稅收競爭、企業(yè)稅負與企業(yè)績效
——來自斷點回歸的證據(jù)

□ 田彬彬，王俊杰，邢思敏

稅收競爭、企業(yè)稅負與企業(yè)績效
——來自斷點回歸的證據(jù)

□ 田彬彬，王俊杰，邢思敏

為了提升本地區(qū)的經(jīng)濟總量和最大化本地財政收入，中國的地方政府會在實際稅率維度展開朝底的競賽，以達到吸引流動性稅基的目的，這在一定程度上降低了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的實際稅負?；?998-2007年中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，本文采用模糊斷點回歸的方法考察了上述企業(yè)稅負的降低對于企業(yè)行為和績效的影響。研究表明，在企業(yè)成立時間的維度上，企業(yè)的實際稅負在2002年前后存在明顯的斷點，2002年前成立的老企業(yè)的實際稅負要顯著低于2002年后新成立的企業(yè)。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，實際稅負降低之后，企業(yè)的首要選擇是增加固定資產(chǎn)投資，而不是研發(fā)投資。當企業(yè)成立時間限定在斷點前后6個月以內(nèi)時，稅負每降低一個單位，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資會提升13%左右；同時在稅負降低之后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平也有明顯的提升。本文的研究對現(xiàn)有的稅收征管體制改革帶來了重要的啟示。

稅收競爭；企業(yè)實際稅負；企業(yè)績效；斷點回歸

一、引言

在有關(guān)解釋中國經(jīng)濟發(fā)展的邏輯中，地方政府在政治錦標賽晉升的壓力下所開展的為增長競爭是一條主要的脈絡(luò)[1][2]。為了提升轄區(qū)內(nèi)經(jīng)濟總量，地方政府會從兩個層面的策略入手爭先占有流動性強的資本，一是支出層面，即通過提供較為完備的公共商品來吸引流動企業(yè)；二是收入層面，即以稅收優(yōu)惠等稅收政策來獲得企業(yè)的青睞，也就是稅收競爭[3][4]。地方政府在采取稅收政策時會考慮其他地區(qū)的實際稅率，以保證自己在稅負上的競爭力，這樣一來，地區(qū)之間的稅收政策就可能出現(xiàn)策略性行為。正如Oates[5]所言，實際稅率會隨著稅收競爭的加劇而降低，呈現(xiàn)為稅率的朝底競賽(race-to-the-bottom)，地區(qū)間的稅收競爭會導(dǎo)致低效率均衡的出現(xiàn)。

大量文獻從經(jīng)驗角度驗證了中國各地區(qū)之間的稅收競爭，以及由此帶來的對企業(yè)稅負的影響。首先，無論是在省級層面還是在地市縣層面，在主要的稅種如增值稅和企業(yè)所得稅上，地方政府的稅收政策均存在顯著的空間正向相關(guān)性，其中尤以企業(yè)所得稅層面的稅收競爭最為明顯[6][7][8][9][10]；其次，在競爭手段上，盡管中國的地方政府并不具備法定稅率的調(diào)整權(quán)限，但通過違規(guī)的稅收優(yōu)惠、稅收的先征后返以及降低稅收執(zhí)法力度等方式，地方政府能夠有效地降低實際稅率，以實現(xiàn)吸引流動性生產(chǎn)要素流入的目的[11][12][13]；最后，從競爭的結(jié)果來看，在實際稅率的朝底競賽中，企業(yè)的實際稅負得以減輕，同時，圍繞稅收執(zhí)法力度的競爭導(dǎo)致企業(yè)層面無論是合法的避稅還是非法的逃稅都有顯著增加[10][13]。

理論上，稅負的減輕能夠有效地提升企業(yè)的績效。在供給學(xué)派看來，較高的稅率破壞了企業(yè)的生態(tài)環(huán)境，抑制了企業(yè)的投資和研發(fā)創(chuàng)新的潛力，更糟糕的是，在高稅率水平下，效率較低的公共部門和地下經(jīng)濟部門會更容易擴張，進而擠占有限的生產(chǎn)資源而導(dǎo)致經(jīng)濟體整體產(chǎn)出下降[14][15]。因此，作為一項重要的財政政策，減稅一直是政府刺激經(jīng)濟的良方。遺憾的是，盡管有大量文獻聚焦于中國地方政府間的稅收競爭，但卻鮮有文獻從經(jīng)驗角度考察稅收競爭帶來的稅負減輕究竟如何提升了企業(yè)的績效，其中的難點在于無法有效地解決兩者之間的內(nèi)生性，例如，越是績效水平高的企業(yè)，更容易成為地方政府競爭的對象，因而更容易面臨更低的稅收執(zhí)法力度和獲得更多的稅收優(yōu)惠。

