直接稅與間接稅對企業(yè)生存風險影響差異性研究

魏天保 王凱 劉迪

內(nèi)容提要：在理論分析的基礎上，本文利用Cox比例風險模型、AFT模型等生存分析法，檢驗以企業(yè)所得稅為代表的直接稅和以增值稅為代表的間接稅對企業(yè)生存風險影響的差異，以及投資行為在這一差異性影響過程中的渠道作用。結果發(fā)現(xiàn)，兩種稅負對企業(yè)的市場退出風險率均呈“U”型影響，即隨著兩種稅負的逐步提高，會使企業(yè)的退出風險率先降低后增加。但由于直接稅和間接稅的轉(zhuǎn)嫁難度不同，導致兩種稅負對企業(yè)生存風險的影響程度存在差異：假如政府以不同稅種形式向企業(yè)征收同等規(guī)模的稅收，則直接稅對企業(yè)生存風險的影響更劇烈，企業(yè)對間接稅的承受能力更強。因此主張保持以間接稅為主體的稅制結構，并大力降低企業(yè)的用工成本，進一步提升各地區(qū)的市場化程度，適當擴大對外開放程度、積極吸引外國投資。

關鍵詞：稅制結構;企業(yè)所得稅;增值稅;企業(yè)生存風險;Cox比例風險模型

中圖分類號：F812.42 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1001-148X（2020）01-0045-08

我國企業(yè)基數(shù)龐大，每年新增企業(yè)較多，但我國企業(yè)的市場退出風險較大，存續(xù)時間普遍較短，呈現(xiàn)出企業(yè)高進入率與高退出率并存的快速流轉(zhuǎn)特征，工業(yè)企業(yè)的年均退出率約在17%左右[1]。2003年經(jīng)理人世界年會公布的數(shù)據(jù)表明，中國企業(yè)平均壽命約為8年[2]，其中制造業(yè)企業(yè)的平均壽命約為7.5年[3]，相比之下，美國約為40年，日本約為35.6年。影響企業(yè)市場風險的因素中，稅收制度被認為是重要的因素之一。

一、理論分析與研究假說

企業(yè)的經(jīng)營是通過投資尋求利潤的過程，持續(xù)的投資行為是企業(yè)存活的直接原因。正因投資行為至關重要，所以當前文獻均通過這一渠道分析稅制結構對企業(yè)生存風險的影響：即不同稅種稅負可通過對企業(yè)家投資行為的差異性影響，進而對企業(yè)的生存風險造成影響差異，投資行為可視為不同稅種稅負影響企業(yè)生存風險的中間渠道。

之所以認為不同稅種稅負對企業(yè)的投資行為存在差異性影響，是因為不同稅種的征收方式不同，導致稅負的轉(zhuǎn)嫁程度和最終歸宿存在差異。具體來講，增值稅等間接稅在商品交易環(huán)節(jié)征收，企業(yè)便于通過提高商品價格向下游消費者轉(zhuǎn)嫁，往往不會全部構成會計核算意義上的企業(yè)負擔;企業(yè)所得稅等直接稅是在交易結束后的利潤再分配環(huán)節(jié)征收，企業(yè)相對難以找到轉(zhuǎn)嫁途徑，往往成為納稅人的負擔，因此，直接稅對成本約束的企業(yè)投資行為影響更為直接和強烈。有文獻[4]指出，當前我國大多數(shù)企業(yè)從事于競爭性行業(yè)，其產(chǎn)品所面對的需求彈性大而供給彈性小，買方市場越來越明顯，導致間接稅轉(zhuǎn)嫁的難度也很大。但這種現(xiàn)象只能說明間接稅轉(zhuǎn)嫁的難度有所增大，不能證明間接稅的轉(zhuǎn)嫁難度增大到與直接稅相同的程度。所以本文傾向于接受傳統(tǒng)稅收學的觀點，認同雖然影響企業(yè)稅負轉(zhuǎn)嫁難度的因素很多，但稅種形式是重要因素之一，直接稅的轉(zhuǎn)嫁難度大于間接稅。所以，理論上存在如下假說：

