縱向競爭、企業(yè)稅負與加成率
——基于中國裝備制造企業(yè)的實證檢驗

任曙明　郭彤

(大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部，遼寧大連116024)

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縱向競爭、企業(yè)稅負與加成率
——基于中國裝備制造企業(yè)的實證檢驗

任曙明郭彤

(大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部，遼寧大連116024)

以2002年企業(yè)所得稅分享改革為契機，在擬自然實驗框架下，選取中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1999—2007年間裝備制造業(yè)企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，采用多重差分法、PSM-DID法等方法驗證了縱向競爭對企業(yè)實際稅負及加成率的作用效果及其機制。研究結(jié)果表明，縱向稅收競爭會導(dǎo)致地方政府對裝備制造企業(yè)的征稅努力下降，裝備制造企業(yè)實際稅率下降1.46%，加成率水平提高5.02%，且企業(yè)實際稅率每增加1個單位，加成率下降2.15%；此外，縱向競爭對企業(yè)加成率的影響與企業(yè)規(guī)模和融資約束有關(guān)。

縱向競爭；加成率；企業(yè)稅負；裝備制造

一、引言

裝備制造業(yè)是經(jīng)濟社會發(fā)展的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，其競爭力水平體現(xiàn)了一個國家的綜合國力和技術(shù)水平。但目前，我國裝備制造業(yè)競爭力在國際市場中仍處于較低水平。據(jù)統(tǒng)計，目前我國裝備制造業(yè)研發(fā)密度僅為1.5%，本土企業(yè)的平均利潤率不足5%，每年固定資產(chǎn)投資所需設(shè)備的60%以上要依賴進口；石油化工裝備的80%，數(shù)控機床、紡織機械的70%及大型飛機、大型科學(xué)儀器、大型醫(yī)療設(shè)備等都主要依靠進口。

加成率是衡量企業(yè)動態(tài)競爭力的一個關(guān)鍵指標，反映了企業(yè)將價格維持在邊際成本之上的能力，直接關(guān)系到本土裝備企業(yè)影響市場價格的能力。影響加成率的因素有很多，投資規(guī)模、技術(shù)研發(fā)、尋租活動等企業(yè)行為都會導(dǎo)致加成率水平的波動(Bernard等，2003[1]；De Loecke等，2012[2]；任曙明等，2013[3])。而自我國實行共享稅制以來，政府間縱向稅收競爭愈加顯著。目前的研究已經(jīng)證明，縱向競爭會影響到企業(yè)的實際稅率、現(xiàn)金持有、避稅程度等(范子英等，2013[4]；李明等，2014[5]；Craig等，2015[6])。由于企業(yè)實際稅率、現(xiàn)金持有等都會影響到企業(yè)的成本和定價，因此可以推測縱向競爭對企業(yè)加成率有不可忽視的影響。

實際上，縱向競爭對企業(yè)加成率的影響是通過企業(yè)稅負實現(xiàn)的。

縱向競爭是不同層級政府間因收入分配問題而展開的稅收競爭，是造成企業(yè)實際稅率偏離名義稅率的重要原因(Keen，1998[7])?？v向競爭對企業(yè)加成率的影響主要通過以下兩種途徑：一方面，縱向競爭導(dǎo)致實際稅率偏離，若稅率降低則企業(yè)保留更多自由資金投資于核心技術(shù)的研發(fā)，從而提高企業(yè)加成率，反之則抑制企業(yè)加成率的提高；另一方面，縱向競爭對企業(yè)稅負的影響直接關(guān)系到企業(yè)生產(chǎn)成本的高低，進而影響企業(yè)加成率。

其中，實際稅率的偏離方向決定了縱向競爭對企業(yè)加成率的影響效果，但目前學(xué)術(shù)界尚未形成統(tǒng)一觀點。西方縱向競爭理論普遍認為，縱向競爭圍繞共同稅基而展開，由于“公共池塘”效應(yīng)，均衡稅率可能走高(Keen和Kotsogiannis，2002[8]；Wilson和Janeba，2005[9])。而考慮到我國特殊的縱向政治結(jié)構(gòu)和財政結(jié)構(gòu)，國內(nèi)研究存在兩種對立觀點。一種理論認為，縱向競爭導(dǎo)致下級政府收入減少，為了能夠滿足基礎(chǔ)建設(shè)的資金需求，下級政府會提高征稅努力，企業(yè)實際稅率上升(汪沖，2011[10]；湯玉剛等，2010[11])；另一種理論則認為，縱向競爭導(dǎo)致下級政府征稅激勵下降，企業(yè)稅負減輕(呂冰洋，2009[12])。

本文從微觀企業(yè)視角出發(fā)，以企業(yè)稅率為中介，探究政府間縱向競爭對企業(yè)加成率的經(jīng)濟效應(yīng)，豐富了前期研究成果。在內(nèi)容上，不僅實證檢驗了政府間縱向競爭對企業(yè)實際稅率的影響，還推理并驗證了縱向競爭對企業(yè)加成率水平的作用機制。在研究方法上，利用2002年企業(yè)所得稅分享改革這一契機，在自然實驗?zāi)Ｐ涂蚣芟?，采用多重差分的方法檢驗了縱向競爭通過企業(yè)實際稅負進而影響企業(yè)加成率的理論機制，并進行了穩(wěn)健性檢驗。此外，還從企業(yè)異質(zhì)性角度對這一機制進行了分組驗證，分別考察了企業(yè)規(guī)模、融資約束能力不同的條件下，縱向競爭對企業(yè)加成率影響效果的差異。

二、理論機制

結(jié)合我國財政體制，中央政府與地方政府不享有平等稅權(quán)。中央政府擁有完全的稅權(quán)，可以制定名義稅率、稅收分成、稅收優(yōu)惠等稅收政策，而地方政府并不具有這些權(quán)力，只能以征稅努力作為政策工具，與上級政府進行博弈(呂冰洋，2009[12]；謝貞發(fā)等，2015[13])。中央政府利用行政威壓和完整稅權(quán)大幅削減地方政府分成比例，導(dǎo)致地方政府收入分配比例下降。為彌補收入損失，下級政府更愿意以放松征稅及督查力度為條件換取經(jīng)濟租金，這樣既節(jié)約了自身的征稅成本，地方又可以獨占租金(湯玉剛等，2010[11])。尤其是在目前監(jiān)督制度還不完善的條件下，上級政府對下級政府預(yù)算外收入的規(guī)制和稅收行為的監(jiān)督成本較大，難以精確掌握下級政府稅收的實際情況。因此，縱向競爭會造成地方政府征稅努力下降。

