張雙龍，余升國(guó)，曹 翔

1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，湖北 武漢 430073

2.海南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，海南 海口 570228

改革開放初期，為了引進(jìn)具有先進(jìn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)的外資，我國(guó)各級(jí)政府給予外資企業(yè)不同程度的稅收優(yōu)惠，在一定程度上干預(yù)了內(nèi)外資企業(yè)之間的公平競(jìng)爭(zhēng)。公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境是實(shí)現(xiàn)資源高效配置的關(guān)鍵，對(duì)于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、經(jīng)濟(jì)效率提升、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)向高質(zhì)量發(fā)展等具有重要作用［1］。近年來，我國(guó)逐步確立了競(jìng)爭(zhēng)政策的基礎(chǔ)性地位，目的在于打造不同市場(chǎng)主體公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境。2008 年正式實(shí)施的《中華人民共和國(guó)企業(yè)所得稅法》明確規(guī)定內(nèi)資企業(yè)與外資企業(yè)所得稅稅率統(tǒng)一設(shè)定為25%（本文統(tǒng)稱“內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一”），而內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一正是我國(guó)打造公平競(jìng)爭(zhēng)性稅收政策的重要措施。2019 年3 月15日由十三屆全國(guó)人大二次會(huì)議表決通過的《中華人民共和國(guó)外商投資法》、2019年12月經(jīng)國(guó)務(wù)院通過的《外商投資法實(shí)施條例（草案）》，均明確規(guī)定要一視同仁地對(duì)待內(nèi)外資企業(yè)。與此同時(shí)，2008年金融危機(jī)、2016年以來英美等國(guó)的逆全球化思潮、2019 年底開始的新冠肺炎疫情以及近年來我國(guó)勞動(dòng)力成本不斷上升等國(guó)內(nèi)外因素均對(duì)我國(guó)吸引外資產(chǎn)生較大沖擊。外資不僅是改革開放以來中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡形成的重要推動(dòng)力，也勢(shì)必在新時(shí)代實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的進(jìn)程中發(fā)揮不可或缺的作用。可見，科學(xué)評(píng)估關(guān)于內(nèi)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)政策（內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一）如何影響外資等問題，對(duì)于我國(guó)政府當(dāng)前及未來做好“穩(wěn)外資”和利用外資工作具有重要的啟示意義。

縱觀已有文獻(xiàn)，關(guān)于內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策的研究已經(jīng)從定性研究轉(zhuǎn)為定量研究，且聚焦于該政策實(shí)施的影響。雖然已有文獻(xiàn)研究了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)的影響，但對(duì)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一如何影響外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力這一問題缺乏科學(xué)的定量評(píng)估。對(duì)這一問題的研究不僅能夠?qū)θ绾胃玫匕l(fā)揮競(jìng)爭(zhēng)政策的基礎(chǔ)性地位提供參考依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)啟示，而且對(duì)于更好激發(fā)不同市場(chǎng)主體市場(chǎng)活力和競(jìng)爭(zhēng)力同樣具有借鑒意義。為此，本文以2008 年正式實(shí)施的內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一作為外生政策沖擊，重點(diǎn)考察如下問題：內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一會(huì)對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力產(chǎn)生什么影響？?jī)?nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響是否存在異質(zhì)性？?jī)?nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一通過何種路徑影響外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力？

相比已有研究，本文可能的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，采用倍差法量化評(píng)估了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策凈效應(yīng)，在豐富有關(guān)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一實(shí)施效果評(píng)估范疇的同時(shí)，也拓展了關(guān)于競(jìng)爭(zhēng)政策實(shí)施效果評(píng)估的研究視角。第二，從分位數(shù)回歸、企業(yè)所有制特征、地理區(qū)位特征、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地方政府效率和地區(qū)市場(chǎng)化程度等多維度識(shí)別了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的異質(zhì)性影響。第三，考察了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的作用機(jī)制，以期為更好地營(yíng)造不同市場(chǎng)主體公平競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境以及“穩(wěn)外資”提供決策依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)啟示。