假說1：控制其他因素的情況下，假如政府向企業(yè)征收同等規(guī)模的直接稅和間接稅，直接稅稅負對企業(yè)投資行為的影響更為強烈。

企業(yè)的投資行為既包括投資規(guī)模，也包括投資的利用效率，二者均會影響企業(yè)的生存風險。這是因為，投資規(guī)模的擴張既有助于產(chǎn)生規(guī)模收益，又能幫企業(yè)提高單位商品的溢價[5]：消費者往往更信任大企業(yè)的商品。而企業(yè)投資利用效率的提高，能更好地節(jié)約成本，增強盈利能力和市場競爭力。因此有如下假說：

假說2：控制其他因素的情況下，企業(yè)投資規(guī)模與投資利用效率的提高均能降低其退出風險，增長存續(xù)時間。

結合上述兩個假說，既然不同稅種稅負會對企業(yè)的投資行為產(chǎn)生差異性影響，同時，投資行為會影響企業(yè)的生存風險，那么，存在如下假說：

假說3：如果政府以不同的稅種形式向企業(yè)征收同等規(guī)模的稅收，會對企業(yè)的生存風險帶來不同影響，直接稅稅負比間接稅稅負對企業(yè)生存風險的影響更強烈。

上述推論中，假說3是本文的核心假說，假說1和2可視為假說3的傳導過程。因此，本文的實證部分也是先檢驗假說3，然后在機理檢驗部分驗證假說1和2。

二、實證設計

（一）實證模型

1.企業(yè)生存風險模型。本文的核心是檢驗不同稅種稅負對企業(yè)生存風險的影響差異，但由于企業(yè)生存數(shù)據(jù)往往存在右歸并（right censoring）問題，即在樣本觀測時區(qū)內(nèi)，一些企業(yè)尚未徹底消亡，我們只能看到它們的當前年齡，難以知曉其完整壽命，對這類樣本，直接無視或主觀賦值都將造成估計偏誤。這種情況下，久期分析（duration analysis）中的Cox比例風險模型，常被用于企業(yè)生存風險問題的研究[6]。該模型通過構建企業(yè)市場退出的風險函數(shù)，估計企業(yè)生存時間的分布，對未來各時點上企業(yè)消亡的概率進行估計，能充分挖掘樣本信息，規(guī)避數(shù)據(jù)右歸并問題。因此本文構建Cox比例風險模型用于假說2和3的檢驗：

（二）數(shù)據(jù)說明

國內(nèi)企業(yè)生存風險領域的實證研究均采用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（1998-2008）》數(shù)據(jù)[1，6]。本文也采用該數(shù)據(jù)庫，并借鑒Brandt et al.（2012）[7]的方法合并歷年數(shù)據(jù)，參考Disney et al.（2003）[8]的方法，對企業(yè)“進入”、“退出”、“存續(xù)”等狀態(tài)進行界定。

參考上述文獻，對數(shù)據(jù)庫中可能存在的異常值進行常規(guī)處理，如刪掉經(jīng)營時間小于0，或1949年之前成立的企業(yè);刪掉總資產(chǎn)、工業(yè)銷售額、固定資產(chǎn)凈值、工業(yè)增加值等指標小于等于0，以及員工數(shù)小于8的樣本;刪掉流動或固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的樣本。為降低極端樣本對回歸結果的影響，刪掉實際稅負大于100%、小于0的樣本，并通過主要解釋變量，進行首尾各0.5%的截尾處理;刪掉資產(chǎn)負債率超過10000%的樣本。此外，考慮到企業(yè)生存分析方法的特殊性，還進行了下列處理：（1）刪掉統(tǒng)計間斷過的企業(yè)，僅保留未間斷統(tǒng)計的企業(yè)。（2）剔除國有企業(yè)。這是因為，樣本時間跨度內(nèi)，工企數(shù)據(jù)庫對國有企業(yè)的統(tǒng)計門檻發(fā)生過變動，部分國企的退出是由于統(tǒng)計口徑變動所致，不宜納入回歸。（3）以1998年的樣本企業(yè)為基準，刪掉1999年前就存在于數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)。這是因為，有些企業(yè)在1998年前就符合數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計標準，但無法獲知它們在1998年之前的生存信息，若忽略該問題也會導致回歸估計有偏。同時，2008年的數(shù)據(jù)僅用于識別樣本企業(yè)在2007年之后是否退出。因此，最終回歸時使用的是1999-2007年間新進入數(shù)據(jù)庫的企業(yè)樣本。