而地方政府的征稅努力下降為企業(yè)的避稅、逃稅行為提供了便利，使企業(yè)實際稅負水平下降(范子英等，2013[4])。裝備制造業(yè)是國民經(jīng)濟的支柱產(chǎn)業(yè)，是我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級的核心產(chǎn)業(yè)，同時也是地方政府“政治錦標賽”的重要業(yè)績。因此，中央及地方政府與裝備制造企業(yè)的聯(lián)系往往很密切，尤其是地方政府與其管轄的裝備制造企業(yè)。而分稅制改革后，地方政府征稅努力下降，這就使更多企業(yè)可以通過尋租活動獲得稅收減免、專項補貼等，進一步降低企業(yè)的實際稅負。

進一步來看，企業(yè)稅負水平直接影響了企業(yè)投資決策、經(jīng)營績效，并最終體現(xiàn)在企業(yè)加成率水平上。這里從以下兩個方面進行解釋：一是尋租假說。一般來說，尋租成本只要滿足兩個條件，即：1)小于企業(yè)通過尋租獲得的減免稅額，2)大于地方政府稅收分成應(yīng)得稅額及其承擔(dān)的風(fēng)險，那么企業(yè)和地方政府都會愿意接受這種方式，盡管這會對上級政府的稅收收入造成損失。企業(yè)實際稅負水平下降，意味著企業(yè)通過尋租手段逃避稅負的動機下降，尋租成本必然隨著實際稅率下降而減少，進而使加成率水平有所提高。二是研發(fā)維護。實際稅負減少，企業(yè)當(dāng)期和預(yù)期盈余增加，企業(yè)將擁有更充裕的自由現(xiàn)金，有利于研發(fā)投入的增加及研發(fā)進程的維護。裝備制造業(yè)具有研發(fā)需求大、風(fēng)險高、持續(xù)周期長的特點，因稅負下降而增加的盈余相對于裝備制造企業(yè)的研發(fā)投入數(shù)量來說較少，對企業(yè)研發(fā)決策無法起到?jīng)Q定作用。但是研發(fā)活動的長周期中，需要保持穩(wěn)定持續(xù)的資金投入，一旦出現(xiàn)資金斷裂，前期積累的技術(shù)知識無法取得收益，研發(fā)投入也將無法挽回，企業(yè)經(jīng)營會產(chǎn)生巨額損失(任曙明等，2013[3])。故而，充足的自由現(xiàn)金流可以保證研發(fā)活動的正常開展，應(yīng)對無法預(yù)測的外部沖擊，有利于企業(yè)通過研發(fā)活動取得更高收益，促進企業(yè)生產(chǎn)率、加成率的提高。

假設(shè)1企業(yè)所得稅分享改革使政府間縱向競爭加劇，造成微觀企業(yè)實際稅負下降，企業(yè)加成率水平提高。

從企業(yè)規(guī)模的角度來看，在應(yīng)對稅收政策變化方面，大型企業(yè)無論在市場勢力或是政治聯(lián)系方面都要比小型企業(yè)更具優(yōu)勢。首先，大型企業(yè)在市場上占有的資源更多，擁有較強的商業(yè)地位和較高的信用水平，能夠及時通過尋租、信用融資等途徑調(diào)整企業(yè)可支配資金水平，以保證充足穩(wěn)定的投資和營運投入(胡育蓉等，2014[14])。其次，大型企業(yè)業(yè)績往往代表著當(dāng)?shù)卣慕?jīng)濟發(fā)展水平，是地方政府建立政績，開展“政治錦標賽”的重要基礎(chǔ)，因此地方政府更傾向于維護本地大型企業(yè)的固有利益，當(dāng)大企業(yè)面對過度繳稅、效率低下等困境時，政府往往會加大補貼力度，防止其因稅負過重或虧損而遷移甚至倒閉(唐清泉等，2007[15])。因此，大型企業(yè)在地方政府的維護下，實際稅負更容易保持相對平穩(wěn)的水平，也就是說，大型企業(yè)的加成率對稅收政策變化的敏感程度較低。相較而言，小型企業(yè)在市場地位和政治關(guān)聯(lián)上都不具備這種穩(wěn)定條件，因而更易受到稅收政策沖擊。

尤其，裝備制造業(yè)是地方政府業(yè)績的主要支撐，尤其是大型裝備制造企業(yè)，與地方政府間更是存在緊密的政治關(guān)聯(lián)。地方政府為了提高當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)發(fā)展水平，會為領(lǐng)頭制造企業(yè)提供更多的優(yōu)惠政策，包括稅收抵免、延期繳稅、研發(fā)補貼、項目補貼等，努力扶持大型企業(yè)創(chuàng)造經(jīng)濟增長。與小型裝備企業(yè)相比，大型企業(yè)的政治關(guān)聯(lián)更緊密，即使沒有縱向競爭的影響，其實際稅率也更低。因此，在分享稅改革后，下級政府降低征稅力度，這對本就享受更多優(yōu)惠待遇的大型企業(yè)而言影響并不大，反而給了小企業(yè)更多避稅的機會。小企業(yè)可以借此機會開展更多的尋租活動，通過租金加強與政府關(guān)系，留存更多盈余、獲得研發(fā)補貼，降低研發(fā)風(fēng)險和資金成本。由于小企業(yè)具有靈活性的特點，因而比大型企業(yè)更愿意將盈余投入研發(fā)以提高生產(chǎn)率、擴大利潤空間(Jinyoung等，2009[16])，有助于小企業(yè)研發(fā)效率及加成率水平的提高。

