宏觀稅負與企業(yè)生存

劉曄 張訓常

【摘要】宏觀稅負高和經營時間短是我國企業(yè)面臨的兩大問題， 然而這兩者之間存在怎樣的聯(lián)系， 是一個值得檢驗但前人尚未給予檢驗的重要問題。 鑒于此， 基于1998 ～ 2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據與省級層面的宏觀數(shù)據， 采用生存分析方法具體考察宏觀稅負與企業(yè)生存時間之間的關系， 研究結果表明： 宏觀稅負與企業(yè)生存時間（退市風險）之間呈顯著的倒U型（U型）曲線關系。 此外， 異質性分析發(fā)現(xiàn)： 國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)能夠承受更高的宏觀稅負， 表現(xiàn)出較弱的稅負敏感性。 該結論為我國確定合理的宏觀稅負水平提供了有益的啟示， 也為我國近年實施大規(guī)模減稅降費及保市場主體政策提供了相應的經驗依據。

【關鍵詞】宏觀稅負;企業(yè)生存;生存分析方法;退市風險

【中圖分類號】 F812.42? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）18-0102-8

一、引言與文獻綜述

確定合適的宏觀稅負是各國財政問題的核心。 數(shù)據顯示， 1994 ～ 2016年， 我國整體大口徑的宏觀稅負持續(xù)攀升， 政府總收入占GDP的比重由1994年的15.8%增長到2016年的35.5%， 增長幅度達到兩倍以上。 同時， 我國企業(yè)普遍存在經營時間不長、生命周期短的現(xiàn)象。 根據國家工商總局信息中心2013年發(fā)布的《全國內資企業(yè)生存時間分析報告》可以看出， 我國企業(yè)5年累計消亡三成以上， 僅半數(shù)能存活8年以上。 針對我國企業(yè)生存時間短的現(xiàn)象， 一些學者給出了解釋。 如王淼薇等[1] 、肖興志等[2] 的研究表明， 企業(yè)規(guī)模、生產能力以及創(chuàng)新投入等是影響企業(yè)生存時間的重要因素; 但拋開企業(yè)自身特征， 企業(yè)所處的經營環(huán)境也是影響企業(yè)長期健康經營的重要因素， 如經濟不確定性[3] 、市場競爭程度等。

稅負水平不僅直接影響企業(yè)現(xiàn)金流及利潤， 而且通過影響政府公共服務間接影響企業(yè)的生存環(huán)境。 由此看來， 宏觀稅負水平是影響企業(yè)生存時間的重要因素。 正因為如此， 近年來我國從“為企業(yè)降成本”的角度實施大規(guī)模減稅降費， 2017 ～ 2020年每年年初均明確提出減稅降費的規(guī)模目標， 且各年度實際減稅降費金額分別達到1萬億元、1.3萬億元、2.3萬億元和2.6萬億元， 均超額完成年度目標①。 2020年以來， 面對疫情沖擊， “六穩(wěn)”“六?！背蔀檎咧骰{。 其中， 通過減稅降費來惠企紓困以“保市場主體”更成為政策的重點。

以往文獻表明， 稅負水平是影響企業(yè)行為決策的重要因素之一。 較高的稅負不僅影響新企業(yè)的市場進入決策[4] ， 而且對現(xiàn)存企業(yè)的生產活力也會產生負面影響[5] 。 近年來， 我國實行的一系列減稅降費政策對經濟發(fā)展產生了較大的積極影響[6] 。 然而， 現(xiàn)有文獻雖然肯定了減稅的積極作用， 但未能回答稅負水平與企業(yè)生存時間之間存在著怎樣的聯(lián)系， 多高的稅負水平會影響企業(yè)的生存以及是否真的存在“死亡稅率”等問題。 基于此， 本文擬采用生存分析法， 實證研究宏觀稅負與企業(yè)生存時間之間的關系， 從而回答學界和企業(yè)界所普遍關心的以下問題： 我國較高的宏觀稅負水平是否影響了企業(yè)的生存？ 宏觀稅負對不同類型企業(yè)生存時間的影響是否有差異？ 哪些類型的企業(yè)更應該成為當前減稅降費和保市場主體政策的重點對象？ 通過對這些問題的討論， 不僅可以為當前大規(guī)模減稅降費和“六保六穩(wěn)”政策提供經驗證據， 而且可以從市場主體即企業(yè)層面來說明確定合適的宏觀稅負水平的重要性， 從而為我國政府制定相關的稅收政策提供實證依據。