另外，回歸中用到的企業(yè)所屬地區(qū)市場化程度、引進外資程度、金融市場化程度等數(shù)據(jù)源于樊綱等（2011）[9]發(fā)布的中國市場化指數(shù)報告。

（三）變量說明

1.被解釋變量。實證模型（1）中，被解釋變量即為企業(yè)可能退出市場的風險率。模型（2）中，被解釋變量即為反映企業(yè)投資行為的相關變量，包括投資規(guī)模和投資利用效率。參考申廣軍等（2016）[10]文獻，分別從新增固定資產(chǎn)投資規(guī)模（NFIS）和勞動力投資規(guī)模（LIS）兩個角度衡量企業(yè)的投資規(guī)模;分別從資本利用效率（CUE）和勞動利用效率（LUE）兩個角度衡量企業(yè)的投資利用效率。其中，NFIS用“當期固定資產(chǎn)-前期固定資產(chǎn)+前期折舊”計算，并用2000年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減后取對數(shù);LIS用企業(yè)職工人數(shù)的對數(shù)度量;CUE用“工業(yè)增加值/固定資產(chǎn)”取對數(shù)進行度量;LUE用“工業(yè)增加值/職工人數(shù)”取對數(shù)進行度量。

2.核心解釋變量。本文核心解釋變量即為企業(yè)實際承擔的不同稅種負擔。鑒于企業(yè)所得稅和增值稅是我國企業(yè)的主要稅負來源，本文選擇企業(yè)所得稅作為直接稅的代表，選擇增值稅作為間接稅的代表。關于兩種稅負的計算，就我國稅制來看，工業(yè)企業(yè)增值稅的稅基大體相當于工業(yè)增加值，企業(yè)所得稅的稅基大體相當于利潤總額[11]，不同稅種的稅基存在差異，為使兩種稅負的影響效果具有可比性，有必要在實證研究中統(tǒng)一稅負基數(shù)的度量方式。

企業(yè)所得稅有效稅負（Inctax）：基準回歸中，借鑒張倫俊等（2012）[11]的方法，用“Inctax1=本年應交企業(yè)所得稅/主營業(yè)務收入”度量。另外，借鑒孫玉棟（2006）[12]，分別采用以下4種度量方式作為Inctax1的替代，進行穩(wěn)健性檢驗：“Inctax2=本年應交企業(yè)所得稅/利潤總額”、“Inctax3=本年應交企業(yè)所得稅/工業(yè)銷售額”、“Inctax4=本年應交企業(yè)所得稅/工業(yè)增加值”、“Inctax5=本年應交企業(yè)所得稅/營業(yè)收入”。

增值稅有效稅負（Vatax）：同上，基準檢驗中，用“Vatax1=本年應交增值稅/主營業(yè)務收入”衡量;穩(wěn)健性檢驗時，分別采用“Vatax2=本年應交增值稅/利潤總額”、“Vatax3=本年應交增值稅/工業(yè)銷售額”、“Vatax4=本年應交增值稅/工業(yè)增加值”、“Vatax5=本年應交增值稅/營業(yè)收入”等指標作為替代變量。

3.控制變量。為降低遺漏變量可能導致的估計結果偏誤，參考企業(yè)生存風險領域的既有文獻，將企業(yè)的規(guī)模（Size）、年齡（Age）、盈利能力（Prof）、全要素生產(chǎn)率（TFP）、資本密集度（CI）、資產(chǎn)負債率（ADR）、政府補貼程度（GS）、是否出口（Exp）等指標納入控制變量;同時，控制企業(yè)所屬地區(qū)的人均工資（Wage）、人均GDP（GDP）、市場化程度（MD）、引進外資程度（IFC）、金融市場化程度（FMD）等變量;此外，加入樣本所屬行業(yè)（Indus）、年（Year）、?。ˋrea）固定效應變量。主要控制變量的測度方法和基本統(tǒng)計量見表1。

（四）描述性統(tǒng)計

刪掉異常和變量缺失樣本后，剩473821家企業(yè)的1091373個各期觀察值作為本文回歸樣本。樣本內(nèi)企業(yè)的年均退出率約為21.31%，我國企業(yè)確實面臨較高的退出概率。企業(yè)的平均年齡約為8.47年，與2003年經(jīng)理世界年會公布的8年比較接近。以主營業(yè)務收入為基數(shù)估算的企業(yè)所得稅有效稅負平均約為0.66%，增值稅稅負平均約為3.24%。以利潤總額為基數(shù)估算的企業(yè)所得稅稅負平均約為10.28%，以工業(yè)增加值為基數(shù)估算的增值稅稅負平均約為12.52%。考慮到樣本時區(qū)內(nèi)我國一般制造業(yè)企業(yè)的法定稅率，可以說，大多數(shù)企業(yè)的實際稅負低于法定稅率。