一、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）文獻(xiàn)綜述

在內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策出臺(tái)前和實(shí)施早期，學(xué)者主要采用定性分析或者數(shù)值模擬分析方法，探討其對(duì)外商直接投資［2-3］、內(nèi)外資企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)［4-5］、中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與整體福利［6］等方面的影響。其中，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一是否會(huì)導(dǎo)致大量外商直接投資流出這一問題成為研究焦點(diǎn)，但并未形成一致看法。例如，鐘煒［2］認(rèn)為內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一會(huì)造成外資流向其他國(guó)家；劉東輝［5］認(rèn)為內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一雖然會(huì)在短期提高我國(guó)外資企業(yè)的稅負(fù)，但長(zhǎng)期并不會(huì)影響外資流入中國(guó)，并且有利于提升我國(guó)外資質(zhì)量和外資利用水平。

在內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策實(shí)施幾年之后，由于現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)的豐富，學(xué)者紛紛將重心轉(zhuǎn)向?qū)嵶C考察內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策的實(shí)施效果，主要包括如下三個(gè)方面：（1）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)稅收的影響。如王宏道等［7］研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一雖然在短期內(nèi)會(huì)降低財(cái)政收入，但在長(zhǎng)期能增加財(cái)政收入；李文溥等［8］實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了勞動(dòng)要素對(duì)企業(yè)所得稅的實(shí)際負(fù)擔(dān)率；李娟［9］研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一短期內(nèi)并不會(huì)使我國(guó)的企業(yè)所得稅收入顯著減少，但從長(zhǎng)期看，上繳的企業(yè)所得稅收入會(huì)增加。（2）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)企業(yè)負(fù)債率和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)的影響。如湯穎梅等［10］研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了企業(yè)負(fù)債率，而且對(duì)金融市場(chǎng)較完善地區(qū)企業(yè)負(fù)債率的影響更大。楊振兵［11］實(shí)證分析了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)工業(yè)行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度的影響，結(jié)果表明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一導(dǎo)致工業(yè)行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度上升，并且這一政策效應(yīng)逐年弱化。楊振兵等［12］利用中國(guó)工業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一降低了外資企業(yè)對(duì)我國(guó)市場(chǎng)的依賴性。（3）少數(shù)學(xué)者研究了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)的影響。如毛程連等［13］利用中國(guó)工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)系統(tǒng)考察了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)我國(guó)外資企業(yè)避稅行為的影響，研究發(fā)現(xiàn)這一政策加劇了外資企業(yè)的避稅行為。楊振兵等［14］則發(fā)現(xiàn)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著提升了外資企業(yè)的創(chuàng)新效率。

（二）理論分析

2008 年內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一導(dǎo)致內(nèi)資企業(yè)稅率下降，外資企業(yè)稅率相對(duì)上升，從而建立了公平的稅收競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境。根據(jù)國(guó)際生產(chǎn)折衷理論，東道國(guó)取消稅收優(yōu)惠之后企業(yè)稅率升高，稅后收益率下降，跨國(guó)公司將會(huì)減少對(duì)該東道國(guó)的投資。此外，Devereux 等［15］發(fā)現(xiàn)，當(dāng)跨國(guó)公司對(duì)外投資決策的選擇被縮小到少數(shù)幾個(gè)地點(diǎn)時(shí)，稅收優(yōu)惠將對(duì)外資投資地點(diǎn)的決策產(chǎn)生顯著影響。因此，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一導(dǎo)致外資企業(yè)稅率相對(duì)上升，可能會(huì)影響外商投資決策，進(jìn)而導(dǎo)致我國(guó)外資企業(yè)的資產(chǎn)減少。國(guó)家稅制改革會(huì)給企業(yè)實(shí)際稅負(fù)帶來一定的影響，2008 年內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一降低了內(nèi)資企業(yè)所得稅稅率，雖然表面上外資企業(yè)所得稅稅率變化不大，實(shí)際上取消了外資企業(yè)的所得稅優(yōu)惠。內(nèi)資企業(yè)法定稅率和實(shí)際稅負(fù)都有所減少，相對(duì)而言外資企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)可能會(huì)有所增加。外資企業(yè)實(shí)際稅負(fù)的增加則會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致外資企業(yè)的稅后利潤(rùn)降低，利潤(rùn)減少則會(huì)影響企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。為了建立內(nèi)外資企業(yè)公平的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一后內(nèi)資企業(yè)所得稅稅率降低，能夠緩解內(nèi)資企業(yè)的融資約束。在資金有限的情況下，內(nèi)資企業(yè)融資約束降低會(huì)反向影響外資企業(yè)的融資約束，致使外資企業(yè)融資更加困難，導(dǎo)致外資企業(yè)用于融資的支出增加。由此，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一可能通過企業(yè)資產(chǎn)、企業(yè)稅負(fù)、企業(yè)利潤(rùn)以及融資成本等渠道影響外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

