良性以及长远的增长。因此，地方财政收入增长目标的高低将影响GDP增长目标的实现。

包括GDP增长目标和财政收入增长目标在内的政府绩效目标设置，一方面具有专业预测的合理性，另一方面又或多或少包含了地方官员的某些意志与倾向(马亮，2013)[4]29。改革开放以来，中国的首要目标是发展经济(谢贞发和范子英，2015)[6]95。与其他国家或地区相比，发展经济所要求的自然资源禀赋、物质与人力资本积累以及技术创新能力,中国并无明显优势，甚至还处于低水平阶段(周黎安，2007)[2]36，要实现GDP较快增长并非易事(1)2022年3月11日，国务院总理李克强答记者问，指出：从世界上来看，中国这么大的经济体要保持中高速的增长，本身就是很大的难题。。GDP增长构成了中央考核地方的核心指标，在实现GDP快速增长困难重重的情形下，为了赢得晋升锦标赛，地方官员不惜动用一切积极因素来发展经济，实现GDP增长(周黎安，2007)[2]42-43。那么，地方官员在制定当地财政收入增长目标时有没有可能有所保留，通过制定相对较低的财政收入增长目标，换取一定的财政或税收支持空间，以追求地方更快的GDP增长？

本文试图从企业所得税竞争视角，借鉴公共管理领域的目标替代理论框架(Bohte and Meier，2000)[7]173-175来分析上述这一问题。在中国，地方政府“为增长而竞争”(张军，2005)[8]，地区之间企业所得税竞争能有效促进GDP增长已形成一定的研究共识(李涛等，2011)[9]22。在中央对地方的目标考核任务体系中，GDP增长与财政收入增长所占的权重不同，这就为地方官员实施目标替代预留了一定的政策操作空间。如果有足够的证据表明地方官员通过制定相对较低的财政收入增长目标，来获得企业所得税竞争优势，那么就有理由相信地方官员的确存在目标替代行为，通过放弃地方财政收入最大化来追求地方GDP增长。

具体而言，本文收集了中国2005—2020年上市公司财务数据、省级财政收入增长目标以及相关的宏观经济数据，利用“省-企业”宏微观匹配数据，考察了省级年度财政收入增长目标对地区间企业所得税竞争降低企业税负效应的影响,以及这种影响是否会因地区经济发展基础的不同而有所差异，以此为中国地方政府设置财政收入增长目标的理论逻辑提供新的解释，并为进一步完善中央对地方的治理制度，构建区域协调发展的经济政策提供政策启示。

本文后续结构安排如下：第二部分是文献综述；第三部分是理论假设；第四部分是研究设计；第五部分是实证结果；最后是结论。

二、文献综述

回顾相关文献发现，国内外对于税收竞争的研究主要围绕着地区间税收竞争的特征和经济后果两个方面展开，较少关注到地区间税收竞争受到的约束条件，这给本文留下了进一步的研究空间。其中，早期的研究利用省际面板数据考察地方政府税收竞争特征(沈坤荣和付文林，2006；李永友和沈坤荣，2008；郭杰和李涛，2009；Liu and Martinez-Vazquez,2014)[10～13]。沿着这一思路，后续的文献则利用地级市或县级市数据考察地区间税收竞争特征(龙小宁等，2014；杨龙见和尹恒，2014；钱金保和才国伟，2017)[14～16]。税收竞争经济后果的研究主要沿着两条线展开，其一是考虑税收竞争的宏观经济后果，例如环境污染治理效应(崔亚飞和刘小川，2010)[17]、GDP增长效应(李涛等，2011)[9]22、对环境质量的影响(李香菊和赵娜，2017；Bai et al.,2019)[18～19]；其二是考察税收竞争对微观企业的影响(范子英和田彬彬，2013；王凤荣和苗妙，2015；Xiao and Wu,2019)[20～22]。注意到地方政府实施税收竞争所受到约束的代表性文献有谢贞发和范子英(2015)[6]93的研究，其利用2002—2007年省级宏观数据，考察了中央税收征管权的集中对地区间政府企业所得税竞争的影响。从理论上而言，税收构成了地方财政收入的主要来源，在财政支出的刚性约束下，完成地方财政收入增长目标是地方政府实施税收竞争所面临的一个十分重要的约束条件，但到目前为止，鲜有文献探讨地方政府制定的财政收入目标对税收竞争的影响，也缺乏较为深入的实证研究。

本文预期可能的贡献概括为以下三个方面：第一，借鉴企业所得税竞争具有GDP增长效应的理论基石，证实了中国地方官员存在目标替代行为，通过放弃地方财政收入最大化以追求更快的GDP增长，拓展了目标替代理论的研究；第二，本文在前人主要利用宏观数据来考察地方政府的税收竞争行为基础上，引入了地方财政收入增长目标的约束，从微观经济变量的角度探讨了地方财政收入增长目标对地区间税收竞争的影响以及这种影响在企业税负上的表现，对微观行为基础的洞悉更有利于公共政策的设计；第三，本文揭示了在当前分税制下，发达地区与落后地区实施税收竞争能力的差异以及这一差异的根源所在，为解决新时代主要矛盾提供了具体而明确的政策指导。