中國在2002年所進行的所得稅分享改革為我們考察上述問題提供了良好的機會。在這次改革中，企業(yè)依照成立時間的差異而被分別歸于不同的征稅機構(gòu)，其中2002年之后新成立的企業(yè)由國稅局負責(zé)征管，而2002年之前成立的老企業(yè)則仍然由地稅局負責(zé)征管。同時，在征管體制方面，為了避免稅收競爭對中央財力的侵蝕，中國早在1994年就將稅收征管機構(gòu)分設(shè)為國稅局和地稅局，前者由中央政府垂直管理，后者則隸屬地方政府，因而稅收競爭僅能影響地稅局的稅收努力[16]。換句話說，只有在地稅局繳稅的企業(yè)才能享受到地方政府稅收競爭帶來的稅收優(yōu)惠和較低的稅收執(zhí)法力度，而國稅局的企業(yè)則面臨著更嚴格的監(jiān)管，因而兩類企業(yè)在績效水平上的差異完全歸因于稅收競爭帶來的企業(yè)稅負的變化。需要說明的是，由于企業(yè)的成立時間嚴格獨立于企業(yè)的績效水平，因而上述識別方法有效地解決了兩者之間的內(nèi)生性問題?；跀帱c回歸(Regression Discontinuity Design)的研究結(jié)果表明，在企業(yè)成立時間的維度上，2002年前成立企業(yè)的實際稅負要顯著低于2002年后新成立的企業(yè)。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，實際稅負降低之后，企業(yè)的首要選擇是增加固定資產(chǎn)投資，而不是研發(fā)投資。當企業(yè)成立時間限定在斷點前后6個月以內(nèi)時，稅負每降低一個單位，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資會提升13%左右，同時在稅負降低之后，企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平也有明顯的提升。

本文的第一個貢獻在于推進和拓展了有關(guān)減稅對于企業(yè)績效影響的研究。已有關(guān)于減稅績效的經(jīng)驗研究主要聚焦于針對企業(yè)特定行為的減稅，如對企業(yè)研發(fā)投入的稅收優(yōu)惠、股息稅的減免以及消費型增值稅對于企業(yè)固定資產(chǎn)投資的優(yōu)惠等，其對企業(yè)行為和績效的影響往往也是局部的[17][18][19][20][21]。到目前為止，由于缺乏相應(yīng)的政策實踐，鮮有文獻考察減稅對于企業(yè)績效產(chǎn)生的影響。本文以中國地方政府間的稅收競爭為背景，利用相關(guān)的自然實驗有效識別了企業(yè)整體稅負和績效之間的因果關(guān)系，是對已有研究的有益補充。

此外，本文的研究還豐富了有關(guān)中國地方政府“援助之手”的研究。在比較中國和俄羅斯等轉(zhuǎn)型國家的經(jīng)濟績效差異時，不同國家地方政府所扮演的角色得到了學(xué)者們的極大關(guān)注。一種普遍的觀點是，由于享有稅收收入的“剩余索取權(quán)”，中國的地方政府傾向于幫助轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)獲得成長，如給企業(yè)提供必要信貸資金以及稅收優(yōu)惠等，這被認為發(fā)揮了“援助之手”的作用，促進了企業(yè)的投資和創(chuàng)新，提升了企業(yè)和整體經(jīng)濟的績效[22][23][24][25][26]。而本文的研究則表明，盡管從中央政府的角度來說，地區(qū)間的稅收競爭會導(dǎo)致潛在稅源的流失，但為資本而競爭的行為卻在微觀上發(fā)揮了“援助之手”的作用，提升了企業(yè)績效并在長期中促進了經(jīng)濟增長。

本文剩下的部分安排如下:第二部分梳理相關(guān)的文獻并介紹我國所得稅分享改革的制度背景，第三部分為研究設(shè)計，主要介紹斷點回歸方法以及相關(guān)績效指標的度量，第四部分為實證分析和必要的穩(wěn)健性檢驗，最后是全文的結(jié)論以及政策建議。

二、文獻回顧及制度背景

(一)文獻回顧

理論上，有關(guān)稅收政策影響企業(yè)行為的研究早在亞當·斯密時期就得到了充分的論證。在《國富論》中，斯密就初步闡述了稅收政策與企業(yè)行為的關(guān)系，他認為政府征稅的增加會直接導(dǎo)致企業(yè)可支配收入的減少以及預(yù)期收益率的降低，從而降低企業(yè)的資本積累規(guī)模，并對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負面影響[27]。李嘉圖、穆勒和凱恩斯等宏觀經(jīng)濟學(xué)家也支持這一觀點，他們認為政府課稅會抑制企業(yè)投資，阻礙經(jīng)濟增長。20世紀70年代，以拉弗為代表的供給學(xué)派提出了相對價格理論，他們提出稅收會影響個體的投資決策和工作選擇，政府可以通過減稅有效地刺激個體儲蓄和帶動企業(yè)投資。

在現(xiàn)實的政策實踐中，大規(guī)模且系統(tǒng)性的減稅較為少見，多數(shù)的減稅都直接針對企業(yè)的某種特定行為。例如，為了鼓勵企業(yè)增加研發(fā)投資，多數(shù)國家都會制定針對企業(yè)研發(fā)行為的稅收優(yōu)惠措施。直觀的邏輯是，針對研發(fā)的稅收減免政策會使企業(yè)的研發(fā)投資增加，并在長期中帶來企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。很多學(xué)者從經(jīng)驗數(shù)據(jù)出發(fā)，實證考察了所得稅減免和企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系，大多數(shù)研究顯示稅負的減輕確實會在一定程度上刺激企業(yè)研發(fā)投資的增長[17][28][29]。例如，Bloom et al.[30]的經(jīng)驗證據(jù)表明，在控制政策性因素的前提下，稅收減免對企業(yè)的長期研發(fā)投入和短期研發(fā)投入都會產(chǎn)生實質(zhì)性的影響，10%的稅收減免會在短期和長期內(nèi)分別帶來1%和10%的研發(fā)投入增量。國內(nèi)學(xué)者朱平芳和徐偉民[31]對上海市1993年到2000年32個行業(yè)的面板數(shù)據(jù)進行了分析，發(fā)現(xiàn)稅收減免對上海市大中型工業(yè)企業(yè)自籌的R＆D投入具有促進效果。不過，值得說明的是，由于數(shù)據(jù)的缺乏，早期的研究大都從宏觀層面分析稅收政策對于企業(yè)績效的影響，但是這兩個因素都會受到宏觀經(jīng)濟周期的影響，因此此類研究無法排除時間序列上的內(nèi)生性問題[28]。