三、實證分析

（一）不同稅種稅負對企業(yè)生存風險影響的基準檢驗

本文首先考察不同稅種稅負對企業(yè)生存風險的影響是否存在差異。在控制其他變量的情況下，表2的第（1）列是以企業(yè)所得稅有效稅負（Inctax1）與增值稅有效稅負（Vatax1）作為解釋變量，對企業(yè)的退出風險率進行Cox比例風險模型檢驗。結果顯示，Inctax1與Vatax1的系數(shù)均為負值，且極顯著。這似乎意味著，隨著企業(yè)所得稅與增值稅稅負的提高，企業(yè)市場退出的風險率不增反降。本文同時以企業(yè)的市場存續(xù)時間作為被解釋變量，進行生存分析法中的加速失效時間模型（Accelerated Failure Time Model，簡記AFT）檢驗，結果如第（2）列所示：Inctax1與Vatax1的系數(shù)均顯著為正，這意味著，隨著兩種稅負的提高，企業(yè)的市場存續(xù)時間反而增長。（1）、（2）列的回歸結果可以相互印證：企業(yè)市場退出風險率的下降，必然導致市場存續(xù)時間的增長，二者理應負相關。

（1）、（2）列的回歸結果似乎意味著，兩種稅負的提高反而有利于企業(yè)生存。這一結果顯然違背我們的認知常識，很有可能是反向因果導致的虛假關系：有可能是因為稅務機關在征稅時酌情處理，使預期市場退出風險率低、存續(xù)時間長的企業(yè)承擔了更高稅負，讓退出風險較大的企業(yè)承擔了更低稅負。對此進一步檢驗，表2的（3）、（4）列增加了兩種稅負的二次項，分別重復進行第（1）、（2）列的模型回歸。其中，第（3）列Cox模型的回歸結果顯示，兩種稅負的一次項和二次項系數(shù)均極顯著，但符號方向相反：一次項系數(shù)均顯著為負，二次項系數(shù)均顯著為正。這說明，在其他因素不變的情況下，兩種稅負的逐步提高會導致企業(yè)的退出風險率先下降后上升，呈“U”型影響。第（4）列AFT模型的回歸結果恰好與第（3）列相互印證：兩種稅負的一次項系數(shù)均顯著為正，二次項系數(shù)均顯著為負，說明在其他因素不變的情況下，兩種稅負的提高會導致企業(yè)的市場存續(xù)時間先增長后減少，呈倒“U”型影響。（3）、（4）列的回歸結果意味著，兩種稅負對企業(yè)生存風險的影響并非單調(diào)線性，而是存在一個最優(yōu)的臨界值：當稅負低于該值時，增稅會降低企業(yè)的退出風險、延長存續(xù)時間;當稅負高于該值時，繼續(xù)增稅會導致企業(yè)的生存狀況急劇惡化，退出風險增大。

生存分析法中，尚缺少對工具變量估計一致性和有效性的證明，這導致無法通過常規(guī)方法排除內(nèi)生性問題，但（3）、（4）列回歸結果所反映的非單調(diào)線性關系，很難用反向因果原因解釋，一定程度上有助于降低內(nèi)生性問題的影響。對這一結果，傳統(tǒng)稅收理論[13]的解釋認為，企業(yè)稅負的逐步提高會對其投資行為帶來兩種作用相反的效應：收入效應與替代效應——在低稅負階段，增稅往往導致企業(yè)家為維持以往的收入水平而擴大投資規(guī)?；蚋倪M投資利用效率，以提高企業(yè)的長期盈利能力，防止增稅帶來的收入下降;但若持續(xù)增稅，超過某一臨界值后，企業(yè)家寧愿用消費、儲蓄等方式替代企業(yè)投資，甚至停止經(jīng)營，表現(xiàn)為企業(yè)退出風險的迅速提高。即增稅會導致企業(yè)的投資規(guī)模先增后降，呈倒“U”型，這能很好地解釋（3）、（4）列的回歸結果，當然，這一解釋本身尚需實證檢驗，這將在表5的回歸中進行。