三、理论分析与研究假设

(一)地区间的税收竞争与企业所得税负担

Oates(1972)[23]最早提出税收竞争的思想，并由Wilson(1986)[24]、Zodrow和Mieszkowski(1986)[25]进行更严格的阐述，其主要内容可概括如下：资本的流动性引起地区间为争夺流动税基的税收竞争，一个地区提高税率将导致资本流向其他地区，对其他地区产生税收的正外部性，每个地区在设定自身税率时忽略了这一正外部性，从而出现税率“向底部竞赛”的结果。与西方发达国家财政联邦主义体制不同，为了防止地方政府滥用税权，中国中央政府几乎垄断了所有税种的立法权、解释权和修订权，地方政府无权决定税种和税率 (周黎安，2008)[26]154-155，而仅仅获得有限的征税权(汤玉刚和苑程浩，2011)[27]。与此同时，为了限制地方政府的税收竞争，保障自身的财力增长，中央政府通过税制改革，集中税收征管权，逐步“蚕食”地方政府的征税权(谢贞发和范子英，2015)[6]93。2018年的中央机构改革，将原属于地方政府“块管”的地税系统合并到中央政府“条管”的国税系统，进一步压缩地方政府可控的“征管空间”。

然而，地方政府间的横向税收竞争并没有因此被弱化或消除。2018年以前，国地税两套税收征管机构并存，地方政府间横向税收竞争的广泛存在已被众多研究所证实。2018年之后，属于“条管”的国税系统财政权仍然受制于地方政府，部分经费来源于地方政府；在有些地区，地方政府对所在地税务部门的经费支持远高于中央财政的支持力度，导致地方税务部门对企业的日常管理时常受到来自地方政府的干预(李文豪，2021)[28]。近期的一则典型个案也印证了在当前“条管”国税征管体制下，地方政府仍然有能力干预地方税务部门的工作，例如：郑州要求税务部门要对不配合复工的房地产企业进行偷漏税核查(2)资料来源：2022年9月8日，中国网《郑州要求问题楼盘30天内全复工 不配合房企要查税》。。实际上，自改革开放以来，中国政府部门管理模式由“块管”转变成“条管”的现象并不鲜见，一旦这些“条管”部门的做法与本地局部利益相冲突，地方官员仍然可以动用许多资源对这些“条管”部门施加有效的压力，要求这些部门的工作迎合地方发展经济的需要(周黎安，2007)[2]47。总体而言，地方税务部门一直以来并未真正独立于地方政府，税收征管工作或多或少受到地方政府的影响。

相比于其他税基，企业所得税税基是资本所得，资本的流动性使得企业所得税税基是流动的(谢贞发和范子英，2015)[6]92。争夺资本，吸引资本的流入，将进一步促进地方GDP增长。在晋升激励驱动下，以及一直以来地方政府能对地方税务系统施加压力和影响的情形下，地方政府官员必然会在企业所得税上展开激烈的税收竞争，通过降低资本所得税的征管力度或给予资本更大的税收优惠吸引资本流入，这一行为带来企业所得税税负下降。

据此，提出假设1：地区间企业所得税竞争促使微观企业所得税税负下降。

(二)地方财政收入增长目标与税收竞争的影响

地方政府制定的财政收入增长目标，通过层层下达，层层分解，形成自上而下的目标激励模式(白云霞等，2019)[3]100，也构成了地方负责组织财政收入的部门必须完成的任务“底线”(高培勇，2006；张少辉等，2021)[29～30]。地方政府实施税收竞争的手段是通过降低纳税人的税收负担吸引资本流入(王凤荣和苗妙，2015)[21]16，在地方经济总量一定的条件下，地方政府在企业所得税方面的“逐底竞争”潜力和能力就取决于完成财政收入增长目标之后所剩余的税收征管空间。财政收入增长目标定得越高，完成地方财政收入增长目标后剩余的税收征管空间就小，给定地区的地方政府在竞争地区加权平均企业所得税税负的基础上所能降低税负的程度就小；反之，财政收入增长目标定得越低，完成地方财政收入增长目标后剩余的税收征管空间就大，给定地区的地方政府所能够降低税负的程度就大。

据此，提出假设2：地方财政收入增长目标越高，税收竞争对于给定地区企业所得税税负的影响就越小。

Bohte和Meier(2000)[7]173-182提出了目标替代理论，其根据美国德克萨斯州公共学校管理者人为地把来自于低收入家庭和少数族裔家庭的学生排除考试名单之外，以提高本校学生在TAAS考试的整体通过率的现象指出，一些承担着多重目标任务的政府部门，上级政府部门在对下级政府部门进行考核的过程中，缺乏精确客观的绩效衡量指标。由于信息不对称，下级政府相对于上级部门具有信息优势。为了获得上级部门更好的绩效评价，下级政府部门通过把行政资源和行政活动从较为困难的目标任务转向较容易实现的目标任务，导致目标替代的产生。

在中国的制度背景下，GDP增长与财政增长均是中央政府考核地方政府的目标任务，但两者的相对重要性是有差异的。中央政府以GDP增长目标作为考核地方政府的核心指标，权重相对更大；为了防止地方政府“竭泽而渔”，中央政府并不直接以财政增长最大化作为考核地方政府最主要的指标(谢贞发和范子英，2015)[6]95。在中央对地方官员的目标责任考核体系中，相比于GDP增长，地方财政收入增长所占的权重相对更小。在地方经济总量一定的条件下，追求过高的财政收入增长目标将对税收竞争的低税负效应具有反作用，不利于地方实施税收竞争。相反，制定相对较低的财政收入增长目标，将为地方政府实施税收竞争提供更宽广的税收征管空间，提高地方政府在税收竞争中的优势，吸引资本流入，实现更快的GDP增长。因此，为了赢得晋升锦标赛，地方官员就有动机制定相对更低的财政收入增长目标，实施税收竞争，降低税负，吸引资本流入，以换取更快的GDP增长。