此外，除了影響企業(yè)的行為，稅負的降低在長期中還能提升企業(yè)的績效。以針對研發(fā)的稅收優(yōu)惠為例，企業(yè)研發(fā)投入的增加會直接推動企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，通過技術(shù)創(chuàng)新，企業(yè)可以改善產(chǎn)品品質(zhì)或是開發(fā)出新產(chǎn)品，提升其在市場上的競爭優(yōu)勢，從而帶來利潤的增加和生產(chǎn)率的提高。不僅如此，技術(shù)創(chuàng)新還會影響其他個體或行業(yè)的發(fā)展，帶來溢出效應(yīng)。例如，實證研究顯示關(guān)稅降低也會促進企業(yè)績效的提高，Nataraj[32]從印度的經(jīng)驗數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)關(guān)稅稅率每下降10%，生產(chǎn)率水平大約會提高3.3%。其背后的邏輯是，關(guān)稅減免導(dǎo)致市場開放度的提升，而更加開放的市場環(huán)境會加劇企業(yè)之間的競爭，低效率企業(yè)的市場份額逐漸被高效率企業(yè)所取代，這就導(dǎo)致了平均生產(chǎn)率水平的提高。

除了從企業(yè)所得稅角度考察減稅政策對于企業(yè)績效的影響外，其他稅種的減免對于企業(yè)績效影響的文獻并不多見。Chetty和Seaz[19][20]考察了美國在2003年實施的股息稅(dividend tax)減免對于企業(yè)行為地影響，發(fā)現(xiàn)稅收政策的變動極大地影響企業(yè)行為，股息稅下降后的12個月內(nèi)，上市公司的股息派發(fā)較之前增加了25%，并主要集中在管理層持股較多的公司。中國于2006年開展了增值稅轉(zhuǎn)型的試點，增值稅由原來的生產(chǎn)型轉(zhuǎn)變?yōu)橄M型，這意味著企業(yè)購進的固定資產(chǎn)可以獲得相應(yīng)的進項稅額抵扣，能夠有效地減輕企業(yè)的稅負。聶輝華等[21]從固定資產(chǎn)投資、資本勞動比、雇傭數(shù)量、生產(chǎn)率和研發(fā)投入五個方面刻畫了企業(yè)績效，基于倍差法的研究發(fā)現(xiàn)，將生產(chǎn)型增值稅改革為消費型增值稅顯著地提高了企業(yè)的固定資產(chǎn)投資，有利于企業(yè)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提高生產(chǎn)率，但是企業(yè)生產(chǎn)效率的改進主要是通過購進固定資產(chǎn)來實現(xiàn)的，而不是通過自主技術(shù)創(chuàng)新來實現(xiàn)的。

針對企業(yè)特定行為的減稅，如研發(fā)投入的稅收減免或者增值稅的轉(zhuǎn)型等通常具有明顯的政策目的，其對企業(yè)行為和績效的影響也較為直接，受到學(xué)者的關(guān)注也較多。相比之下，系統(tǒng)性的減稅或者無條件的減稅對于企業(yè)績效的影響則鮮有文獻關(guān)注，主要原因在于缺乏相應(yīng)的政策實踐。理論和經(jīng)驗的研究均表明，為了吸引流動性的資本，中國的地方政府會通過違規(guī)的稅收優(yōu)惠、稅收的先征后返以及減輕稅務(wù)稽查力度等方式來降低企業(yè)的實際稅負[10][12][13]。不過，試圖研究這種無條件的減稅對于企業(yè)績效的影響也面臨著識別的難題，因為越是績效水平高的企業(yè)，更容易成為地方政府競爭的對象，因而更容易面臨更低的稅收執(zhí)法力度和獲得更多的稅收優(yōu)惠，兩者之間的因果關(guān)系很難厘清。

(二)制度背景

對于中國的財稅體制和經(jīng)濟發(fā)展而言，1994年所進行的分稅制改革是一次重要且影響深遠的改革。改革的主要目標是調(diào)整中央和地方間的財政收入分配關(guān)系，反映在具體實踐中，中央政府通過劃分稅種的方式來與地方政府分享稅收收入，以此取代原有的“財政包干”和“分灶吃飯”體制。在分稅制下，所有的稅種被劃分三類，分別是中央稅、地方稅與中央-地方共享稅，其中消費稅和中央企業(yè)所得稅等構(gòu)成中央稅的主體，所得稅和營業(yè)稅構(gòu)成了地方稅的主體，增值稅則構(gòu)成了共享稅的主體。從中央政府的角度看，分稅制的收入集中效果是明顯的，這體現(xiàn)在所謂“兩個比重”的變化，即中央財政收入占全國財政收入的比重由1993年的22%迅速提升至1994年的55.7%，而全國財政收入占國民生產(chǎn)總值的比重也持續(xù)得到提高。