表2中還有兩個現(xiàn)象值得特別關注。第一，（1）、（2）列回歸中，Inctax1的回歸系數(shù)為（-2.4082、1.4713），其絕對值明顯大于Vatax1回歸系數(shù)（-0.2322、0.1406）的絕對值。（3）、（4）列的回歸結果延續(xù)了這一現(xiàn)象：無論是一次項還是二次項，Inctax1的回歸系數(shù)絕對值始終明顯遠大于對應的Vatax1的系數(shù)絕對值。這意味著，同等稅負水平下，企業(yè)所得稅這種直接稅，要比增值稅這種間接稅，對企業(yè)市場退出風險率和存續(xù)時間的邊際影響更劇烈。第二，計算兩種稅負在影響拐點處的值發(fā)現(xiàn)，Inctax1在第（3）列Cox模型中的拐點值約為4.28%，在第（4）列AFT模型中的拐點值約為3.77%;而Vatax1在兩個模型中的拐點值分別約為5.40%、5.24%?？梢?，相比于增值稅稅負，企業(yè)所得稅稅負的拐點值更小。這意味著，相比于企業(yè)所得稅這種直接稅，企業(yè)對增值稅這種間接稅的承受能力更強。這驗證了本文的假說3：假如政府向企業(yè)征收同等規(guī)模的稅收，以直接稅的方式實現(xiàn)，比以間接稅的方式實現(xiàn)，對企業(yè)生存風險的影響更強烈，企業(yè)對直接稅稅負的承受能力更弱。

（二）不同稅種稅負對企業(yè)生存風險影響的穩(wěn)健性檢驗

表2各列是將企業(yè)所得稅稅負（Inctax1）與增值稅稅負（Vatax1）置于同一方程中進行回歸，這是否會產(chǎn)生解釋變量的共線性問題，即Inctax1較高的企業(yè)，其Vatax1也比較高，從而導致Vatax1的回歸系數(shù)被Inctax1所部分掩蓋呢？為排除這種質(zhì)疑，在保持控制變量不變的基礎上，分別將兩種稅負單獨對因變量重復進行表2第（1）、（3）列的Cox模型回歸，作為穩(wěn)健性檢驗，結果如表3所示?？梢钥闯?，分別將兩種稅負單獨進行Cox模型回歸后，解釋變量回歸系數(shù)的符號和顯著性均未改變;同時，Inctax1的系數(shù)絕對值依然明顯大于對應的Vatax1的系數(shù)絕對值;Inctax1的拐點值約為4.39%，Vatax1的拐點值約為5.27%，與表2的結果接近。這說明，兩種稅負的共線性問題可以忽略，表2的基本結論穩(wěn)健成立。

另外，本研究還將兩種稅負單獨回歸，進行了表2第（2）、（4）列AFT模型的穩(wěn)健性檢驗，上述結論依然很穩(wěn)?、?。

此外，為克服可能存在的度量缺陷，在維持其他控制變量不變的情況下，改變企業(yè)所得稅和增值稅稅負的度量方式，分別替代Inctax1和Vatax1，重復表2第（3）列的Cox模型回歸，作為進一步的穩(wěn)健性檢驗。兩種稅負替代指標的具體度量方式參見前文的變量說明?；貧w結果如表4所示。

結果顯示，無論企業(yè)所得稅與增值稅稅負以何種方式度量：第一，兩種稅負的一次項和二次項系數(shù)始終顯著，正負號與表2第（3）列相同，說明兩種稅負對企業(yè)的市場退出風險率始終呈“U”型影響;第二，無論一次項還是二次項，所得稅稅負回歸系數(shù)的絕對值始終明顯大于對應的增值稅稅負系數(shù)的絕對值，說明在同等稅負水平下，企業(yè)所得稅這種直接稅比增值稅這種間接稅對企業(yè)市場退出風險率的影響更劇烈;第三，所得稅稅負的拐點值始終小于增值稅稅負的拐點值，說明假如政府以不同的稅種形式向企業(yè)征收同等規(guī)模的稅收，企業(yè)對增值稅這種間接稅的承受能力更強。

另外，本研究還用兩種稅負的不同度量指標分別進行了表2第（4）列AFT模型的穩(wěn)健性檢驗。結果發(fā)現(xiàn)，無論稅負的度量方式如何改變，上述結論始終穩(wěn)健成立②。