据此，提出假设3：地方政府通过制定相对较低的财政收入增长目标，实施税收竞争。

(三)地方经济基础、财政收入增长目标与税收竞争

中国地区之间经济发展基础存在明显的差异；经济基础差异直接决定了财政实力差异(李永友，2010)[31]。改革开放之初，“让一部分地区先富起来”的差异化发展政策造成了地区之间巨大的经济发展差距，也造成了发达地区与落后地区在财政包干制度下财政收入的差距。1994年分税制改革，为了最大限度争取到地方政府对分税制改革的支持，中央对改革前地区财政既得利益格局进行了照顾和维护，尽管中央也通过加大转移支付力度对落后地区进行财政照顾，但仍然在多个方面造成了发达地区与落后地区之间财政收入的巨大差距：一是为了维持发达地区在分税制的既得利益，中央每年对这些地区拨付巨额的税收返还；二是全国统一的增值税分享比例和税收返还增长系数对于发达地区有利，而对落后地区不利，原因在于发达地区增值税的增长空间远远大于落后地区；三是中央对于落后地区一般性的财政转移支付规模仍然偏低，而且转移支付中很大的一部分不是一般性转移支付，而是伴随着某些特定目的和用途的转移支付，这些特定目的和用途的转移支付需要当地政府的配套资金作为先决条件，这为落后地区真正享受这些专项补助设置了自然屏障(周黎安，2008)[26]177-178。在当前分税制体制下，经济发达地区财政资源更多，更有能力和空间制定相对较低的财政收入增长目标，从而实施税收竞争。相反，落后地区财政压力更大，需要通过设置更高的财政收入增长目标去满足财政支出的需要，留给当地政府实施税收竞争的空间自然就更小(3)2022年，受多种不利因素的影响，包括中央财政在内的全国财政收入罕见出现下滑。8月16日，李克强总理在深圳主持召开经济大省政府主要负责人座谈会，督促东部四省要完成年度中央财政上缴任务。这则新闻报道在一定程度上说明相对于经济不发达地区，经济发达地区的财政收入具有更大的潜力可供挖掘，也意味着在正常的发展年份，经济发达地区可能具有更宽广的税收征管空间实施税收竞争。。

据此，提出假设4：相对于经济欠发达地区，财政收入增长目标对税收竞争的反向作用在经济发达地区表现得更为显著。

四、研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文选取2005—2020年中国沪深A股上市公司作为初选样本，并按照以下标准筛选样本：第一，由于金融行业与非金融行业适用不同的会计准则，为了保证数据之间具有可比性，遵循已有研究惯例，剔除金融行业企业样本；第二，剔除税前利润为负的样本，在企业税前利润为负的情况下，很难解释企业税负的经济含义(Dyreng et al.，2017)[32]445；第三，剔除实际税率大于1小于0的样本；第四，剔除年末资产总额小于等于零的样本数据(李增福等，2016)[33]。最终获得29725个样本观测值。

相关数据来源情况如下：①财务数据来自于国泰安CSMAR数据库；②企业适用所得税税率来自于Wind数据库；③税收收入数据来自于《中国税务年鉴》；④宏观经济数据来源于中经专网数据库、《中国统计年鉴》《中国税务年鉴》和地方统计年鉴；⑤省、市、自治区(下文称省份)空间距离数据来自于高德地图；⑥财政收入增长目标通过地方年度政府工作报告进行手工整理而得。为消除异常值的影响，对主要连续变量进行了1%分位数和99%分位数上的缩尾处理(winsorize)。

(二) 实证模型与变量说明

为检验本文提出的假设1，参考Collins等(1997)[34]和Dyreng等(2017)[32]447的研究方法，构建以下主回归模型：

TaxBurdenit=β0+β1Timet+β2TaxCompit+β3Controlsit+θj+εit

(1)

其中，TaxBurdenit为公司i在第t个会计年度的企业所得税税收负担，Timet表示企业税收负担的线性变动趋势，TaxCompit表示税收竞争，Controlsit表示影响企业税负的公司特征变量，θj表示行业效应，用以控制行业特征的影响，εit为随机干扰项，遵循一般研究的做法，假定εit独立同分布。

为了检验本文提出的假设2、假设3、假设4，在上述主回归模型(1)的基础上，参考田彬彬等(2020)[35]研究税收计划的做法，构建了以下主回归模型：

TaxBurdenit=β0+β1TaxCompit+β2FRTargetit+β3Controlit+θj+λt+εit

(2)

其中，FRTargetit表示地方财政收入增长目标，Controlsit除了公司特征变量外，将根据研究逻辑递进关系，逐步控制企业所在地宏观经济变量，λt表示年度效应，用以控制宏观经济变化的影响，εit为随机干扰项。各变量的界定详情如下。