不僅如此，稅收分享機制的變化還伴隨著稅收征管體制的改革。為了提高征稅機構(gòu)的獨立性，保護中央的稅源不受地方政府的干擾，特別是防止原有隸屬于地方政府的稅務(wù)機構(gòu)在征收中央稅種時稅收努力的不足，中央政府將原有的稅收征管系統(tǒng)劃分為國稅和地稅兩個完全獨立的系統(tǒng)。其中，國家稅務(wù)系統(tǒng)采取垂直管理的模式，如圖1所示，下一級國稅局在機構(gòu)、人員編制、財務(wù)和職務(wù)任免等方面均由上一級國稅局進行管理①在國家稅務(wù)總局的官方網(wǎng)站上，可以找到很多有關(guān)人事任免的信息，http://www.chinatax.gov.cn/n8136506/n8136593/n8137585/n8138637/index.html。，與國稅局所在的地方政府并不存在隸屬關(guān)系，因而受到地方政府的干擾較少。而相反，地方稅務(wù)系統(tǒng)的管理權(quán)限則掌握在地方政府的手中，其機構(gòu)設(shè)置和人員編制都由地方政府負責(zé)①參見《國務(wù)院辦公廳轉(zhuǎn)發(fā)國家稅務(wù)總局關(guān)于組建在各地的直屬稅務(wù)機構(gòu)和地方稅務(wù)局實施意見的通知》，國辦發(fā)[1993]87號。。此外，從公務(wù)員的招錄流程也能反映兩套征管體系的差異，一般而言，報考國稅系統(tǒng)的公務(wù)員需參加國家公務(wù)員統(tǒng)一考試，也即“國考”，而相應(yīng)報考地稅系統(tǒng)的公務(wù)員則只需參加各省組織的公務(wù)員考試，即“省考”。

在各自的征管范圍方面，地稅局負責(zé)征收地方稅，而國稅局除了負責(zé)征收中央稅之外，還負責(zé)征管中央-地方共享稅。例如，作為我國第一大稅種的增值稅，中央盡管只分享其中的75%，但在征收機構(gòu)上卻由全部歸屬于國稅局，之后再通過國庫系統(tǒng)以稅收返還的方式將規(guī)定部分的稅收收入返還給地方政府。這大大壓縮了地方政府利用增值稅進行稅收競爭的空間，而國稅局向上負責(zé)的模式大大提高了稅收執(zhí)法效率，不僅有效防止了稅收競爭帶來的稅源流失，還帶來了稅收收入的高速增長。當然，由于此時企業(yè)所得稅仍然作為地方稅存在，因此盡管喪失了增值稅的征管權(quán)限，但地區(qū)之間基于企業(yè)所得稅的稅收競爭仍然廣泛存在。

不過，上述情形在2002年發(fā)生了變化，為了使中央政府有充足的財力支持西部大開發(fā)的建設(shè)，同時也為減少地方政府在稅收競爭中造成的所得稅征管的損失，在2002年，中央推行了新一輪的財稅體制改革，將原屬于地方政府稅種的企業(yè)所得稅和個人所得稅變?yōu)榱酥醒?地方共享稅。具體做法是，中央政府在保證各地區(qū)2001年實際的所得稅收入基數(shù)基礎(chǔ)上，對2002年之后各省的所得稅增量部分實行分成，其中2002年的分成比例為中央地方各50%，2003年則調(diào)整為中央60%，地方40%②詳見《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)所得稅收入分享改革方案的通知》，國發(fā)[2001]第37號。。

理論上講，當一個稅種由地方稅變?yōu)楣蚕矶悤r，其對應(yīng)的征稅機構(gòu)也應(yīng)該由地稅轉(zhuǎn)移到國稅。不過在進行政策設(shè)計時，考慮到大量企業(yè)信息的搬遷會增加國地稅之間的銜接困難，中央政府對企業(yè)所得稅的征管機構(gòu)做出了“一刀切”的決定，規(guī)定在2002年之前成立的老企業(yè)仍然在原來的地稅局繳納企業(yè)所得稅，只有2002年后新成立的企業(yè)才在國稅局繳納所得稅。這意味著，相同類型的企業(yè)僅僅因為成立時間的差異而需要面對完全不同的稅收征管機構(gòu)，其中2002年之前成立的老企業(yè)可以繼續(xù)獲得地方政府稅收競爭所帶來的稅收優(yōu)惠，而新企業(yè)則需要面臨稅收執(zhí)法力度更強的國稅局。范子英和田彬彬[13]對兩類企業(yè)的避稅程度進行了研究，發(fā)現(xiàn)在稅收競爭的影響下，老企業(yè)能夠更容易地開展逃避稅行為。謝貞發(fā)和范子英[33]則從中央稅收征管集權(quán)的角度進行了補充研究，同樣發(fā)現(xiàn)中央強化稅收征管集權(quán)的行為會提高管轄企業(yè)的實際稅率。