（三）不同稅種稅負對企業(yè)生存風險影響差異的機理檢驗

正如理論分析部分所言，投資行為可視為影響企業(yè)生存風險的直接原因，而不同稅種稅負之所以會對企業(yè)的生存風險造成差異性影響，也是由于其對企業(yè)投資行為存在差異性影響所致，即投資行為可視為各稅種稅負影響企業(yè)生存風險的中間渠道。為驗證這一理論，需分兩步進行：首先檢驗不同稅種稅負是否對企業(yè)的投資行為存在差異性影響，即檢驗假說1，然后檢驗投資行為對企業(yè)生存風險的影響，即檢驗假說2。

1. 不同稅種稅負對企業(yè)投資行為的差異性影響檢驗。分別從企業(yè)的投資規(guī)模和投資利用效率兩個維度，檢驗不同稅種稅負的差異性影響。

（1）不同稅種稅負對企業(yè)投資規(guī)模的差異性影響檢驗?？刂谱兞勘３植蛔?，用企業(yè)所得稅有效稅負（Inctax1）與增值稅有效稅負（Vatax1）作為主要解釋變量，進行實證模型（2）的固定效應回歸，結果如表5所示。

第（1）-（3）列的被解釋變量即為企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資規(guī)模（NFIS）。其中，第（1）列的解釋變量包含兩種稅負的一次項和二次項，結果顯示，兩種稅負的一次項系數(shù)均顯著為正，二次項系數(shù)均顯著為負，這意味著，無論是直接稅還是間接稅稅負，增稅對企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資規(guī)模的影響皆呈先促進、后抑制的倒“U”型。

為避免兩種稅負在同一模型中可能存在的共線性干擾，在（2）、（3）列回歸中，分別以兩種稅負獨立作為解釋變量，同時，為規(guī)避其他可能存在的內(nèi)生性問題，采用工具變量法進行兩階段最小二乘法（2SLS）回歸。工具變量的選擇，參考張璇等（2016）[14]的方法，以企業(yè)所屬地區(qū)其他企業(yè)所得稅負的平均值，以及該企業(yè)所得稅負的一期滯后項作為Inctax1及其二次項的工具變量;以企業(yè)所屬地區(qū)其他企業(yè)增值稅負的平均值，以及該企業(yè)增值稅負的一期滯后項作為Vatax1及其二次項的工具變量。兩列2SLS回歸結果顯示，兩種稅負及其二次項的回歸系數(shù)依然顯著，且符號未發(fā)生改變。另外，2SLS的F統(tǒng)計量超過Staiger et al.（1997）[15]提出的10的經(jīng)驗值，可拒絕弱工具變量的假設。

表5第（4）-（5）列的被解釋變量即為企業(yè)的勞動力投資規(guī)模（LIS），解釋變量與回歸模型分別與前三列對應。結果發(fā)現(xiàn)，兩種稅負的一次項系數(shù)始終顯著為正，二次項系數(shù)始終顯著為負。

上述結果意味著，無論是直接稅還是間接稅稅負，增稅對企業(yè)投資規(guī)模的影響皆呈倒“U”型。這與表2的分析結論吻合，可能的解釋是，增稅對企業(yè)投資規(guī)模的影響存在作用相反的收入效應和替代效應，在低稅負階段，收入效應占主導地位，企業(yè)家為維持以往的收入水平，愿意擴大投資規(guī)模，期望通過規(guī)模收益彌補增稅帶來的損失;但當稅負上升到一定程度后，替代效應占主導地位，企業(yè)家傾向于用儲蓄、消費等其他方式替代企業(yè)投資，導致投資規(guī)模劇烈下降。

同時，對比兩種稅負的回歸系數(shù)值發(fā)現(xiàn)，Inctax1的一次項和二次項系數(shù)絕對值始終遠大于對應的Vatax1的系數(shù)絕對值。這符合假說1：若政府征收同等規(guī)模的稅收，以企業(yè)所得稅這種直接稅的方式實現(xiàn)會比以增值稅這種間接稅的方式實現(xiàn)對企業(yè)投資行為的影響更劇烈。