二、模型構(gòu)建、指標(biāo)設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構(gòu)建

為了識(shí)別內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響效果，本文將2008 年正式實(shí)施的內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一作為一項(xiàng)外生政策沖擊，構(gòu)建如下模型：

其中，Ypt表示企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力（pow）；DIDpt為核心解釋變量，其表達(dá)式為DIDpt=treatp×postt。treat是外資企業(yè)與內(nèi)資企業(yè)的虛擬變量。本文將外商投資企業(yè)和中國(guó)香港、澳門、臺(tái)灣企業(yè)設(shè)為處理組，其他類型企業(yè)設(shè)為控制組。post為年份虛擬變量，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策實(shí)施年份及之后，post取值為1，否則取值為0。Xpt為一系列控制變量，αp表示個(gè)體固定效應(yīng)；γt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εpt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)倍差法的原理，估計(jì)系數(shù)β1衡量了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策凈效應(yīng)。

需要特別說明的是，當(dāng)影響被解釋變量的控制變量及其時(shí)間變化趨勢(shì)在處理組和控制組之間存在差異時(shí)，倍差法所依賴的平行趨勢(shì)假定會(huì)面臨威脅，進(jìn)而影響估計(jì)結(jié)果的可靠性。對(duì)此，本文借鑒郭俊杰等［16］的思路構(gòu)建如下模型進(jìn)行控制：

其中，f(T)表示時(shí)間趨勢(shì)T的1～3 階。在回歸中，本文分別采用控制變量與時(shí)間趨勢(shì)T的1～3 階項(xiàng)進(jìn)行交乘，給予更為靈活的時(shí)間趨勢(shì)假定，以更加準(zhǔn)確估計(jì)系數(shù)β1。

（二）指標(biāo)選取

參考金碚等［17］的研究并囿于數(shù)據(jù)的可獲得性和連續(xù)性，本文選取資產(chǎn)貢獻(xiàn)率來衡量企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力（pow）。資產(chǎn)貢獻(xiàn)率反映了企業(yè)資產(chǎn)的獲利能力，以往文獻(xiàn)多選用其表示企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

為更加全面、客觀地研究?jī)?nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策凈效果，本文參考已有文獻(xiàn)，選擇以下可能影響企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的重要因素作為控制變量：（1）對(duì)外開放度（exp）：參考楊振兵［11］的研究，以出口交貨值與銷售產(chǎn)值的比值來表示；（2）全員勞動(dòng)生產(chǎn)率（olp）：勞動(dòng)生產(chǎn)率是考核企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要指標(biāo)，是企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的重要體現(xiàn)，勞動(dòng)生產(chǎn)率本文以企業(yè)增加值與從業(yè)員工人數(shù)的比值來表示；（3）融資約束（fin）：企業(yè)融資約束直接制約著企業(yè)參與競(jìng)爭(zhēng)，以利息支出與固定資產(chǎn)的比值來衡量，該比值越大意味著企業(yè)面臨的融資約束程度越??；（4）資產(chǎn)負(fù)債率（fz）：資產(chǎn)負(fù)債率越低的企業(yè)往往擁有越強(qiáng)的競(jìng)爭(zhēng)力，因此本文以負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比重來衡量企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