圖1 中國的稅收行政層級

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)和變量

本文的主要數(shù)據(jù)來自于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(1998-2007年)，該數(shù)據(jù)庫由國家統(tǒng)計局進行維護，是目前可知的樣本量最大的微觀層面企業(yè)數(shù)據(jù)庫，且已經(jīng)被廣泛用于各領(lǐng)域的研究[34]。根據(jù)本文的研究需要，我們對樣本數(shù)據(jù)做了如下處理:首先，我們按照Brandt等人[35]的做法將十年的截面數(shù)據(jù)合并為一個面板數(shù)據(jù)集，依據(jù)所調(diào)查企業(yè)的法人代碼、企業(yè)名稱、地址、電話號碼等信息對不同年份間的企業(yè)進行識別，再進行組合③簡單來說，首先基于企業(yè)的法人代碼將相同的企業(yè)匹配起來，沒有匹配上的再用企業(yè)的名稱來匹配，法人代碼和企業(yè)名稱都沒有匹配上的再用企業(yè)的法人代表及地區(qū)代碼、行業(yè)代碼來匹配，若仍然沒有匹配上，最后再用企業(yè)的建廠時間、電話號碼、所在街道地址和主要產(chǎn)品來匹配。；其次，我們對數(shù)據(jù)進行了基本的清理，如刪除缺少關(guān)鍵變量的觀察值、刪除明顯不符合邏輯關(guān)系的觀察值、刪除銷售額明顯小于500萬的企業(yè)、刪除了上下各0.5%分位數(shù)的樣本；最后，我們還對關(guān)鍵變量進行了清理，如刪除了應(yīng)交所得稅小于0或者實際所得稅稅率大于1的樣本。

需要說明的是，本文以企業(yè)的成立時間來識別其所對應(yīng)的稅收征管機構(gòu)，即2002年后成立的企業(yè)對應(yīng)國稅局，而2002年之前成立的企業(yè)則對應(yīng)地稅局。但本文還需對部分不合理的企業(yè)數(shù)據(jù)進行處理，如個別企業(yè)的開業(yè)時間顯示為幾百年之前，另有部分企業(yè)的開業(yè)時間晚于調(diào)查年度，針對這些企業(yè)我們采取了以下處理:對于開業(yè)時間小于100的，我們統(tǒng)一加上1900，推測出企業(yè)正確的開業(yè)年份；對于少部分開業(yè)年份為0的樣本，我們進行刪除處理。

此外，樣本中有兩類企業(yè)的征稅機構(gòu)不受成立時間的約束，分別是中央企業(yè)和包括港澳臺資企業(yè)在內(nèi)的外資企業(yè)，由于兩類企業(yè)的特殊性，其征稅機構(gòu)自1994年開始就固定在國稅局。最后的樣本是1998-2007年范圍內(nèi)的觀測值共計1495285個，其中2002年后新成立企業(yè)的樣本數(shù)為314712個，而2002年后的樣本數(shù)則為1066779個。事實上，企業(yè)的征稅機構(gòu)在2009年進行了新的調(diào)整，企業(yè)重新按照流轉(zhuǎn)稅主體稅種決定企業(yè)所得稅的納稅機構(gòu)①國稅發(fā)[2008]120號，國家稅務(wù)總局《關(guān)于調(diào)整新增企業(yè)所得稅征管范圍問題的通知》規(guī)定，2009年起新增企業(yè)所得稅納稅人中，應(yīng)繳納增值稅的企業(yè)，其企業(yè)所得稅由國家稅務(wù)局管理；應(yīng)繳納營業(yè)稅的企業(yè)，其企業(yè)所得稅由地方稅務(wù)局管理。，不過本文的樣本范圍限定在1998-2007年，因此不受后續(xù)改革的影響。

我們感興趣的是，以稅收競爭帶來的稅負減輕為渠道，企業(yè)因為隸屬于不同的稅收征管機構(gòu)而對企業(yè)績效產(chǎn)生了何種影響。首先，我們以企業(yè)的應(yīng)交所得稅與其資產(chǎn)總額的比值來反映企業(yè)的實際稅負②采用資產(chǎn)總額而沒有采用利潤總額進行標準化的理由在于，稅收競爭下的稅收優(yōu)惠在稅法層面通常是不合規(guī)的，因而企業(yè)主要以低報利潤的方式來減輕稅負，地方政府則主要通過降低稅收執(zhí)法力度的方式來實現(xiàn)減輕企業(yè)實際稅率的目的。這樣，以利潤總額進行標準化并不能反映企業(yè)在稅收競爭中獲得的稅負減輕。，比較征稅機構(gòu)的差異帶來的企業(yè)層面稅負差異。其次，在企業(yè)行為和績效的指標上，我們以企業(yè)的固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資刻畫企業(yè)的投資行為，以企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP)來刻畫企業(yè)的績效。按照慣例，我們以企業(yè)當年固定資產(chǎn)數(shù)額與上年固定資產(chǎn)數(shù)額的差來衡量其新增固定資產(chǎn)投資，以企業(yè)的研發(fā)密度，即企業(yè)研發(fā)支出占銷售額的比重來衡量其技術(shù)創(chuàng)新投入程度[21][34][36]。當然，為了解決異方差的問題，上述指標均采用自然對數(shù)形式。最后，關(guān)于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的度量，我們主要采用Olley和Pakes[37]提出的基于一致半?yún)?shù)的方法(簡稱OP方法)來估計企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，以克服傳統(tǒng)方法中出現(xiàn)的內(nèi)生性和樣本選擇性偏誤問題?？紤]OP方法的一些局限性，我們也基于Levinsohn和Petrin[38]提出的LP方法測算了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并在穩(wěn)健性檢驗中作為替代指標使用。