（2）不同稅種稅負對企業(yè)投資利用效率的差異性影響檢驗。保持主要解釋變量Inctax1、Vatax1及控制變量不變，分別以企業(yè)的資本利用效率（CUE）與勞動利用效率（LUE）作為被解釋變量，進行實證模型（2）的固定效應回歸，檢驗不同稅種稅負對企業(yè)投資利用效率的影響差異。

表6第（1）-（3）列的被解釋變量即為CUE。其中，第（1）列的主要解釋變量包括了Inctax1與Vatax1;第（2）、（3）列是將它們各自單獨作為解釋變量，并分別引入與表（5）一致的工具變量，采用2SLS方法進行回歸。結果發(fā)現(xiàn)，兩種稅負與CUE始終正相關，Inctax1的回歸系數(shù)始終大于對應的Vatax1的系數(shù)。

（4）-（6）列的被解釋變量即為LUE，解釋變量及回歸模型與前三列一一對應：第（1）列同時包括了Inctax1與Vatax1;第（2）、（3）列是將它們各自單獨對LUE回歸，并引入工具變量和2SLS方法。結果發(fā)現(xiàn)，兩種稅負與LUE始終正相關，Inctax1的回歸系數(shù)大于Vatax1的系數(shù)。

表6的結果進一步驗證了假說1：在其他因素不變的情況下，假如政府向企業(yè)征收同等規(guī)模的稅收，以直接稅的方式實現(xiàn)比以間接稅的方式實現(xiàn)對企業(yè)投資行為的影響更強烈。

2. 投資行為影響企業(yè)生存風險的實證檢驗。為驗證投資行為的渠道作用，在前文已證實不同稅種稅負對企業(yè)投資行為存在差異性影響的基礎上，接下來需要檢驗投資行為對企業(yè)生存風險的影響。表7的各列回歸，即在控制變量不變的情況下，分別以企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資規(guī)模（NFIS）、勞動力投資規(guī)模（LIS），以及資本利用效率（CUE）、勞動利用效率（LUE）等衡量投資行為的變量作為解釋變量，進行Cox比例風險模型和AFT模型的生存分析檢驗。結果顯示，各解釋變量在Cox模型中的回歸系數(shù)均顯著為負，在AFT模型中的回歸系數(shù)均顯著為正。說明投資規(guī)模的擴大和投資利用效率的提高均會降低企業(yè)的市場退出風險率，提高其存續(xù)時間，驗證了假說2。

至此全部驗證了本文的三個假說成立，可以確定，由于稅負轉(zhuǎn)嫁難度不同，導致不同稅種稅負對企業(yè)生存風險的影響存在差異;在同等規(guī)模稅負下，企業(yè)對間接稅稅負的承受能力相對更強;不同稅種稅負對企業(yè)生存風險的差異性影響，可通過投資行為這一渠道進行傳導。

四、結論與建議

本文采用Cox比例風險模型、AFT模型、工具變量與2SLS等實證方法，檢驗了不同稅種稅負對我國企業(yè)生存風險的影響差異，以及差異性影響的傳導途徑，得出以下結論：第一，直接稅與間接稅對企業(yè)生存風險的影響存在差異，投資行為是這種差異性影響的中間渠道。本研究發(fā)現(xiàn)，假如政府向企業(yè)征收同等額度的稅收，以企業(yè)所得稅這種直接稅的方式征收，會比以增值稅這種間接稅的方式征收，對企業(yè)生存風險的影響更劇烈，企業(yè)對直接稅稅負變動的反應更為敏感、承受能力更弱。因為直接稅相對更難轉(zhuǎn)嫁，而間接稅易于轉(zhuǎn)嫁，并未全部構成企業(yè)的真實成本。這種差異性影響可通過投資行為這一渠道實現(xiàn)，即不同稅種稅負通過對企業(yè)投資規(guī)模和投資利用效率的差異性影響，進而影響企業(yè)的生存風險。第二，直接稅和間接稅對企業(yè)市場退出風險率的影響均呈“U”型，對企業(yè)市場存續(xù)時間的影響均呈倒“U”型。具體而言，在低稅負階段，無論增加企業(yè)所得稅或增值稅，均會降低企業(yè)的市場退出風險，增長存續(xù)時間。這是因為，低稅負階段的增稅往往會倒逼企業(yè)首先考慮適當擴大投資規(guī)?；蚋倪M投資利用效率，以補償增稅導致的收入下降，而這兩種行為均有助于降低企業(yè)未來的退出風險;但在高稅負階段，繼續(xù)增稅會導致企業(yè)投資規(guī)模下降、退出風險急劇上升。據(jù)本研究的實證結果計算，以主營業(yè)務收入為基數(shù)的最優(yōu)企業(yè)所得稅稅負平均約為3.77%，最優(yōu)增值稅稅負平均約為5.24%。