由于內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策于2008 年正式生效，因而本文無(wú)法使用1998—2007 年的中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫(kù)，而未經(jīng)官方公布的2008 年之后的工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)在數(shù)量、質(zhì)量和可靠性上存在質(zhì)疑［18］。為此，本文從《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒獲得了2001—2016 年全國(guó)30 個(gè)省份（中國(guó)香港、澳門、臺(tái)灣和西藏除外）7 類規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總體層面的面板數(shù)據(jù)，包括2類外資企業(yè)（外商投資企業(yè)和中國(guó)港、澳、臺(tái)企業(yè)）和5 類內(nèi)資企業(yè)（國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)、私營(yíng)企業(yè)、股份有限公司和有限責(zé)任公司）。這一數(shù)據(jù)由中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)加總而成。對(duì)于部分缺失數(shù)據(jù)，本文采用插值法進(jìn)行補(bǔ)齊。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、計(jì)量結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

本文基于式（2）進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表2所示。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

其中，第（1）列加入了個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和一系列控制變量，第（2）～（4）列依次加入了時(shí)間趨勢(shì)1～3 階項(xiàng)與控制變量的交乘項(xiàng)。結(jié)果顯示，在未加入時(shí)間趨勢(shì)1～3階項(xiàng)與控制變量的交乘項(xiàng)時(shí)，核心解釋變量DID的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)；在加入時(shí)間趨勢(shì)1～3 階項(xiàng)與控制變量的交乘項(xiàng)后，核心解釋變量DID的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)。這表明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。以第（4）列DID的估計(jì)系數(shù)來看，相較于內(nèi)資企業(yè)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一使得外資企業(yè)的資產(chǎn)貢獻(xiàn)率平均降低了2.4%。

（二）DID設(shè)定的有效性及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

采用倍差法進(jìn)行政策評(píng)估時(shí)需要滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即政策實(shí)施之前處理組和控制組的因變量具有共同變化趨勢(shì)［19］。本文借鑒Jacobson 等［20］的研究，采用事件分析法進(jìn)行平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)，以內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策實(shí)施前三年的數(shù)據(jù)作為子樣本，并基于式（2）考察treat×before1、treat×before2和treat×before3回歸系數(shù)的顯著性。其中，beforei（i=1、2、3）是政策實(shí)施前的年份虛擬變量?；谑录治龇ǖ钠叫汹厔?shì)假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果如表3 第（1）列所示，其報(bào)告了treat×before1、treat×before2和treat×before3估計(jì)系數(shù)的大小，可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策實(shí)施前三年的估計(jì)系數(shù)均不顯著，即表明研究樣本滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。

2.預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)企業(yè)對(duì)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策的實(shí)施是否存在著預(yù)期效應(yīng)，對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果帶來估計(jì)偏差。為此，本文參考閻虹戎等［21］的做法，在式（2）中加入了treat×post3、treat×post4進(jìn)行回歸分析。其中，post3、post4分別表示在2003 年、2004 年提前實(shí)施了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一。表3 第（2）（3）列報(bào)告了預(yù)期效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示：treat×post3和treat×post4的系數(shù)均不顯著，且核心解釋變量DID的系數(shù)仍顯著為負(fù)，支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表3 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

3.考慮非觀測(cè)隨機(jī)因素影響的安慰劑檢驗(yàn)