(二)識別方法

2002年的所得稅分享按照企業(yè)的成立時間將企業(yè)分別隸屬于國稅局和地稅局，從而外生地改變了企業(yè)獲得稅收優(yōu)惠的概率，在地稅局繳稅的企業(yè)在地方政府稅收競爭的過程中能夠獲得更多的稅收優(yōu)惠，而這為我們采用斷點回歸設(shè)計(Regression Discontinuity Design，簡稱RDD)研究稅負減輕與企業(yè)績效的關(guān)系提供了良好的制度背景。斷點回歸方法分為兩類，一類是清晰斷點回歸(Sharp RD)，另一類是模糊斷點回歸(Fuzzy RD)。其中，模糊斷點回歸的適用背景是，給定某個協(xié)變量時，處理狀態(tài)的概率或者期望值發(fā)生不連續(xù)的變化。這樣，在進行因果識別設(shè)計時，不連續(xù)性可以作為處理狀態(tài)的工具變量。在本文的背景中，企業(yè)的成立時間以2002年1月1號為界限，左右兩側(cè)的樣本企業(yè)面臨更低實際稅率水平的概率發(fā)生了跳躍，因此我們將基于模糊斷點回歸來進行有關(guān)企業(yè)稅負與企業(yè)績效的因果推斷。

在現(xiàn)有文獻中，基于模糊斷點回歸的研究設(shè)計，Angrist和Lavy[39]利用以色列班級規(guī)模的Maimonides法則形成的制度斷點估計了班級規(guī)模對于學(xué)生考試成績的影響，而Klaauw[40]則考察了針對大學(xué)生的獎學(xué)金項目如何影響了大學(xué)的入學(xué)率。以中國的退休制度為背景，雷曉燕等[41]研究了退休對于健康的影響，而毛捷等[42]和劉暢等[43]則基于中國國家級貧困縣的制度斷點分別考察了貧困縣政策對于財政支出結(jié)構(gòu)的影響以及轉(zhuǎn)移支付的“粘蠅紙效應(yīng)”問題。參考已有研究中的模型設(shè)定[44][45]，具體而言，本文將采用以下模型來實施模糊斷點回歸設(shè)計:

其中，Yit為反映企業(yè)行為和績效的指標，包括企業(yè)的固定資產(chǎn)投資、研發(fā)投資和企業(yè)全要素生產(chǎn)率等指標；Tax為企業(yè)的應(yīng)交所得稅和資產(chǎn)總額的比值，用以反映企業(yè)的實際稅負；Ta＾x 則為第一階段回歸itit的被解釋變量擬合值，其系數(shù)λ是我們所關(guān)心的企業(yè)稅負對于企業(yè)績效的局部平均處理效應(yīng)(Local Average Treatment Effect，LATE)；Bureauit是企業(yè)所屬征稅機構(gòu)的虛擬變量，征收機構(gòu)為國稅局取值為1，地稅局則取值為0，具體取值則由企業(yè)的成立時間決定；驅(qū)動變量assigmentit是企業(yè)的實際成立時間與2002年之差，而f(assigmentit)則是驅(qū)動變量的多項式；εit和ζit表示殘差項；Xit為其他控制變量，不過，為了防止控制變量的加入影響斷點回歸因果推斷的一致性[44][46]，我們參考Brollo et a l.[47]的設(shè)定，在基本回歸中僅控制了行業(yè)、省份和年份的虛擬變量。

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。在第一列中，我們報告了各個變量的樣本數(shù)量，并在第二和第三列中報告了均值和標準差。除了已經(jīng)說明的反映稅負和企業(yè)績效的變量外，我們還報告了企業(yè)的一些特征變量，如企業(yè)規(guī)模(用企業(yè)的工業(yè)銷售產(chǎn)值表示)、企業(yè)的年齡以及企業(yè)的所有制類型等。在第四列中，我們報告了兩類企業(yè)(2002年前成立和2002年后成立)的差異，并進行了相應(yīng)的t檢驗。從統(tǒng)計描述的結(jié)果可以看出，平均而言，2002年后新成立的企業(yè)所得稅稅負更高，而全要素生產(chǎn)率水平則相對較低。此外，新企業(yè)的規(guī)模更大，私營企業(yè)和混合所有制企業(yè)的份額也更高，而老企業(yè)則更多的由國有企業(yè)和集體企業(yè)構(gòu)成。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)斷點回歸的有效性檢驗

為了保證因果推斷的有效性，斷點回歸設(shè)計的順利實施需要滿足一定的前提條件[48]。首先是檢驗制度斷點附近是否存在樣本企業(yè)操縱驅(qū)動變量的問題，也即驅(qū)動變量在制度斷點附近是否連續(xù)分布。斷點回歸的系數(shù)主要依賴于對斷點附近很小范圍的領(lǐng)域內(nèi)局部平均處理效應(yīng)的估計，因此，如果存在個體對于驅(qū)動變量的操縱，那系數(shù)的一致性和無偏性將無法得到保障。在本文的背景中，驅(qū)動變量是企業(yè)的成立時間，因此我們關(guān)心的是，是否存在企業(yè)主動改變自己的成立時間，以實現(xiàn)主動選擇自身所屬征稅機構(gòu)的目的。實際上，有關(guān)2002年所得稅分享改革的官方公告是在2001年12月31號才頒布的①詳見國發(fā)[2001]37號，《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)所得稅收入分享改革方案的通知》。，因此從這個角度講，留給企業(yè)進行操縱的時間幾乎不存在。同時，從圖2的分布可以看出，企業(yè)的成立時間在2002年1月1號附近的分布并不存在明顯的斷點。進一步的，為了更嚴格的檢驗驅(qū)動變量在斷點附近的連續(xù)性，我們還對企業(yè)成立時間的分布進行了McCrary檢驗[49]，結(jié)果表明企業(yè)成立時間的分布差異在斷點附近并不顯著。

圖2 企業(yè)成立時間的分布(以月份為單位)