假設(shè)2其他條件不變的情況下，政府間縱向競爭對企業(yè)加成率的影響程度與企業(yè)規(guī)模有關(guān)?？v向競爭加劇對小型企業(yè)加成率的正面沖擊比對大型企業(yè)加成率的沖擊大。

另一方面，從融資角度看，融資約束弱的企業(yè)更容易受到縱向競爭的影響，加成率水平提高顯著。由于裝備制造企業(yè)具有成本巨大、研發(fā)風(fēng)險高的特點，資金需求規(guī)模也比其他行業(yè)大得多，僅靠內(nèi)源融資無法維持研發(fā)投入、設(shè)備升級等資金需求。通過研發(fā)活動降低產(chǎn)品需求彈性、提高生產(chǎn)率、降低生產(chǎn)成本是企業(yè)提高加成率的重要途徑(Bernard等，2003[1]；孫輝煌等，2010[17])。因此，裝備企業(yè)普遍尋求外源融資。在我國目前金融發(fā)展尚不成熟的市場環(huán)境下，企業(yè)面臨著較為嚴重的融資約束問題(劉行等，2014[18])。而融資約束的直接后果就是當(dāng)企業(yè)存在可獲利的投資項目時，難以從外部獲得必要的融資。當(dāng)企業(yè)受到的融資約束嚴重時，稅收政策的松緊將直接關(guān)系到企業(yè)是否有足夠的資金投資、經(jīng)營和發(fā)展(Fama等，2011[19])。例如，當(dāng)企業(yè)實際稅率較高時，企業(yè)盈余水平下降，由于融資成本較高，資金難以獲得，尋租活動難以開展，企業(yè)很有可能無法保證持續(xù)的研發(fā)活動支出，這就會造成企業(yè)產(chǎn)品開發(fā)資金鏈的斷裂，使企業(yè)無論在生產(chǎn)效率上，或是產(chǎn)品異質(zhì)性上都難以維持領(lǐng)先地位，無法實現(xiàn)加成率水平的迅速提高。即使在寬松的稅收政策條件下，受到融資約束的企業(yè)增加的盈余也只能用于周轉(zhuǎn)速度較快的投資渠道，而不是周期長、風(fēng)險高的研發(fā)投入。而融資約束弱的企業(yè)一般擁有較為廣闊的融資渠道或更為緊密的政治關(guān)聯(lián)，自由現(xiàn)金持有對稅收負擔(dān)變化的敏感度較高(Foley等，2007[20])。因此融資約束弱的企業(yè)更容易在縱向競爭加劇、地方政府放松管制的條件下，降低尋租成本，獲得更多的盈余空間，保證研發(fā)活動資金的充足，從而有效提高企業(yè)加成率。

假設(shè)3其他條件不變的情況下，融資約束越弱，縱向競爭對企業(yè)加成率的促進作用越大。

三、研究設(shè)計

由于我國地方政府間的橫向競爭普遍存在，縱向競爭的效果一直很難被準確估計。2001年底的所得稅分享改革政策，為識別縱向競爭提供了一個良好的契機。此次改革規(guī)定：2002年中央和地方對企業(yè)所得稅進行五五分成，2003年以后改為六四分成；在2002年之前成立的老企業(yè)還保留在原始的稅收登記機構(gòu)，但自2002年1月1日起新成立的企業(yè)，全部由國稅局負責(zé)征管。

在2002年之前，除中央企業(yè)和外資企業(yè)所得稅外，其他企業(yè)所得稅都由地稅局負責(zé)征收。在所得稅的征收過程中，由于會計制度不健全和信息不對稱，所得稅的征收基本依賴于地方政府的稅收執(zhí)法，國家稅務(wù)總局對地方稅收的監(jiān)管難以實施。2002年，中央政府將原本屬于地方稅的企業(yè)所得稅劃為中央—地方共享稅，這樣改變?yōu)橹醒胝槿氲胤蕉愂仗峁┝吮憷Ｖ醒胝梢暂^直觀地監(jiān)管地方政府的稅收情況，因此也加劇了政府層級間的縱向競爭。

2002年開始的所得稅分享改革具有兩個方面的重要特征。一方面，除了極少部分不參與分享的國有企業(yè)，對于其他微觀企業(yè)而言，所得稅分享改革在很大程度上是外生的；另一方面，改革前企業(yè)按所有制性質(zhì)分屬于地稅局和國稅局管理，改革后，縱向競爭增強，兩類企業(yè)受到不同程度的影響，由地稅局管轄的企業(yè)受到縱向競爭影響的程度要大大超過由國稅局管理的企業(yè)。如果把國稅局管理的企業(yè)作為控制組，把地稅局管理的企業(yè)作為處理組，那么，2002年稅改為識別縱向競爭的微觀效應(yīng)提供了一個擬自然實驗條件。

(一)建立模型

用時間啞變量A02表示稅收體制變革，它在2002年之前取值為0，在2002年之后(包含2002年)取值為1。同時，用啞變量B描述處理組和控制組的區(qū)分，B=0表示控制組，它包含2002年之前成立的、由國稅局管理征稅的、02年后參與稅收分成的企業(yè)；B=1表示處理組，它包含2002年之前成立的、由地稅局管理征稅的企業(yè)。在一個多重差分模型的框架下，實驗可以表達成下面的模型1

ETRijt=β0+β1A02+β2(A02×B)+β3Xijt+dt+djt+uijt

其中，i下標表示企業(yè)，j表示產(chǎn)業(yè)，t表示時間，u是隨機擾動項，X為其他控制變量，dt為企業(yè)個體效應(yīng)，djt為行業(yè)固定效應(yīng)。ETR是企業(yè)層面的實際稅率；A02×B是A02和B的交互項。A02的回歸系數(shù)β1通常被當(dāng)作一個反事實的估計量，它度量了處理組企業(yè)ETRijt的潛在變化率；A02×B的回歸系數(shù)β2是一個雙重差分估計量，它度量了稅改發(fā)生與不發(fā)生情況下處理組ETRijt變化的差異，它描述了扣除了其它事件的綜合影響后，稅改帶來的縱向競爭程度變化對微觀企業(yè)實際稅率的凈影響。