1.税收负担

借鉴前期相关的研究 (Hanlon and Heitzman，2010; 刘行和叶康涛，2014)[36～37]，本文采用两个实际税率指标衡量企业所得税负担(TaxBurdenit)：第一个指标ETR1= 所得税费用/税前利润总额×100；第二个指标ETR2=(所得税费用-递延所得税)/税前利润总额×100，递延所得税=(期末递延所得税负债-期初递延所得税负债)-(期末递延所得税资产-期初递延所得税资产)。ETR1是企业会计准则下，公司实际税收负担的一种体现(王延明,2003)[38]，这一衡量指标允许一般性地谈论企业税负的变化，而不需要考虑税收政策或税法规定的变化 (Hanlon and Heitzman，2010)[36]139；ETR2是一个更接近税法规定的企业税负衡量指标。当前，国内外学者对于企业所得税负担的考察，并没有统一的衡量指标 (Hanlon and Heitzman，2010)[36]139-141，在后续的稳健性检验部分，将重新计算其他衡量企业所得税负担的指标对本文的研究假设进行验证。

2.税负的变动

借鉴前期研究的做法(马化祥，2007[39]；Dyreng et al.，2017[32]447)，设定Timet作为衡量样本期内上市公司实际税率变化的指标。Timet定义为样本观察值的会计年度减去2004，其中，2005年会计年度的Timet设定为1，2006年会计年度的Timet设定为2，以此类推，直至2020年会计年度Timet设定为16。Timet系数的符号如果为正，表示样本期内上市公司实际税率上升，反之则相反；Timet系数的绝对值表示样本时期内企业实际税率的年度平均变化量。

3.税收竞争

国内一般采用宏观税负作为税收竞争的衡量指标，相比于宏观税负，微观企业实际税率是一个直接关乎企业切身利益的指标，也是一个更直接反映企业实际所得税负担的指标。首先利用微观企业实际税率指标ETR1、ETR2构建相对应的税收竞争指标TaxComp1与TaxComp2。后续稳健性检验部分，将利用宏观企业所得税税负替换微观企业实际税率，并按下述税收竞争指标的构建步骤重新构建税收竞争指标进行稳健性检验。

税收竞争指标的构建参考了Overesch和Rincke(2009,2011)[40～41]的做法，具体的构建步骤如下：

第一步，构建省份权重指标Wij。其中，Dij表示地区i和地区j之间的地理距离(4)地区之间的距离用省会城市之间的地理距离作为近似代表。，Popj表示区域j内的常住总人口(5)不同地区统计年鉴数据统计口径并非完全一致，少部分地区个别年份并没有公布常住人口数据，使用户籍人口作为替代衡量指标。(以万人为单位)，如果j=i，设定Wij=0，如果j≠i,则:

(3)

第二步，计算税收竞争指标TaxComp1和TaxComp2。把每一个省份企业所面临的税收竞争定义为除了港澳台以及其所在地外，中国其他省份同期所在地所有上市公司企业税负均值(6)除了使用均值外，还使用本省份所有上市公司税收负担的中位数作为地区企业所得税税率集中趋势的代表，回归系数的符号、显著性并没有发生明显的改变。的线性组合，实际税率均值的权重为Wij。也即是：

(4)

(5)

税收竞争指标TaxComp反映地方政府为本地企业提供企业所得税优惠以及进行企业所得税征管所面临的竞争压力。在其他条件不变的情况下，税收竞争指标TaxComp的数值越小，所在地政府面临的税收竞争压力就越大；TaxComp数值越小，意味着其地区企业所得税加权平均实际税率就越低；如果本地区企业实际税率大于TaxComp，在同样的利润水平，本地企业就需要缴纳更多的所得税，企业的税后利润就下降。为了实现利润最大化，企业就有可能从该地区搬离，转向其他地区，资本也会随着企业的搬离流出本地。地方政府为了尽可能留住资本和吸引移动税基的流入，就需要想方设法降低本地企业的所得税税负，税收竞争的压力就越大。

4.财政收入增长目标

借鉴张少辉等(2021)[30]103的研究做法，以企业所在省份年初政府工作报告中提出的一般公共预算目标增长率作为财政收入增长目标FRTarget的衡量指标,如果当年政府工作报告中未明确提出一般公共预算目标增长率，则一般公共预算目标增长率取值为0。税收作为地方政府财政收入的主要来源，财政收入增长目标定得越高，税务局的税收征管压力就越大，企业进行所得税筹划的空间越小，实际税率ETR越高，预计这一指标与企业税负呈正相关关系。

5.控制变量

在对模型(1)进行回归的过程中，参考Dyreng等(2017)[32]446考察企业实际税率演进趋势的研究，刘行和李小荣(2012)[42]关于金字塔结构对国有企业税收负担影响的研究，刘慧龙和吴联生 (2014)[43]对A股上市公司实际税率的研究；此外，还控制了公司规模 (LOGAssetit，总资产的自然对数)、资产负债率 (Leverageit，总负债除以总资产)、盈利能力 (ROAit，净利润除以年平均资产总额)、固定资产比率 (PPEit，固定资产除以总资产)、存货比例 (Inventoryit，存货净额除以总资产)、国有企业虚拟变量(SOEit)，企业适用所得税税率 (TaxRateit)等公司特征变量对企业实际税率可能的影响。

在对模型(2)进行回归的过程中，除了上述公司特征变量外，根据研究逻辑的递进关系，参考田彬彬等(2020)[35]127考察税收计划对企业税负影响的研究，还逐步控制了企业所在地的宏观经济变量：地方年度GDP总量(Lngdp,GDP的自然对数)，二产占比(Second，第二产业增加值占GDP比重)，外商直接投资的自然对数(LnFDI)。