為考察內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一的效果是否受到其他非觀測(cè)隨機(jī)因素的干擾，本文參考Chetty 等［22］的做法，通過在全樣本中隨機(jī)選擇30 個(gè)樣本重新作為處理組來進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。估計(jì)系數(shù)β1值的隨機(jī)抽樣分布（500次）如圖1所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，基于隨機(jī)抽樣得到的估計(jì)系數(shù)值基本分布在0附近，而初始基準(zhǔn)回歸的估計(jì)系數(shù)（-0.024）基本位于該系數(shù)分布之外。這表明，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一的實(shí)施對(duì)處理組外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策效果并未受到非觀測(cè)隨機(jī)因素的干擾，反向印證了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的顯著降低作用是真實(shí)存在的。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

4.更換因變量衡量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為考察指標(biāo)敏感性對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，本文借鑒毛程連等［13］的研究，用資產(chǎn)報(bào)酬率和利潤(rùn)率代替資產(chǎn)貢獻(xiàn)率來衡量企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，其公式分別為：利潤(rùn)率=營(yíng)業(yè)利潤(rùn)/營(yíng)業(yè)成本，資產(chǎn)報(bào)酬率=利潤(rùn)總額/資產(chǎn)總額。以利潤(rùn)率和資產(chǎn)報(bào)酬率衡量企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的檢驗(yàn)結(jié)果如表4第（1）（2）列所示。結(jié)果顯示，核心解釋變量DID的回歸系數(shù)依然在5%水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

5.考慮潛在序列相關(guān)的兩期倍差法檢驗(yàn)

Bertrand 等［23］的研究表明，倍差法可能因存在著潛在的序列相關(guān)問題而高估研究的顯著性水平。為處理潛在的序列相關(guān)問題，本文構(gòu)建兩期倍差法模型（twoperiod）重新進(jìn)行估計(jì)。具體思路如下：第一，以內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策的實(shí)施時(shí)間作為節(jié)點(diǎn)，將樣本劃分為兩個(gè)時(shí)期：第一期為2001—2007年（即正式實(shí)施之前），第二期為2008—2016 年（即正式實(shí)施之后）。第二，在每一期對(duì)每類企業(yè)變量均求其算術(shù)平均值，然后基于式（2）進(jìn)行回歸。表4 第（3）列報(bào)告了兩期倍差法的估計(jì)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量DID估計(jì)系數(shù)在1%顯著性水平上為負(fù)，再次表明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。

6.考慮數(shù)據(jù)異常值的縮尾處理

為排除數(shù)據(jù)異常值的干擾，本文對(duì)因變量的最大值采用了5%的縮尾處理，再基于式（2）進(jìn)行回歸。從表4 第（4）列可以看到，核心解釋變量DID的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著地降低了外資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，再次支持了基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

四、政策效應(yīng)異質(zhì)性與作用機(jī)制檢驗(yàn)

（一）異質(zhì)性分析

下文分別從分位數(shù)回歸、企業(yè)所有制、地理區(qū)位特征、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地方政府效率和地區(qū)市場(chǎng)化程度等方面考察內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策效果的異質(zhì)性，以期對(duì)不同類型的外資企業(yè)以及不同特征的地區(qū)提供差異化而非“一刀切”的政策啟示。

1.分位數(shù)回歸的再檢驗(yàn)

從上文基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果可知，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。不過，前文探討的是內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的平均影響效應(yīng)，并未考慮到該政策對(duì)不同競(jìng)爭(zhēng)力水平外資企業(yè)的差異性影響。鑒于此，本文參考尹志超等［24］的做法，運(yùn)用分位數(shù)回歸的方法估計(jì)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)各分位點(diǎn)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，得到如表5所示的估計(jì)結(jié)果。第（1）～（4）列分別是內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力在20%、40%、60%和80%分位點(diǎn)的估計(jì)結(jié)果。可見，在20%的分位點(diǎn)上，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一并未顯著降低外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，即內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一的政策效果在低競(jìng)爭(zhēng)力的外資企業(yè)上并不明顯；在40%、60%和80%分位點(diǎn)上，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的顯著抑制作用不斷增強(qiáng)。這表明，對(duì)競(jìng)爭(zhēng)力越高的外資企業(yè)而言，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)其競(jìng)爭(zhēng)力的抑制作用越大，即存在“掐尖”現(xiàn)象。