模型1的估計只能夠識別縱向競爭對企業(yè)實際稅率的凈影響，不能完全驗證本文假設(shè)1的全部內(nèi)容。為了更好地驗證縱向競爭通過企業(yè)實際稅負作用于加成率的這一傳導(dǎo)機制，接下來構(gòu)建了一個三重差分模型2

Markupijt=β0+β1A02+β2(A02×B)+β3(A02×B×ETRijt)+β4Xijt+dt+djt+uijt

在模型2中，Markup是企業(yè)加成率的估計值，A02×B×ETRijt的回歸系數(shù)β3是一個三重差分估計量，它描述了所得稅分享改革對處理組加成率變化的影響是否通過實際稅率水平進行傳導(dǎo)，進而可以識別出縱向競爭加劇對地稅管轄企業(yè)加成率的影響機制。若β3的系數(shù)為負，證明企業(yè)實際稅負增加會導(dǎo)致企業(yè)加成率下降，則假設(shè)1得證。

需要注意的是，在雙重差分模型中關(guān)注的兩個虛擬變量的交叉項系數(shù)，它在數(shù)學(xué)上等于處理組在事件年前后的差異減去對照組在事件年前后的差異。如果利用混合截面數(shù)據(jù)進行最小二乘法回歸，由于存在與解釋變量是相關(guān)的非觀測效應(yīng)，因此結(jié)果將是有偏的且不一致(聶輝華等，2009[21])。使用面板數(shù)據(jù)，通過組內(nèi)差分，可以消掉非觀測效應(yīng)，因此采取固定效應(yīng)面板多重差分模型來估計。

(二)變量設(shè)置和數(shù)據(jù)來源

1.加成率的測算

對于企業(yè)加成率的測算，沿用De Loecker和Warzynsik(2012)[2]發(fā)展的估算模型，并利用中國裝備制造企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)對加成率進行測算。由于DLW方法相較產(chǎn)業(yè)組織方法，放松了規(guī)模報酬不變的假設(shè)，無需使用資本成本數(shù)據(jù)，并且引入控制函數(shù)，消除不可觀察因素引起的內(nèi)生性，因此這種方法能夠準確地識別出政策因素變化對加成率的影響，且識別結(jié)果不受生產(chǎn)技術(shù)、投入要素差異的影響，比會計法和新產(chǎn)業(yè)組織實證方法測算更為準確(任曙明等，2013[3])。

估算加成率首先要估計生產(chǎn)函數(shù)?？紤]到同時性偏誤問題，借鑒Levinsohn和Petrin(2003)[22]的方法，采用半?yún)?shù)估計法對企業(yè)生產(chǎn)率進行估計。LP法將中間投入作為代理變量，一方面控制了生產(chǎn)率沖擊這類不可觀察因素，解決了生產(chǎn)要素與生產(chǎn)率的內(nèi)生性問題；另一方面由于中間投入的調(diào)整成本較小，能更好地反映生產(chǎn)率的變化，所得估計結(jié)果也更準確。

借鑒De Loecker、Warzynsik(2012)[2]和任曙明、張靜(2013)[3]的做法，假設(shè)企業(yè)有相同的技術(shù)參數(shù)、技術(shù)為?？怂怪行?，生產(chǎn)函數(shù)如式(1)所示

(1)

接下來，參考De Loecker和Warzynsik(2012)[2]定義加成率為

μit=Pit/λit

(2)

其中，λit為給定產(chǎn)出水平下的邊際成本，Pit代表可變要素的價格。

De Loecker和Warzynsik(2012)[2]指出式(2)為穩(wěn)健的，不依賴于價格競爭的類型。依據(jù)式(2)建立拉格朗日函數(shù)，成本最小化求解可得

(3)

式(3)也可寫成

(4)

(5)

生產(chǎn)要素投入以外的因素對產(chǎn)出的影響，將不會反映到式(5)中，這些因素包括生產(chǎn)要素的價格、生產(chǎn)率、技術(shù)、需求彈性和收入等，它們都會影響生產(chǎn)要素的需求，進而影響到產(chǎn)出。

這樣，企業(yè)i在時間t的加成率估算式為

(6)

2.實際稅率及其他變量的選取

對于企業(yè)實際稅率的定義，最簡單的就是上年的稅費與上年所得之比(Fullerton，1984[23])。而學(xué)術(shù)界內(nèi)衍生出的測算企業(yè)實際稅率的方法卻不止一種：(1)實際稅率=所得稅費用/息稅前利潤(Porcano，1986[24])；(2)實際稅率=(所得稅費用-遞延所得稅費用)/息稅前利潤(Porcano，1986[24])；(3)實際稅率=所得稅費用/(稅前利潤-遞延所得稅費用/法定稅率)(Stickney andMcGee，1982[25])；(4)實際稅率=(所得稅費用-遞延所得稅費用)/(稅前利潤-遞延稅款變化額/法定稅率)(Shevlin，1987[26])；以及其他邊際實際稅率的計算方法等，這里就不詳細說明了。但由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中指標有限，參考porcano(1986)[24]的做法，用工業(yè)企業(yè)實際稅率(ETR)=所得稅費用/利潤總額的方法測算裝備制造企業(yè)的實際稅率。

在自然實驗中，不能像受控實驗?zāi)菢涌刂铺幚斫M和控制組的差異，也不能像隨機受控實驗?zāi)菢油ㄟ^隨機化來解決處理組和控制組的差異問題，因此處理組和控制組之間稅收競爭強度以外的差異可能引起參數(shù)估計的偏誤。于是需要在多重差分模型中引入一系列的控制變量來控制處理組和控制組的差異，以消除或降低這種偏誤。引入三個方面的控制變量：一是行業(yè)四位數(shù)代碼的虛擬變量；二是企業(yè)層面的控制變量，它包括企業(yè)年齡、規(guī)模、資產(chǎn)負債率(Adr)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、生產(chǎn)率(LP)、所有制特征、是否享受補貼(Sub)和企業(yè)固定效應(yīng)；三是年份固定效應(yīng)。其中，借鑒王華等(2010)[27]對企業(yè)規(guī)模(Size)的處理辦法，取其為企業(yè)職工數(shù)的對數(shù)值；年齡(Age)為企業(yè)成立年限的對數(shù)；生產(chǎn)率使用LP代理變量法獲得；所有制性質(zhì)(Ownership)主要分為六類，有國有企業(yè)(State)、集體企業(yè)(Collective)、民營企業(yè)(Private)、港澳臺企業(yè)(Hongkong)、外資企業(yè)(Foreign)以及其他(Others)，建立5個所有制虛擬變量；行業(yè)(Industry)、地區(qū)(Region)、年份(Year)為各自的虛擬變量。