五、实证结果

(一)描述性统计

表1报告了各变量的描述性统计。表征企业税负的变量：ETR1均值为18.682，意味着样本企业的平均实际税率为18.682%，标准差为12.246；ETR2均值为26.142，与税法规定的一般企业适用所得税25%较为接近，标准差为30.217，说明不同企业之间按税法规定口径下计算的实际税率差异较大。表征税收竞争指标的变量：TaxComp1的均值为19.279，TaxComp2的均值为35.900。控制变量方面：样本企业的平均资产负债率 (Leverage) 为42.4%，平均资产净利率 (ROA) 为5%，固定资产比率(PPE)为21.9%，国有企业占比为38.3%，从标准差来看，各企业特征控制变量存在一定程度的差异，企业的实际税率可能会受到这种差异的影响。

表1 主要变量的描述性统计

(二)回归结果

1.税收竞争导致实际税率“向底部竞赛”

(1)基本回归

表2报告了利用回归模型(1)对假设1的检验结果；其中，(1)～(4)列采用ETR1作为被解释变量，(5)～(8)列以ETR2作为被解释变量。(1)列和(5)列使用ETR1和ETR2对时间趋势变量Time进行单变量回归，(2)列和(6)列分别在(1)列和(5)列的基础上加入企业特征变量和行业虚拟变量，(3)列和(7)列在(2)列和(6)列的基础上分别加入税收竞争指标TaxComp1与TaxComp2。

从这些结果得到了以下三点：

第一，单变量回归结果显示Time的系数显著为负，加入企业特征变量后，Time回归系数的绝对值变小，但系数的符号和显著性并没有改变；这一结果表明，不考虑企业特征变量和行业固定效应的影响，样本企业实际税率呈下降趋势，ETR1每年平均下降0.258个百分点，ETR2每年平均下降0.517个百分点；即便考虑企业特征和行业固定效应的影响，ETR1和ETR2每年仍然平均下降0.076个百分点和0.151个百分点，样本企业实际税率呈现“向底部竞赛”的现象；对于一般的上市公司而言，较低的实际税率已成为过去15年日益重要的现金流来源。

第二，加入税收竞争指标TaxComp1与TaxComp2后，Time的回归系数变得不再显著，TaxComp1和TaxComp2的系数显著为正；这一结果说明，从统计意义上来说，样本企业实际税率的下降是由税收竞争指标与实际税率的正相关所累积的结果；就经济意义而言，地区之间的税收竞争使得样本企业实际税率“向底部竞赛”，这一结果与假设1相符。

第三，利用微观企业数据考察企业所得税竞争的结果也与郭杰和李涛(2009)[12]61利用宏观税负数据分析企业所得税竞争的结果相似，企业所得税竞争表现出显著的同期空间策略互补特征。

(2)工具变量回归

表2中(3)列和(7)列的回归尽可能地控制企业层面的影响和行业层面不可观测因素的影响。然而，税收负担指标ETR与税收竞争指标TaxComp表现出来的正相关关系仍然面临着内生性问题的挑战：一方面可能存在遗漏变量问题，另一方面还可能面临反向因果关系问题。可能是某一地区单个或部分上市公司的税收筹划行为被其他地区的所有上市公司所纷纷效仿，该地区单个或部分上市公司税负影响了同期其他省份所有上市公司税负的整体水平。为增强结论的可信性以及缓解内生性问题的影响，参考李明等(2016)[44]的做法，以TaxComp滞后1期作为当期取值的工具变量进行两阶段最小二乘法回归。

从工具变量的相关性来看，其他省份全部上市公司上一期税负的整体水平将影响到这些上市公司本期税负的整体水平，满足工具变量的相关性要求。从工具变量的外生性来看，作为其他省份上一期税负整体水平，TaxComp滞后1期已经发生，故为“前定”(从当期的角度来看，其取值已经固定)，与影响给定地区企业税负的当期扰动项存在相关性的可能性不大，满足工具变量的外生性要求。表2中(4)列和(8)列在(3)列和(7)列的基础上分别以TaxComp1、TaxComp2的滞后一期作为其工具变量进行二阶段最小二乘法回归。考虑内生性问题的可能影响并采取工具变量法来缓解内生性问题对研究结果造成的偏差后，实证结果仍然支持地方政府的税收竞争行为导致企业实际税率持续下降的结论，再一次验证了假设1的成立。

表2 税收竞争致使企业税负“向底部竞赛”假设的检验

表2(续)

控制变量中，适用所得税税率(TaxRate)的系数显著为正，这一结果与预期相符；企业规模(LOGAsset)的系数显著为正，表明企业规模的扩大在一定程度上提高了企业实际税率，回归结果支持政治成本假说(Zimmerman，1983)[45];资产负债率(Leverage)的系数显著为正，表明财务杠杆越高，企业实际税率越高。关于资产负债率与企业实际税率之间的关系，现有研究指出，企业融资方式包括债务融资与股权融资，一方面，债务融资的利息支出可进行税前抵扣而股权融资的股利支付不能进行税前扣除。因此，债务融资比例高的公司，其实际税率可能更小；另一方面，实际税率高的企业，为了降低税收成本，其更倾向于利用债务融资，因此，实际税率与债务融资比例之间也可能表示为正相关的关系；目前的回归结果支持后一种说法。固定资产比率(PPE)与实际税率显著负相关，主要的原因在于税法通常允许纳税人在比资产经济寿命更短的时间内摊销全部固定资产成本；因此，固定资产比例越高，企业的实际税率会更低。(2)～(4)列中存货比率(Inventory)的回归系数显著为正，这一结果与张敏等(2018)[46]的实证研究结论相似，其给出了理论上的解释，由于税法并不认可会计准则对于存货的减值准备，因此企业存货比率越大，利用会计处理来降低实际税率的操作空间越小，实际税率反而越高。盈利能力(Roa)的系数显著为负，Dunbar等(2010)[47]认为与盈利能力低的公司相比，盈利能力强的公司有更大的动力降低税收负担，因此盈利能力与实际税率负相关。国有企业虚拟变量(SOE)的回归系数显著为正，这一结果与现有的研究结论相似(郑红霞和韩梅芳，2008；彭韶兵和王伟，2011)[48～49]。