除了要確認驅(qū)動變量的連續(xù)分布之外，實施模糊斷點回歸還要求存在一個真實有效的一階段。按照企業(yè)的成立時間，圖3和圖4分別基于前后72個月和前后12個月的數(shù)據(jù)展示了企業(yè)平均實際稅負的變化，可以看到，在本文的制度斷點附近，兩類企業(yè)的實際稅負呈現(xiàn)明顯的跳躍，表明模糊斷點回歸的運用是可行的。

圖3 斷點兩側(cè)企業(yè)的實際稅負(前后72個月)

圖4 斷點兩側(cè)企業(yè)的實際稅負(前后12個月)

(二)基本回歸結(jié)果

為了與斷點回歸的結(jié)果進行比較，我們首先報告了基于最小二乘法(OLS)的回歸結(jié)果，并同樣只控制了行業(yè)、省份與年份的固定效應(yīng)。如表2所示，我們分別以企業(yè)的固定資產(chǎn)投資、研發(fā)密度和全要素生產(chǎn)率來捕捉企業(yè)行為和績效的變化，以企業(yè)的實際稅負為解釋變量進行回歸。同時，在樣本范圍的控制上，為了使系數(shù)具有可比性，我們參照斷點回歸的思路，逐步從斷點兩側(cè)擴大樣本企業(yè)的范圍，分別是改革前后6個月、12個月和18個月范圍內(nèi)成立的企業(yè)。從回歸結(jié)果來看，企業(yè)的投資行為對于稅負的變化較為敏感，稅負的減輕會導(dǎo)致企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資和提高研發(fā)投入在銷售收入中的占比，而且從系數(shù)的變化來看，隨著企業(yè)成立時間的差異越小，系數(shù)的絕對值也在提高。但投資行為的變化卻并沒有體現(xiàn)在企業(yè)的生產(chǎn)率維度上，在不同的樣本范圍下，全要素生產(chǎn)率的系數(shù)盡管為正，但在統(tǒng)計上均不顯著。不過，正如我們在前文指出的，基于OLS回歸的結(jié)果存在嚴重的內(nèi)生性問題，一般而言，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資規(guī)模越大，越可能成為地方政府競爭的對象，進而能獲得更多的稅收優(yōu)惠和較低的實際稅負。反向因果關(guān)系的存在可能高估企業(yè)稅負對于企業(yè)投資行為的影響，并進而影響企業(yè)績效系數(shù)的可信度。

表2 企業(yè)稅負對企業(yè)行為和績效的影響——OLS結(jié)果

表3報告了基于模糊斷點回歸設(shè)計的回歸結(jié)果。以2002年的所得稅分享改革為制度斷點，以企業(yè)的成立時間作為驅(qū)動變量，我們在回歸中對斷點回歸帶寬進行了手動的設(shè)定，這與現(xiàn)有的大多數(shù)文獻做法一致。理論上，在斷點附近很小范圍內(nèi)成立的企業(yè)異質(zhì)性較小，在排除企業(yè)操縱成立時間的情況下，斷點兩側(cè)企業(yè)在行為和績效上的差異可以完全歸結(jié)為稅收競爭帶來的企業(yè)稅負的變化。從表3的研究結(jié)論來看，與大多數(shù)的理論研究結(jié)論一致，較低的稅負促進了企業(yè)的固定資產(chǎn)投資，從斷點前后18個月范圍內(nèi)成立的企業(yè)比較來看，平均而言，實際稅負每降低一個單位，企業(yè)的固定資產(chǎn)會增加6.6%，并且這一效應(yīng)隨著企業(yè)成立時間范圍的縮小而逐步擴大，當企業(yè)成立時間限定在斷點前后6個月以內(nèi)時，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資會提升13%。盡管如此，上述系數(shù)仍然遠遠小于基于OLS回歸的系數(shù)，這表明內(nèi)生性的存在嚴重高估了稅負的減輕對于企業(yè)固定資產(chǎn)投資的促進作用。此外，固定資產(chǎn)投資的增加還帶來了企業(yè)生產(chǎn)率水平的提升，但與OLS的回歸結(jié)果不同，稅負的變化并沒有導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)密度的顯著提升。對此，一種合理的解釋是，在本文樣本年限內(nèi)的1998-2007年，中國經(jīng)濟的增長主要呈現(xiàn)出粗放型的增長模式，企業(yè)層面的創(chuàng)新和研發(fā)投入都很少。在本文的樣本中，從事研發(fā)活動的企業(yè)數(shù)量也非常少，平均不到10%。據(jù)聶輝華的統(tǒng)計，中國制造業(yè)企業(yè)的平均研發(fā)密度大約為0.17%，與世界平均水平相差近20倍[34]，這也直接決定了當企業(yè)的稅負得到減輕時，增加固定資產(chǎn)投資而不是研發(fā)投入才是企業(yè)的首要選擇。

表3 企業(yè)稅負對企業(yè)行為和績效的影響——Fuzzy RD回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