表5 分位數(shù)回歸的再檢驗(yàn)結(jié)果

2.基于企業(yè)所有制的異質(zhì)性分析

在招商引資和數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中，通常把外商投資企業(yè)和中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)都視為外資企業(yè)，而實(shí)際上這兩類企業(yè)在投資動(dòng)機(jī)、所屬行業(yè)和生產(chǎn)技術(shù)等方面均存在差異。這種差異性可能導(dǎo)致內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)這兩類企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的效果存在差異。鑒于此，本文將進(jìn)一步考察內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策效果在外商投資企業(yè)和中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)之間的差異，具體做法如下：首先將兩類企業(yè)分別作為新的處理組，然后基于式（2）考察內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的效果在兩類企業(yè)之間是否存在顯著差異。基于企業(yè)所有制異質(zhì)性的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果如表6 第（1）（2）列所示。其中，第（1）列為內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外商投資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的回歸結(jié)果；第（2）列為內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的效果在兩類企業(yè)之間存在顯著差異。其中，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外商投資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的估計(jì)系數(shù)為負(fù)但不顯著；而內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，即顯著地降低了中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力?？赡艿脑蛟谟?，相對(duì)中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)而言，外商投資企業(yè)應(yīng)對(duì)稅率變動(dòng)的調(diào)整措施更強(qiáng)，更能保護(hù)其企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力［13］。

3.基于地理區(qū)位特征的異質(zhì)性分析

中國(guó)沿海地區(qū)與內(nèi)陸地區(qū)之間區(qū)位特征差異較大，可能使得內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)不同地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力帶來不同影響。為此，本文根據(jù)地理區(qū)位特征將樣本分為沿海省份和內(nèi)陸省份兩類進(jìn)行異質(zhì)性考察，然后基于式（2）進(jìn)行回歸分析，得到如表6 第（3）（4）列的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，就沿海省份而言，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)該地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在顯著的負(fù)向作用，即內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了沿海省份外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力；就內(nèi)陸省份而言，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)該地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力存在著抑制作用但不顯著，即內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)內(nèi)陸省份外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)顯著抑制作用。產(chǎn)生差異的原因可能在于，相對(duì)沿海省份，我國(guó)內(nèi)陸省份因?qū)ν忾_放度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、交通基礎(chǔ)設(shè)施、投資環(huán)境等相對(duì)落后而對(duì)外資采取更有力度的其他優(yōu)惠措施，進(jìn)而導(dǎo)致內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)內(nèi)陸省份外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力影響并不明顯。

表6 異質(zhì)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

4.基于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的異質(zhì)性分析

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)由于基礎(chǔ)設(shè)施和公共服務(wù)等方面更完善使得企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)能力更強(qiáng)。參照周茂等［25］的做法，本文使用內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策實(shí)施前2006 年和2007 年的各省份平均人均GDP 將各省份均分為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低兩組，然后基于式（2）進(jìn)行回歸，得到如表7 第（1）（2）列所示的異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果。結(jié)果表明，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策效果在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低地區(qū)存在顯著差異。其中，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了經(jīng)濟(jì)發(fā)展高地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展低地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)顯著作用。這一結(jié)果產(chǎn)生的原因可能在于，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為落后，意味著地區(qū)對(duì)企業(yè)的吸引力較弱；為引進(jìn)外資，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)往往給予更多優(yōu)惠，進(jìn)而導(dǎo)致內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較低地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)明顯影響。