3.數(shù)據(jù)來源和處理

使用的數(shù)據(jù)全部來源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，該數(shù)據(jù)庫的樣本范圍為全部國有工業(yè)企業(yè)、規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)。由于本文的研究對象為1999—2007年本土裝備制造企業(yè)，因此需要根據(jù)《國民經(jīng)濟行業(yè)分類代碼》篩選出6大類裝備制造企業(yè)，分別為通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備、計算機及其電子設(shè)備制造業(yè)和儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)。且由于國民經(jīng)濟行業(yè)分類代碼在2002年進行了修改，因此也對企業(yè)的行業(yè)代碼進行了相應(yīng)的調(diào)整。在保證裝備制造業(yè)原始數(shù)據(jù)的準確性后，借鑒謝千里等(2008)[28]的研究，對數(shù)據(jù)所存在的錯漏值進行如下處理：(1)2004年無增加值數(shù)據(jù)，采用間接計算方法獲得，即工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+本年應(yīng)交增值稅；(2)刪除明顯不符合邏輯關(guān)系的觀測值，如所得稅費用、就業(yè)人數(shù)、總產(chǎn)值、固定資產(chǎn)凈值、中間投入為負，總資產(chǎn)小于企業(yè)固定資產(chǎn)凈值，總資產(chǎn)小于企業(yè)流動資產(chǎn)，固定資產(chǎn)累計折舊小于當(dāng)期折舊的錯誤記錄以及實際所得稅率、增加值、銷售值比例小于0大于1的樣本；(3)以1999年為基期，對樣本數(shù)據(jù)進行平減。最后，整理得到了126 467家企業(yè)1999—2007年的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計381 728個樣本。

(三)描述性統(tǒng)計

表1報告了處理后主要數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特征。由表1可見，不同裝備制造企業(yè)之間的生產(chǎn)率、加成率、實際稅負等指標都存在顯著的差異，這更有利于研究企業(yè)加成率的影響因素。此外，從整體上看，我國裝備制造企業(yè)在1999—2007年間所得稅的實際稅率為18.51%，相比當(dāng)時的名義所得稅稅率33%要低得多。這是由于裝備制造業(yè)具有重要的戰(zhàn)略地位，國家為其制定了多種稅收優(yōu)惠政策，包括：批準為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)而享受15%的低稅率、稅收減免、退稅補貼等，使得該行業(yè)實際稅率遠低于名義稅率。

表1　主要變量的描述性統(tǒng)計

接下來，對裝備制造企業(yè)的實際所得稅率進行初步的差分處理。表2報告了裝備制造企業(yè)實際稅率水平的雙重差分結(jié)果。結(jié)果顯示，在2002年前后，處理組和控制組的企業(yè)實際稅負都有所上升，說明了處理組和控制組的實際稅率這一變量在2002年前后具有相似的變化趨勢，符合自然實驗方法及雙重差分法的基本條件假設(shè)。然而，由地稅局征管的處理組企業(yè)實際稅率增幅相對控制組下降了0.71個百分點，這初步證明了縱向競爭加劇后，地方政府征管企業(yè)的實際稅率有所下降。為了更加準確地捕捉縱向競爭的微觀效應(yīng)，采用多重差分模型、增加多項控制變量，進一步驗證縱向競爭對企業(yè)稅負、加成率的凈影響及其作用機理。

表2　裝備制造企業(yè)實際稅率水平的雙重差分

表3　縱向競爭加劇對企業(yè)實際稅率影響的實證結(jié)果

四、實證分析

(一)主要結(jié)果和分析

首先對假設(shè)1進行檢驗。表3是縱向競爭與企業(yè)稅負關(guān)系的固定效應(yīng)回歸結(jié)果。從左至右，在模型中逐步加入控制變量，稅收變革時間啞變量A02的系數(shù)分別為0.026 1、0.023 6、0.029 9，雙重差分項A02×B的系數(shù)為-0.012 9、-0.016 7、-0.014 6，且都非常顯著，這意味著2002年之后控制組企業(yè)稅率水平提高2%到3%，但縱向競爭行為加劇導(dǎo)致地方政府的征稅努力相對下降，其所管轄的裝備制造企業(yè)實際稅率水平較控制組企業(yè)下降1%到2%。值得注意的是A列的二因素模型檢驗的擬合優(yōu)度普遍很低，這說明僅憑縱向競爭變量不能完全解釋企業(yè)稅率水平的變化，企業(yè)稅負還受到其它因素的影響。但從相關(guān)系數(shù)的顯著性上，可以相信縱向競爭程度變化確實改變了企業(yè)實際稅率水平。而隨著加入企業(yè)特異性的相關(guān)變量以及控制了時間固定效應(yīng)后，模型檢驗的擬合優(yōu)度明顯提高。