2.财政收入目标对税收竞争的影响分析

(1)基本回归

表3报告了利用主回归模型(2)，采用实际税率ETR对地方财政收入增长目标FRTarget，税收竞争指标TaxComp，公司特征变量，行业及年度固定效应进行回归，对假设2与假设3进行检验的结果，其中，(1)～(4)列采用ETR1作为被解释变量，(5)～(8)列以ETR2作为被解释变量。(1)列与(5)列采用ETR1和ETR2直接对税收竞争指标TaxComp以及财政收入增长目标FRTarget进行回归，(2)列、(3)列在(1)列的基础上，(6)列、(7)列在(5)列的基础上，把样本按年度财政收入目标的高低分为高目标组样本与低目标组样本。(4)列、(8)列在(1)列、(5)列的基础上加入FRTarget与TaxComp的交乘项。从这些结果，可以得到以下几点：

第一，(1)列与(5)列的全样本回归结果显示FRTarget的系数显著为正，意味着地方政府在年初政府工作报告中确定的年度财政收入增长目标越高，当年所在地企业的企业所得税税率越高,地方政府财政收入增长目标对企业实际税率产生正向影响。

第二，分组样本的回归结果显示，财政收入增长目标低的样本，税收竞争指标的系数显著为正；财政收入增长目标高的样本，税收竞争指标的系数绝对值变小，而系数的显著性相对下降(t值变小)。这一结果说明随着财政收入增长目标的提高，税收竞争对企业实际税率的影响相对变弱；换言之，随着地方财政收入增长目标的提高，其他地区实际税率的加权平均值对本地区企业实际税率的影响相对变弱。

第三，(4)列与(8)列的全样本回归结果表明，财政收入增长目标与税收竞争指标的交乘项系数显著为负，说明随着财政收入目标加码程度的提高，其他地区企业实际税率加权平均值对给定地区企业实际税率的影响就越弱，税收竞争的影响也就越弱，地方政府确定的财政收入增长目标在来自于其他地区的税收竞争对给定地区企业实际税率的影响过程中发挥着调节效应的作用，这一结果与假设2相符。

第四，结合表2与表3的回归结果来看，由于地方财政收入增长目标对于税收竞争的影响具有反向作用，表2全样本回归结果所表现出来的企业实际税率“向底部竞赛”的原因在于地方政府在制定政策目标过程中，实施了“目标替代”，通过确定相对较低的财政收入增长目标，为所在地实施税收竞争赢得政策操作空间，导致企业实际税率“向底部竞赛”，这一结果证实了假设3的成立。

表3 财政收入增长目标对地区间企业所得税竞争的影响

表3(续)

(2)工具变量回归

由于可能存在遗漏变量或者反向因果关系的问题，表3实际税率ETR对关键变量地方财政收入增长目标FRTarget，税收竞争指标TaxComp进行回归时不可避免地面临内生性问题。本文使用地方财政收入增长目标FRTarget的工具变量对表3进行两阶段最小二乘回归。参考马光荣和李力行(2012)[50]，白云霞等(2019)[3]110的做法，利用同一区域内其他省份年初政府工作报告中提出的财政收入目标增长率平均值FRTarget_IV作为给定省份财政收入增长目标FRTarget的工具变量。一方面，同一区域内省份的经济条件更为相似，地方政府制定本地经济绩效增长目标时会相互借鉴或参考同一区域内其他地区的做法，所构建的这一指标与给定地区财政收入目标增长率具有一定的相关性，满足工具变量的相关性要求。另一方面，同一区域内其他省份财政收入目标增长率均值除了通过给定省份年度财政收入增长目标进行影响给定省份税务系统的税收优惠政策实施或税收征管强度的渠道外，很难通过其他渠道影响给定省份某一企业或某一部分企业的年度企业所得税负担，所以认为这一工具变量满足外生性要求。

区域的划分参照国家统计局划分四大经济区域的做法，即东部地区、中部地区、西部地区以及东北地区。在实际回归过程中，弱工具变量检验显示工具变量通过了相关性测试，表明上述方法所构建的工具变量是有效的。表4两阶段最小二乘法的回归结果显示，无论是采用ETR还是采用ETR2作为被解释变量，工具变量模型中，FRTarget_IV的系数仍然显著为正，FRTarget_IV×TaxComp的系数显著为负，和表3的相关结果保持一致；并且，弱工具变量检验的Cragg-Donald Wald F统计量的结果拒绝“弱工具变量”的原假设。