斷點回歸的設(shè)計對于模型的設(shè)定有較為嚴格的要求。在一些情況下，回歸結(jié)果的顯著性嚴格來源于模型的某種特殊設(shè)定，從而使結(jié)論的變得不可信。在這其中，帶寬的選擇和驅(qū)動變量多項式的選擇是兩個較為關(guān)鍵的設(shè)定[44][50]。一般而言，帶寬越小，對于跳躍的識別就會越準確。在本文的基本回歸中，出于樣本量和最優(yōu)帶寬的考慮，我們選擇的帶寬分別是6個月、12個月和18個月，不過從圖3的趨勢來看，企業(yè)實際稅負的跳躍在大約8個月時就表現(xiàn)得不太明顯。因此，為了檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，我們在基本回歸的基礎(chǔ)上進一步將帶寬縮小為3個月、4個月和5個月。與此同時，在基本回歸中，我們采用的是驅(qū)動變量的一階多項式，盡管Angrist和Pischke[50]的研究建議當樣本量有限時，可以采取盡量低階的多項式，但出于穩(wěn)健的考慮，在縮短帶寬進行回歸的同時，我們也采用二階多項式進行控制。表4給出了調(diào)整之后的斷點回歸結(jié)果，可以看到，帶寬和驅(qū)動變量多項式的選擇并沒有對基本回歸結(jié)論產(chǎn)生大的影響，各項系數(shù)及顯著性與之前并無太大的差別，表明我們的基本回歸結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。

表4 穩(wěn)健性檢驗一:帶寬的調(diào)整

進一步地，我們將考察企業(yè)行為和績效指標的設(shè)計對于基本結(jié)論的影響。在Fuzzy RD的基本回歸結(jié)果中，我們采用的是基于收入的研發(fā)密度指標，以及基于OP方法測算的TFP指標。為了避免指標測算方法的差異對回歸結(jié)果造成影響，我們尋求采用替代性的指標來考察結(jié)果的穩(wěn)健性。固定資產(chǎn)投資方面，我們采用固定資產(chǎn)投資的增長率，以替代原有投資額的指標。研發(fā)密度方面，按照郭研和劉一博[51]的做法，我們采用基于資產(chǎn)的研發(fā)密度(研發(fā)投入除以總資產(chǎn))來替代基本回歸中基于收入的研發(fā)密度。全要素生產(chǎn)率的指標，我們采用基于LP方法進行了重新測算，這是現(xiàn)有研究中除OP方法外最常用的測算方法?；貧w結(jié)果如表5所示，可以看到，新企業(yè)在固定資產(chǎn)投資率和全要素生產(chǎn)率兩個指標方面顯著低于老企業(yè)，而研發(fā)密度的指標則仍然不顯著。這一結(jié)果與斷點回歸的結(jié)論基本一致，表明指標的選擇并不影響本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗二:指標的替換

五、結(jié)論與建議

為了提升本地區(qū)的經(jīng)濟總量和最大化本地財政收入，中國的地方政府會在實際稅率維度展開朝底競賽，以達到吸引流動性稅基的目的，這在一定程度上降低了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的實際稅負?；?998-2007年間中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，本文采用模糊斷點回歸的方法考察了上述企業(yè)稅負的降低對于企業(yè)行為和績效的影響。研究表明，在企業(yè)成立時間的維度上，企業(yè)的實際稅負在2002年前后存在明顯的斷點，2002年前成立企業(yè)的實際稅負要顯著低于2002年后新成立的企業(yè)。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，實際稅負降低之后，企業(yè)的首要選擇是增加固定資產(chǎn)投資，而不是研發(fā)投資。當企業(yè)成立時間限定在斷點前后6個月以內(nèi)時，稅負每降低一個單位，企業(yè)的固定資產(chǎn)投資會提升13%左右；與此同時，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平也存在明顯的提升。

本文的研究從微觀上證實了中國地方政府對于企業(yè)“援助之手”的存在，同時也對我國當前的稅制改革帶來了重要的啟示。目前，我國正處在結(jié)構(gòu)性減稅的背景之下，包括“營改增”在內(nèi)的眾多結(jié)構(gòu)性減稅措施力求降低企業(yè)的實際稅負，以提升微觀經(jīng)濟的活力，但在稅收征管體制方面，地方政府的稅收征管權(quán)有進一步被壓縮的趨勢。本文的研究表明，由于中央垂直管理的征稅機構(gòu)不存在稅收競爭的激勵，因此，稅收征管的集權(quán)會導(dǎo)致實際有效稅率的提高，從而降低其他結(jié)構(gòu)性減稅的政策效應(yīng)。

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Tax Competition， Tax Burden and Enterprises’ Performance:Evidence from a Regression Discontinuity Design

TIAN Bin-bin， Zhongnan University of Economics and Law；WANG Jun-jie，Jiangxi University of Finance and Economics XING Si-min，Zhongnan University of Economics and Law

To maximize local GDP and fiscal revenue，Chinese local governments will race to provide a lower effective tax rate so as to attract mobile enterprises，which will lower down the tax burden of local companies.Based on the micro-data of Chinese industrial enterprises between 1998 to 2007，this paper investigates the effect of the above mentioned tax cut on enterprises’total factor productivity by employing a regression discontinuity design.We find that， there is a significant jump in companies’ tax burden at the birth year cutoff， which leads to a 13%difference on fixed investment between new companies and old companies， while has no significant effect on R＆D investment.Furthermore， the increase of fixed investment leads to a higher level of TFP for old companies.Our conclusions bring some important complications for the current reform of tax collecting system in China.

tax competition； tax burden； enterprises’ performance； regression discontinuity design

F810.42

A

1671-7023(2017)05-0127-11

田彬彬，中南財經(jīng)政法大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院講師；王俊杰，江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院講師；邢思敏(通訊作者)，中南財經(jīng)政法大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院碩士研究生

國家自然科學(xué)基金青年項目(71703169)；教育部人文社科青年基金項目(15YJC790097)以及中南財經(jīng)政法大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費項目

2017-03-08

責(zé)任編輯 胡章成