為驗證縱向競爭對裝備制造企業(yè)加成率的影響，建立了多重差分模型，結(jié)果如表4所示。從左至右，逐步增加控制變量，模型都很顯著。在C欄的回歸結(jié)果中，雙重差分項A02×B的系數(shù)顯著為0.050 2，說明2002年所得稅改革導(dǎo)致的縱向競爭使企業(yè)加成率顯著增加5.02%；三重差分系數(shù)顯著為-0.0215，即驗證了本文提出的企業(yè)的實際稅負對加成率存在負面影響的假設(shè)。而稅收改革時間啞變量A02的系數(shù)顯著為-0.095 7，說明我國裝備制造企業(yè)的加成率在2002年后明顯下降9.57%，這很可能是由于我國在2001年成功加入WTO，對國外商品的進口更加自由化，引起國內(nèi)市場競爭更加激烈，導(dǎo)致企業(yè)加成率下降。但由于上下級政府間存在縱向競爭行為，縱向競爭加劇對企業(yè)加成率有積極地促進作用，處理組企業(yè)加成率相對有所提高?？傮w而言，稅收改革后，縱向競爭增強使地方政府征管強度下降，企業(yè)實際稅負降低，從而提高了企業(yè)加成率。在這個實證結(jié)果中，其他控制變量也非常顯著：企業(yè)生產(chǎn)率、凈資產(chǎn)收益率與加成率水平存在顯著正相關(guān)關(guān)系；企業(yè)年齡、規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、是否收到政府補貼與企業(yè)加成率存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。至此，假設(shè)1得以驗證。

表4　縱向競爭加劇對企業(yè)加成率影響的實證結(jié)果

本文也將裝備制造業(yè)進行了細分，表5顯示了裝備制造業(yè)六大細分行業(yè)加成率受到縱向競爭影響的不同程度。從左至右分別為儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)；通用設(shè)備制造業(yè)；專用設(shè)備制造業(yè)；交通運輸設(shè)備制造業(yè)；電氣機械及器材制造業(yè)；通信設(shè)備、計算機及其電子設(shè)備制造業(yè)的實證結(jié)果。由表可見，各分行業(yè)下，縱向競爭對企業(yè)加成率的影響都非常顯著，且雙重差分系數(shù)皆為正，說明縱向競爭加劇對各個行業(yè)的加成率水平都有顯著的促進作用。其中通信類企業(yè)對稅收政策變動及縱向競爭的反應(yīng)最不敏感，原因可能是通信類企業(yè)中包含較多的高新技術(shù)類企業(yè)，此類企業(yè)在國家政策扶持下，普遍享受低稅率優(yōu)惠，因此分享稅改革對其稅負水平、經(jīng)營決策等不會造成較大影響。

表5　細分行業(yè)實證結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗

在一個自然實驗的框架下，本文的基本分析結(jié)果建立在這樣一個假定的基礎(chǔ)上：在外生變化發(fā)生前，被解釋變量在處理組和控制組之間存在相同的趨勢，因而，能夠把控制組被解釋變量的變化率作為改革沒有發(fā)生時處理組被解釋變量潛在變化率的反事實的估計量(簡澤，2013[29])。但由于2002年的企業(yè)所得稅分享改革使得改革前由地方政府管轄的企業(yè)成為縱向競爭的作用目標，而這部分企業(yè)多為民營和私營企業(yè)，與之對照的控制組則多為國企和外企，這會造成之前的雙重差分模型估計產(chǎn)生偏差。因此，為了使研究結(jié)果更嚴謹可信，引入了傾向得分匹配法。參考Heckman等(1998)[30]和賈俊雪等(2015)[31]的做法，將傾向得分匹配和雙重差分法相結(jié)合，這樣既能夠有效控制非觀測因素的影響，避免傾向得分匹配法估計可能出現(xiàn)的有偏性，又彌補了雙重差分法估算結(jié)果變量條件期望時要求函數(shù)為線性的不足。

首先，考慮到樣本企業(yè)在改革前期可能會預(yù)期到改革的發(fā)生而存在自選擇問題，將政策點前的時間選定為2000年；同時由于稅收改革在2002年和2003年存在稅收分成的變動，將政策后時間選定為政策較為穩(wěn)定的2004年。使用PSM方法進行了匹配，再利用雙重差分法求得縱向競爭對企業(yè)加成率的凈影響。

在probit傾向得分模型中，選取的匹配變量包括：全要素生產(chǎn)率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、營業(yè)利潤、資產(chǎn)負債、補貼狀況及裝備制造業(yè)六大行業(yè)分類等方面，表6是匹配過程與平衡性檢驗的結(jié)果。由表可見，各變量匹配后的標準偏差都在10%以下且多數(shù)變量t值不顯著。根據(jù)Smith和Todd(2005)[32]的觀點，匹配后標準偏差的絕對值越小，匹配效果越好，若標準偏差的絕對值超過20%，則表明匹配無效(Rosenbaum等，1985[33])，說明本文匹配變量與方法的選擇還是恰當(dāng)?shù)摹Ｓ杀?我們可以看到，匹配后加成率變化的平均效應(yīng)為0.126 1，即縱向競爭使企業(yè)加成率平均提高12.61%，這一結(jié)果與前文多重差分結(jié)果沒有本質(zhì)區(qū)別，說明該結(jié)果較為穩(wěn)健。

表6　樣本匹配與平衡性檢驗

表7　PSM-DID法處理組與對照組企業(yè)的平均加成率變化差異

此外，由于所得稅分享改革在2002年開始實施，在2003年增加中央分成比例，為了使本文的研究更嚴謹，將2003年縱向競爭再次加劇這一變動加以考慮，又做了以下測試：分別在總樣本中提取1999—2002年和2002—2007年數(shù)據(jù)，以2002、2003年為政策實施時點，按照模型2進行多重差分回歸分析，結(jié)果見表8。如表8中99-02欄所示，雙重差分項系數(shù)為0.047 6，說明2002年稅改導(dǎo)致的縱向競爭使處理組企業(yè)加成率相對上升4.76%；2003年所得稅分成比例變?yōu)椤傲姆殖伞?，稅收分成進一步向中央政府傾斜，縱向競爭進一步加劇，如02-07欄顯示，處理組企業(yè)加成率水平又有了3.69%的提高，增幅較2002年前后稍小，且實際稅率傳導(dǎo)機制的影響也有所削弱。其他變量系數(shù)均和全樣本回歸結(jié)果相近，說明之前的實證結(jié)果較為穩(wěn)健，再次證明了縱向競爭對加成率提高的促進作用。