表4 财政收入增长目标对地区间企业所得税竞争的影响:工具变量模型

3.财政收入目标对税收竞争影响的地区异质性分析

(1)基本回归

表5报告了利用回归模型(2)，在表3中(4)列与(8)列回归结果的基础上，加入地方年度GDP总量的自然对数(Lngdp)，二产占比(Second)，外商直接投资的自然对数(LnFDI)三个宏观经济控制变量，对假设4的验证结果，其中，(1)～(4)列采用ETR1作为被解释变量，(5)～(8)列以ETR2作为被解释变量；表5中(1)列与(5)列在上述表3中(4)列、(8)列的基础上加入宏观经济控制变量；表5中(2)列、(3)列在(1)列的基础上，(6)列、(7)列在(5)列的基础上，把全样本按企业所在地当年GDP的高低分为经济发达地区样本组与经济落后地区样本组。从这些结果，可以得到以下几点：

表5 财政收入增长目标影响税收竞争在地区间的差异性分析

第一，加入宏观经济控制变量后，全样本回归结果显示TaxComp×FRTarget的系数依然显著为负，说明宏观经济变量的加入并不影响前面的研究结果，假设2依然成立。

第二，分组样本的回归结果显示，经济落后地区TaxComp×FRTarget的交乘项系数不显著，经济发达地区TaxComp×FRTarget的交乘项系数显著为负；在全样本的回归结果中，TaxComp×FRTarget×Lngdp的系数显著为负；以上的结果说明相对于经济落后地区，经济发达地区财政收入增长目标对于税收竞争的反向作用更为明显，这一结果与假设4相符。

第三，结合表2、表3和表4的回归结果来看，地方政府实施目标替代策略在地区间存在差异，经济发达地区制定较低的财政收入增长目标，实施税收竞争，使得企业实际税率“向底部竞赛”。又由于经济发达地区样本企业占全样本比例较高，在全部企业税负的演进趋势上占主导地位，使得全部样本企业实际税率表现出“向底部竞赛”的特征。

表5(续)

宏观经济控制变量中，企业所在地GDP的自然对数(Lngdp)的系数显著为负，这一结果与预期相符；第二产业增加值占GDP比重(Second)、实际使用外资的自然对数(LnFDI)的系数符号与田彬彬等(2020)[35]128的回归结果相同。

(2)工具变量回归

考虑到GDP与税收竞争之间存在相互影响而产生内生性问题，本节考察使用地区GDP的工具变量进行回归的结果。当前中央与地方以及地方之间的税收利益分配格局源于1994年的分税制改革，1994年后的税制改革基本上是在这一利益分配格局下进行局部的调整。为了进一步证明前期经济基础好的地区，在面对来自于其他地区的企业所得税竞争压力时，能够制定相对更低的财政收入增长目标，降低所在地税务局的征管强度，使本地企业的所得税实际税率相对于其他地区的企业更低，从而获得相对更强的税收竞争优势这一结论是否成立，同时为了避免地区企业所得税税率的高低对资本流入具有不同的吸引力，进而对地方GDP增长产生影响所带来的干扰，本文采用分税制改革前一年——1993年该省份GDP的自然对数作为样本期内Lngdp的工具变量。1993年该省份GDP的自然对数通过后续年份的财政收入增长目标，作用于所在地企业实际税率，但样本期内企业实际税率很难对1993年所在地的GDP产生影响，符合工具变量选择的相关性和外生性的要求。第一阶段的回归结果显示，工具变量的系数均显著，且符合预期。表6列示了第二阶段回归的结果。

表6 财政收入增长目标影响的地区间差异性分析：工具变量模型

表6(续)

从表6的这些结果，得到以下两点：

第一，全样本回归结果TaxComp×FRTarget的系数仍然显著为负，并且该系数以及对应t值的绝对值均比基准回归的结果要大；加入宏观经济变量并采用工具变量法进行回归，假设2仍然成立。

第二，全样本回归结果的TaxComp×FRTarget×Lngdp的系数仍然显著为负，并且该交乘项系数以及对应t值的绝对值也比基准回归的结果要大，采用工具变量法进行回归，假设4仍然成立。

(三)稳健性检验

1.替换税收竞争指标

目前，国内现有研究通常采用宏观税负的方法衡量税收竞争，借鉴郭杰和李涛(2009)[12]59，王凤荣和苗妙(2015)[21]21的方法，采用省级年度企业所得税收入占GDP的比重作为企业所得税竞争的衡量指标，借鉴前述式(3)、式(4)的方法采用空间距离和人口规模进行加权平均的方法构建宏观税收竞争指标，重新对本文的假设1至假设4进行检验，系列的回归结果表明，本文的结论依然成立。

2.替换企业税负的指标

实证研究中，衡量微观企业所得税税负的方法有多种，并没有统一的标准(Hanlon and Heitzman，2010)[36]140，在参考既有研究的基础上，重新构建衡量实际税率的指标ETR3与ETR4，重新检验研究假设。

其中：ETR3=(所得税费用-递延所得税费用)/(税前利润-递延所得税费用/法定税率) (Porcano,1986；吴联生，2009)[51～52]，ETR4=(当期所得税费用-递延所得税费用)/(税前利润总额+资产减值损失)(王百强等，2018)[53]，本文研究结论并没有发生改变。