5.基于地方政府效率的異質(zhì)性分析

政府政策的實(shí)施效果和國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展依賴政府能力［26］。對(duì)于內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一這一競(jìng)爭(zhēng)性稅收政策而言，其政策實(shí)施效果還取決于地方政府的運(yùn)行效率?；赥ang 等［27］編制的各省份政府效率指數(shù)，本文通過計(jì)算內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策實(shí)施前2006 年和2007年的初始平均指數(shù)，將各省份均分為政府效率高低兩組，然后基于式（2）考察內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)不同政府運(yùn)行效率地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的異質(zhì)性影響?；貧w結(jié)果如表7第（3）（4）列所示。結(jié)果表明，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策效果在政府效率高低地區(qū)之間存在顯著差異。其中，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了政府效率高地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，而對(duì)政府效率低地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)顯著作用?？赡艿脑蛟谟冢实母叩蛯?duì)于地區(qū)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力有著重要的作用。

6.基于地區(qū)市場(chǎng)化程度的異質(zhì)性分析

我國(guó)改革開放的歷程實(shí)際上是政府放松對(duì)經(jīng)濟(jì)的管制、逐步建立市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的歷程。盡管我國(guó)的市場(chǎng)化改革取得了舉世矚目的成功，但市場(chǎng)化程度存在明顯的地域差異。相對(duì)于市場(chǎng)化程度低的地區(qū)，市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)由于市場(chǎng)配置資源的功能更為強(qiáng)大，其企業(yè)往往能夠獲得更多的資源支持。因此，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響可能會(huì)降低。如有研究發(fā)現(xiàn)，隨著市場(chǎng)化水平的提高，政府補(bǔ)貼和稅收減免的作用效果均在減?。?8］。本文基于樊綱等［29］編制的各省份“市場(chǎng)化指數(shù)”指標(biāo)，計(jì)算內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一實(shí)施前2006 年和2007 年的初始平均指數(shù)，將各省份均分為市場(chǎng)化程度高低兩組；然后基于式（2）檢驗(yàn)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)不同市場(chǎng)化水平地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的異質(zhì)性影響，得到如表7 第（5）（6）列所示的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的政策效果在市場(chǎng)化程度高低地區(qū)之間存在顯著差異。其中，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了市場(chǎng)化程度低地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，而對(duì)市場(chǎng)化程度高地區(qū)的外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)顯著作用。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

（二）作用機(jī)制分析

前文研究表明，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，并且這一結(jié)論具有很好的穩(wěn)健性。理論分析部分指出，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一可能通過企業(yè)資產(chǎn)、企業(yè)稅負(fù)、企業(yè)利潤(rùn)以及融資成本等渠道影響外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力?；诖?，本文將進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一如何影響外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。此外，根據(jù)國(guó)際通用的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，資產(chǎn)貢獻(xiàn)率等于“利潤(rùn)總額+稅金總額+利息支出”與“企業(yè)資產(chǎn)總額”的比值。由此，本文分別以企業(yè)資產(chǎn)總額、利潤(rùn)總額、稅金總額和利息支出作為被解釋變量，基于式（2）對(duì)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一影響外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

表8 報(bào)告了作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列是關(guān)于資產(chǎn)總額的回歸結(jié)果，核心解釋變量DID的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)的資產(chǎn)總額，表明外資企業(yè)由于企業(yè)所得稅率的提升會(huì)逐步減少其對(duì)企業(yè)資產(chǎn)的投入，與鐘煒［2］的研究發(fā)現(xiàn)一致。第（2）列是關(guān)于利潤(rùn)總額的回歸結(jié)果，核心解釋變量DID的系數(shù)并不顯著，表明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一并未對(duì)外資企業(yè)的利潤(rùn)產(chǎn)生顯著影響。第（3）列是關(guān)于稅金總額的回歸結(jié)果，核心解釋變量DID的系數(shù)顯著為負(fù)，說明相比于內(nèi)資企業(yè)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)的稅金總額。雖然內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一政策本身提高了外資企業(yè)的所得稅稅率，但由于稅金總額這一統(tǒng)計(jì)指標(biāo)中并未包括企業(yè)所得稅，因此內(nèi)外資企業(yè)所得稅的統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)的稅金總額這一結(jié)果是合理的。第（4）列是關(guān)于利息支出的回歸結(jié)果，核心解釋變量DID的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)的利息支出。進(jìn)一步結(jié)合該政策顯著降低了外資企業(yè)資產(chǎn)總額這一結(jié)論可知，資產(chǎn)總額的降低意味著生產(chǎn)規(guī)模降低，從而該政策也降低了外資企業(yè)稅金總額以及利息支出。綜上可知，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)的資產(chǎn)總額、稅金總額以及利息支出，但并未顯著降低外資企業(yè)所得利潤(rùn)。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)回歸估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論及啟示