表8　改革年度穩(wěn)健性分析結(jié)果

(三)縱向競爭對異質(zhì)性企業(yè)影響機制分析

接下來，進一步驗證假設(shè)2和假設(shè)3。由于不同企業(yè)存在特異性，外部沖擊對企業(yè)的實際影響也各不相同。本文重點考察了企業(yè)規(guī)模和企業(yè)融資約束兩方面因素不同對縱向競爭影響機制的微觀影響。

1.企業(yè)規(guī)模

在前文的實證檢驗中已經(jīng)可以觀察到，企業(yè)規(guī)模對加成率有負向影響。但為了更有針對性地探討企業(yè)異質(zhì)性在這一機制中的作用，將樣本企業(yè)按照企業(yè)規(guī)模的從小到大劃分為小型企業(yè)、中型企業(yè)和大型企業(yè)三組，并分別對三組數(shù)據(jù)進行雙重差分回歸，結(jié)果如表9所示。從左側(cè)列到右側(cè)列，隨著企業(yè)規(guī)模增加，雙重差分系數(shù)由0.053 1到0.040 3再到0.037 1，逐漸減少，說明縱向競爭對小型企業(yè)加成率水平的提高更明顯，其促進作用效果隨企業(yè)規(guī)模的增加而減弱，假設(shè)2得以驗證。此外，從稅改時間啞變量的系數(shù)也可以看出，大型企業(yè)受影響最小，其抗沖擊性比小企業(yè)更強。

表9　按企業(yè)規(guī)模分組結(jié)果

2.融資約束

融資約束也是裝備制造企業(yè)面臨的一個重要問題。參考李明等(2014)[5]的做法，以fc=財務(wù)費用/總資產(chǎn)作為融資約束程度的度量指標，將總樣本劃分為融資約束程度弱、較弱、較強、強四組，并分別對四組數(shù)據(jù)進行雙重差分回歸，結(jié)果顯著，如表10所示。融資約束最弱的一組受縱向競爭影響最為明顯，系數(shù)為0.057 7，這一部分企業(yè)較強的政府背景和信用水平使它們?nèi)菀撰@得融資，而縱向競爭帶來的下級政府征稅努力下降，使它們利用良好的政治關(guān)聯(lián)進一步降低尋租成本，同時增加研發(fā)力度而獲得稅收減免及補貼，所以縱向競爭對其影響較大。從左到右，隨著企業(yè)融資約束程度增加，雙重差分系數(shù)由0.057 7到0.028 3，呈現(xiàn)出減少趨勢，說明縱向競爭加劇對企業(yè)加成率的促進作用效果隨企業(yè)融資約束的增加而減弱，假設(shè)3得以驗證。

表10　按融資約束程度分組結(jié)果

五、結(jié)論與建議

近兩年，我國將改革的視角逐漸轉(zhuǎn)向供給側(cè)，其中的重要的一點就是降低企業(yè)成本，大規(guī)模減稅減費。本文從微觀企業(yè)角度出發(fā)，采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1999—2007年間裝備制造企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，不僅測算了裝備制造企業(yè)的加成率及實際稅率，還在此基礎(chǔ)上，檢驗了縱向競爭對加成率的作用效果和影響機制，并做了穩(wěn)健性分析。

研究結(jié)果表明：(1)政府間縱向競爭導(dǎo)致下級政府征稅努力下降，降低了企業(yè)實際稅率，由此帶來的成本下降和正向研發(fā)效應(yīng)共同促進企業(yè)加成率顯著提高；(2)企業(yè)規(guī)模影響了縱向競爭對加成率的作用效果，與大型企業(yè)相比，縱向競爭對小型企業(yè)加成率的助推作用更大；(3)企業(yè)所面臨的融資約束越弱，縱向競爭對其加成率水平的提升作用越顯著。

基于以上結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，在稅收分享制度下，雖然縱向競爭可能會助長尋租行為，但其最終促進了企業(yè)實際稅率的降低和競爭力的提高。因此，我國應(yīng)進一步深化財稅體制改革，以保護正當(dāng)競爭，限制不正當(dāng)競爭。中央政府既要尊重地方政府正當(dāng)?shù)睦嬖V求，激發(fā)地方政府作為利益主體發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟的積極性，又要利用多種渠道強化對地方政府不規(guī)范競爭行為的矯正，并建立科學(xué)合理的管理體制和督查機制，進一步完善財稅管理體制，從制度上規(guī)范下級政府的行為，從根本上提高財稅政策實施的有效性，為企業(yè)創(chuàng)造良好的市場環(huán)境，促進企業(yè)核心競爭力水平的提高。

第二，我國企業(yè)稅負過高的呼聲由來已久，政府需進一步減輕企業(yè)稅收負擔(dān)的同時，積極引導(dǎo)企業(yè)拓寬融資渠道，提升企業(yè)核心競爭力。具體來說，政府應(yīng)該進一步降低整體稅率水平，減少和規(guī)范涉企收費，切實減輕企業(yè)負擔(dān)，對企業(yè)的研發(fā)投入予以財稅政策扶持，同時還應(yīng)提高稅收支出的透明度，注重提高稅收支出的效率，減少低效支出，避免企業(yè)通過尋租和商業(yè)賄賂等非正當(dāng)渠道獲取資源，為企業(yè)提供廣闊的生存空間，切實鼓勵企業(yè)提高創(chuàng)新能力，通過提升核心技術(shù)的渠道增強企業(yè)競爭力。

[1]Bernard A J,Eaton J, Jensen, et al. Plants and Productivity in International Trade[J]. American Economic Review, 2003, 93(4):1268-1290.

[2]De Loecker J, Warzynski F. Markups and Firm-level Export Status[J]. American Economic Review, 2012, 102(6):2437-3471.

[3]任曙明, 張靜. 補貼、尋租成本與加成率——基于中國裝備制造企業(yè)的實證研究[J]. 管理世界, 2013(10):118-129.

[4]范子英,田彬彬. 稅收競爭、稅收執(zhí)法與企業(yè)避稅[J]. 經(jīng)濟研究,2013(9):99-111.

[5]李明, 毛捷, 楊志勇. 縱向競爭、稅權(quán)配置與中國財政收入占比變化[J]. 管理世界, 2014(5):52-66.