3.控制征管机构的影响

分税制实施以来，国家对于企业所得税征管机构进行了如下的调整：2001年12月31日前成立的企业，其企业所得税由地方税务局征收管理，2002年1月1日之后成立的企业，其企业所得税由国税局征收。2009年起新增企业所得税纳税人中，应缴纳增值税的企业，其企业所得税由国家税务局管理；应缴纳营业税的企业，其企业所得税由地方税务局管理。为了控制税收征管机构的影响，引入了虚拟变量NTB。如果企业所得税由国税局征管，则NTB设定为1，否则设定为0。考虑到2018年地方国税部门与地税部门进行合并，使用删除2019—2020年后的数据进行回归。系列的回归结果表明，控制了国税局与地税局征管机构的差异后，本文的研究结论并没有发生根本性的改变。

4.考虑营改增的影响

2016年5月1日，中国开始在全国范围内全面推行营业税改征增值税试点，这一政策的实施有可能会影响本文的研究结论。对此，分别采用两种方法来考察营改增是否改变本文的研究结论。第一，设置虚拟变量BTV来控制营改增的影响。其中，2016—2020年期间，BT_to_VaT的值设定为1，其他年份的值设定为0。在前文研究的基础上增加虚拟变量BTV进行计量分析。第二，借鉴Li等(2020)[54]的研究做法，首先，单独使用制造业，批发与零售业的样本企业对本文系列研究假设进行检验，其指出这两个行业的企业在营改增前后均缴纳增值税，不受营改增政策的影响；其次，在制造业，批发与零售业两个行业企业样本的基础上增加农业，采矿业，电力、燃气及水的生产和供应业行业的企业样本，重新检验本文的研究假设。两种方法的研究结果显示，本文的结论并未改变。

六、结论及启示

本文利用2005—2020年“省-企业”宏微观匹配数据，考察了中国地方政府每年年初制定的地方年度财政收入增长目标对企业所得税竞争的影响。研究发现，中国上市公司实际税率整体呈下降趋势，这一下降趋势的动因源于地区之间的税收竞争，地区间企业所得税竞争使中国上市公司实际税率“向底部竞赛”。企业所得税竞争降低企业实际税率的效应受到地方财政收入增长目标的反向影响，地方财政收入增长目标越高，竞争地区企业的加权平均实际税率对于给定地区企业实际税率的影响就越小。进一步还发现，地方财政收入增长目标对于地区间税收竞争降低企业税负效应的反向影响存在地区经济发展程度的异质性，相比于经济落后省份，经济发达省份的地方财政收入增长目标对于税收竞争降低企业税负效应的反向影响更为显著。

总体而言，可以得到以下结论：GDP增长与财政收入增长在中央对地方的目标任务考核体系中占有不同的权重；相比较而言，前者处于核心地位，所占的权重更大,为地方官员牺牲地方财政收入最大化以追求GDP增长提供了政策操作空间。由于税收竞争具有经济增长效应，为了赢得晋升锦标赛，地方官员采用目标替代策略，在设定地方财政收入增长目标时有所保留，通过设定较低的财政收入增长目标为地方实施税收竞争提供更大的竞争优势，以期获得更快的GDP增长。这一目标替代行为在地区之间具有非对称性，经济发达地区的目标替代行为更为明显。

本文的研究发现对于中国地方政府的目标管理研究、区域经济发展差距和税收竞争的研究有以下启示：

第一，关于中国地方政府目标管理的研究，研究结果揭示了中国地方官员在设置多元目标时存在目标替代行为，这一目标替代的产生与Bohte和Meier(2000)[7]173-174的目标替代具有不同的前提条件。Bohte和Meier(2000)[7]173-182提出公共部门目标替代行为产生的前提条件是由于下级部门更具信息优势以及上级部门对下级部门缺乏精确客观的绩效衡量指标。在中国的制度背景下，GDP增长与财政收入最大化目标替代的产生是由于这两个目标在中央对地方的目标任务考核体系中具有不同的权重以及地方对于本地经济发展情况更具信息优势所引起的。

第二，对于区域经济发展差距而言，研究表明，当前分税制体制下，发达地区与相对落后地区间财政能力的巨大差异进一步通过税收竞争强化这些地区之间经济发展的不平衡。经济发达地区财政能力更强，这些地区在制定财政收入增长目标时，并没有完全暴露实力，而是留一手，确定相对较低的财政收入增长目标，使其在税收竞争方面具有更大的优势，通过税收竞争的经济增长效应进一步强化自身的经济发展优势，固化了区域经济的发展不平衡。

第三，对于税收竞争的研究，近年来一些重要的文献开始注意到国内不同地区之间横向税收竞争所受到的约束。例如，谢贞发和范子英(2015)[6]92-106指出，在当前分税制体制下，中央政府通过不断压缩地方政府的税收征管空间，以限制地方政府的横向税收竞争对自身财力的侵蚀。换言之，也即是地方政府横向税收竞争面临着来自于中央政府的约束。显然，中央政府通过税收征管体制的改革压缩地方政府的横向税收竞争空间，这一制度环境的变革对于所有省份属于外生变量，那么地方政府之间的横向税收竞争是否存在自身条件的约束呢？这是值得进一步探讨的问题，从理论上而言，地方政府完全可以通过零税率以换取税收竞争的最大优势；然而，零税率将造成地方巨大的支出缺口，地方政府难以为继，这就意味着地方政府必须在完成地方财政收入目标的前提下，才能利用剩余的税收征管空间实施税收竞争，本文的研究表明地区之间财政能力的差异构成了地区间横向税收竞争的一个内在约束条件。