本文以2001—2016 年我國(guó)30 個(gè)省份（中國(guó)香港、澳門、臺(tái)灣和西藏除外）的面板數(shù)據(jù)為樣本，以2008年內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一作為公平競(jìng)爭(zhēng)稅收政策的外生政策沖擊，首先采用倍差法檢驗(yàn)內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的影響，其次從分位數(shù)回歸、企業(yè)所有制、地理區(qū)位特征、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地方政府效率和地區(qū)市場(chǎng)化程度等維度探討了內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的異質(zhì)性影響，最后進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，且得到了一系列印證。（2）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一對(duì)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)的外資企業(yè)的負(fù)面影響越大。（3）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一未對(duì)外商投資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力帶來顯著影響，卻顯著降低了中國(guó)港澳臺(tái)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。（4）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一雖然顯著降低了沿海省份外資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，但對(duì)內(nèi)陸省份外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)顯著作用。（5）該政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、地方政府效率高以及市場(chǎng)化程度低的地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力均存在著顯著抑制作用，而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低、地方政府效率低以及市場(chǎng)化程度高的地區(qū)外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力無(wú)顯著作用。（6）內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一顯著降低了外資企業(yè)的資產(chǎn)總額、稅金總額以及利息支出，但并未顯著降低外資企業(yè)所得利潤(rùn)。

基于上述結(jié)論，本文得出如下政策啟示：第一，加大力度完善競(jìng)爭(zhēng)性稅收制度。雖然內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一降低了外資企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，但未降低外資企業(yè)的利潤(rùn)。因此，政府不必因“穩(wěn)外資”等外在因素而放緩?fù)晟乒礁?jìng)爭(zhēng)稅收制度的步伐，應(yīng)繼續(xù)加快推進(jìn)各類企業(yè)公平競(jìng)爭(zhēng)性稅收政策體系的建設(shè)。第二，結(jié)合各地實(shí)際情況，實(shí)施差異化的公平競(jìng)爭(zhēng)稅收制度以發(fā)揮競(jìng)爭(zhēng)性稅收制度的最大效果。針對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高、地方政府效率高、市場(chǎng)化程度低地區(qū)外資企業(yè)和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力強(qiáng)外資企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力受到顯著抑制這一情況，政府可以通過座談會(huì)和企業(yè)專題調(diào)研等形式深入探討其內(nèi)因，總結(jié)相關(guān)原因和潛在問題，有針對(duì)性地給予幫助，最大限度地降低競(jìng)爭(zhēng)性稅收政策的負(fù)面作用，為引進(jìn)高質(zhì)量外資和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供切實(shí)保障。第三，在完善競(jìng)爭(zhēng)性稅收政策過程中進(jìn)一步加強(qiáng)其對(duì)企業(yè)融資成本的作用。研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)外資企業(yè)所得稅統(tǒng)一降低了外資企業(yè)的融資成本。因此，政府可以繼續(xù)通過改進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)性稅收政策大力降低外資企業(yè)的融資成本，致力于各類企業(yè)的公平競(jìng)爭(zhēng)，通過破除潛在非市場(chǎng)性障礙和維持公平競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)環(huán)境更好地發(fā)揮市場(chǎng)活力，提升企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力。