[6]Doidge C, Dyck A. Taxes and Corporate Policies:Evidence from a Quasi National Experiment[J]. The Journal of Finance, 2015,70 (1):45-89.

[7]Keen M. Vertical Tax Externalities in the Theory of Fiscal Federalism[J]. IMF Staff Papers, 1998, 45:454-485.

[8]Keen M, Kotsogiannis C. Does Federalism Lead to Excessively High Taxes[J]. American Economic Review, 2002, 92(1):363-370.

[9]Wilson J D, Janeba E. Decentralization and International Tax Competition[J]. Journal of Public Economics, 2005, 89(7):1211-1229.

[10]汪沖. 資本集聚、稅收互動與縱向稅收競爭[J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊), 2011, 11(1):19-38.

[11]湯玉剛, 苑程浩. 不完全稅權(quán)、政府競爭與稅收增長[J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊), 2010, 10(1):33-50.

[12]呂冰洋. 政府間稅收分權(quán)的配置選擇和財政影響[J]. 經(jīng)濟研究, 2009(6):16-27.

[13]謝貞發(fā), 范子英. 中國式分稅制、中央稅收征管權(quán)集中與稅收競爭[J]. 經(jīng)濟研究, 2015(4):92-106.

[14]胡育蓉, 朱恩濤, 龔金泉. 貨幣政策立場如何影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)——傳導(dǎo)機制與實證檢驗[J]. 經(jīng)濟科學(xué), 2014(1):39-55.

[15]唐清泉, 羅黨論. 政府補貼動機及其效果的實證研究——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 金融研究, 2007(6):149-163.

[16]Jinyoung K, Lee S J, Marschke G. Relation of Firm Size to R&D Productivity[J]. International Journal of Business and Economics, 2009, 8(1):7-19.

[17]孫輝煌, 韓振國. 不完全競爭、R&D投入與成本加成變動——基于中國工業(yè)行業(yè)的實證研究[J]. 科學(xué)學(xué)研究, 2010, 28(7):1022-1066.

[18]劉行, 葉康濤. 金融發(fā)展、產(chǎn)權(quán)與企業(yè)稅負[J]. 管理世界, 2014(3):41-52.

[19]Eugene F . My Life in Finance[J]. Annual Review of Financial Economics, 2011, 3:1-15.

[20]Fritz F, Hartzell J, Titman S, et al. Why Do Firms Hold So Much Cash? A Tax-based Explanation[J]. Journal of Financial Economics, 2007, 86:579-607.

[21]聶輝華, 方明月, 李濤. 增值稅轉(zhuǎn)型對企業(yè)行為和績效的影響——一東北地區(qū)為例[J]. 管理世界, 2009(5):17-25.

[22]Levinsohn J, Petrin A. Estimating Production Functions Using Inputs to Control for Unobservables[J]. Review of Economic Studies, 2003, 70:317-341.

[23]Fullerton D. Which Effective Tax Rate[J]. National Tax Journal, 1984, 37(3):23-42.

[24]Porcano T M. Corporate Tax Rates:Progressive, Proportional, or Regressive[J]. Journal of the American Taxation Association, 1986 , 7:17-31.

[25]Stickney C P, McGee V E. Effective Corporate Tax Rates:The Effect of Size, Capital Intensity, Leverage and Other Factors[J]. Journal of Accounting and Public Policy, 1982, 1:125-152.

[26]Shevlin T. Taxes and Off-balance-sheet Financing:Research and Development Limited Partnerships[J]. Accounting Review, 1987 ,62(3):480-509.

[27]王華, 賴明勇, 柒江藝. 國際技術(shù)轉(zhuǎn)移、異質(zhì)性與中國企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新研究[J]. 管理世界, 2010(12):131-142.

[28]謝千里, 羅斯基, 張軼凡. 中國工業(yè)生產(chǎn)率的增長與收斂[J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊), 2008, 7(3):809-826.

[29]簡澤. 銀行債權(quán)治理、管理者偏好與國有企業(yè)的績效[J]. 金融研究, 2013(1):135-148.

[30]Heckman J, Ichimura H , Todd P. Matching as an Econometric Evaluation Estimator:Evidence from Evaluating a Job Training Programme[J]. The Review of Economic Studies, 1998, 64:605-654.

[31]賈俊雪, 寧靜. 縱向財政治理結(jié)構(gòu)與地方政府職能優(yōu)化——基于省直管縣財政體制改革擬自然實驗分析[J]. 管理世界, 2015(1):7-17.

[32]Smith J, Todd P. Does Matching Overcome LaLonde＇s Critique of Nonexperimental Estimators[J]. Journal of Econometrics, 2005, 125(1):305-353.

[33]Rosenbaum P, Rubin D. The Central Role of the Propensity Score in Observational Studies for Causal Effects[J]. Biometrika, 1983, 70(1):41-55.

責(zé)任編輯應(yīng)育松

Vertical Competition, Corporate Tax and Markups——An Empirical Study Based on the Equipment Manufacturing Enterprises in China

REN Shu-ming, GUO Tong

(Faculty of Management and Economics, Dalian University of Technology, Dalian 116024, China)

The Corporate Income Tax Reform in 2002 provides us with a natural experiment framework. In this paper, we verify the effects of vertical competition to corporate effective tax rates and markups using multi-difference, PSM-DID and other methods, based on unbalanced panel data of 126467 Chinese equipment manufacturing enterprises from 1999 to 2007. We draw conclusions that vertical competition weakens the taxation efforts of local government on equipment manufacturing enterprises, reduces the effective tax rate by 1.46% and increases the markups by 5.02%. In addition, firm sizes and financing constraints can influence this mechanism. Our conclusions will provide experience supports and policy implications for Chinese supply-side reform.

vertical competition; markups; corporate tax; equipment manufacturing

2016-01-22

國家自然科學(xué)基金資助項目(71573031)；國家自然科學(xué)基金資助項目(71103023)

任曙明，女，大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部教授，管理學(xué)博士，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究；郭彤，女，大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟學(xué)部碩士生，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究。

F271.3

A

1005-1007(2016)05-0027-15