根據(jù)研究結論，提出以下建議：第一，現(xiàn)階段應審慎看待稅制結構改革的呼聲。學界對稅制結構改革的呼聲由來已久，但本研究發(fā)現(xiàn)，假如財政支出剛性，相比于同等規(guī)模的企業(yè)所得稅稅負，企業(yè)對增值稅稅負更不敏感、承受能力更強，間接稅對企業(yè)投資行為和生存風險的影響更小。因此，從維護企業(yè)生存環(huán)境的角度出發(fā)，除非先有降低財政支出的可行方案，否則，改變當前稅制結構、提升直接稅占比的方案應慎行。第二，多措并舉降低企業(yè)的市場退出風險。本研究發(fā)現(xiàn)，雖然樣本時區(qū)內(nèi)我國企業(yè)面臨著較高的法定稅率，但大多數(shù)企業(yè)的實際稅負長期低于法定稅率，無論是企業(yè)所得稅還是增值稅，實際稅負并非大多數(shù)企業(yè)生存的主要抑制因素。根據(jù)控制變量的回歸結果，本文主張，政府更應重視減稅之外的其他政策措施以促進企業(yè)生存，如大力降低企業(yè)的用工成本，進一步消除行業(yè)、地區(qū)的市場壁壘以提升各地區(qū)的市場化程度，適當擴大對外開放程度、積極吸引外國投資等。

注釋：

① 限于篇幅，文中未列出回歸結果，有興趣的讀者可向作者索取。

② 同①。

參考文獻：

[1] 毛其淋，盛斌. 中國制造業(yè)企業(yè)的進入退出與生產(chǎn)率動態(tài)演化[J].經(jīng)濟研究，2013（4）：16-29.

[2] “中國企業(yè)壽命測算方法及實證研究”課題組. 企業(yè)壽命測度的理論和實踐[J].統(tǒng)計研究，2008（4）：20-32.

[3] 史宇鵬，和昂達，陳永偉. 產(chǎn)權保護與企業(yè)存續(xù)：來自制造業(yè)的證據(jù)[J].管理世界，2013（8）：118-125.

[4] 趙福昌. 企業(yè)間接稅稅收負擔的理論分析——一個認識政府與企業(yè)分配關系的視角[J].財政研究，2010（9）：11-15.

[5] Esteve-Pérez S， Sanchis-Llopis A， Sanchis-Llopis J A. A Competing Risks Analysis of FirmsExit[J].Empirical Economics， 2010，38（2）： 281-304.

[6] 鮑宗客. 創(chuàng)新行為與中國企業(yè)生存風險：一個經(jīng)驗研究 [J].財貿(mào)經(jīng)濟，2016（2）： 85-99.

[7] Brandt L， Biesebroeck J V， Zhang Y F. Creative Accounting or Creative Destruction？ Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing[J].Journal of Development Economics， 2012， 97（2）： 339-351.

[8] Disney R， Haskel J， Heden Y. Entry， Exit and Establishmet Survival in UK manufacturing[J].Journal of Industrial Economics， 2003，51（1）： 91-112.

[9] 樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告[R].北京：經(jīng)濟科學出版社，2011.

[10]申廣軍，陳斌開，楊汝岱. 減稅能否提振中國經(jīng)濟——基于中國增值稅改革的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2016（11）：70-82.

[11]張倫俊，李淑萍. 規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的行業(yè)稅負研究[J].統(tǒng)計研究，2012（2）：66-72.

[12]孫玉棟. 我國主體稅種稅收負擔的實證分析[J].稅務研究，2006（11）：11-17.

[13]王瑋. 稅收學原理[M].北京：清華大學出版社，2012：309-310.

[14]張璇，劉貝貝，胡穎. 吃喝腐敗、稅收尋租與企業(yè)成長——來自中國企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].南方經(jīng)濟，2016（11）：1-21.

[15]Staiger D，Stock J. Instrumental Variables Regression with Weak Instruments[J].Econometrica，1997，65（3）：557-586.

（責任編輯：周正）