國外文獻較早關注宏觀稅負的經濟效應， 并且取得了較為豐富的研究成果。 從現(xiàn)有文獻來看， 相關文獻集中于分析宏觀稅負對經濟增長[7，8] 、社會投資[9] 、就業(yè)水平等宏觀經濟變量的影響。 相比國外文獻， 國內早期研究主要集中在回答我國稅負水平到底多高、是否合理以及影響稅負的因素等問題[10，11] ， 而關于稅負經濟效應的研究則相對滯后。 隨著研究的推進， 國內一些學者也開始討論我國宏觀稅負的相關影響， 主要集中于分析我國宏觀稅負與經濟增長之間的關系， 并且大部分研究得出我國宏觀稅負與經濟增長之間存在倒U型的曲線關系[12] 。 此外， 國內也有一些學者從產業(yè)結構[13] 、外商直接投資[14] 、經濟高質量發(fā)展[15] 等方面考察了宏觀稅負的經濟效應。 但這些文獻主要研究宏觀稅負的宏觀經濟效應， 對企業(yè)層面的微觀效應研究并不充分。 事實上， 宏觀稅負不僅影響宏觀經濟增長， 對微觀企業(yè)行為也具有直接影響。 尤其在當前繼續(xù)實施大規(guī)模減稅降費和“六保六穩(wěn)”政策背景下， 對此進行實證研究更具有重要的現(xiàn)實意義。

與現(xiàn)有文獻相比， 本文的貢獻在于： （1）在研究方法上， 本文采用離散時間cloglog生存模型進行經驗估計， 首次實證檢驗了我國宏觀稅負與企業(yè)生存時間之間的關系; （2）在研究視角上， 已有文獻主要研究宏觀稅負對企業(yè)投資或創(chuàng)新等的具體微觀效應， 本文則以企業(yè)是否退出市場為研究視角， 分析高稅負是否縮短了企業(yè)的生存時間; （3）在研究結論上， 本文發(fā)現(xiàn)宏觀稅負與企業(yè)生存時間（退市風險）之間存在倒U型（U型）的曲線關系， 并且從所有權性質、企業(yè)規(guī)模及市場結構方面做了異質性分析。

二、研究假說

宏觀稅負水平代表著政府對社會資源的占用程度， 如果一個地區(qū)具有較高的宏觀稅負水平， 則企業(yè)總體上所承擔的平均實際稅率也較高， 因此， 現(xiàn)有文獻通常采用地區(qū)層面的宏觀稅負來表示微觀企業(yè)所面臨的實際稅負水平。 實際稅負水平不僅會直接影響企業(yè)的現(xiàn)金流， 而且會提高企業(yè)的經營成本， 降低投資回報率， 從而使企業(yè)降低資本投入， 間接減少企業(yè)收入， 最終提高企業(yè)的退市風險; 再者， 較重的稅收負擔也不利于企業(yè)進行研究開發(fā)和風險投資[16] ， 從而不利于企業(yè)生產率的提高。 因此， 過高的宏觀稅負通過影響企業(yè)的經營行為對其生存產生負面影響。

然而， 并非宏觀稅負水平越低， 就越有利于企業(yè)生存。 正如“拉弗曲線”所示， 稅率水平和稅收收入之間存在倒U型的曲線關系， 即存在一個最優(yōu)的稅率水平使政府稅收收入最大。 因此， 當宏觀稅負水平較低時， 一方面， 政府能夠獲得的收入越少， 其能提供的公共物品和公共服務也越少， 如影響企業(yè)生存發(fā)展的交通基礎設施以及政府為企業(yè)創(chuàng)新進行“反哺式”的配套服務都會減少， 從而影響企業(yè)生存; 另一方面， 收入的減少會影響政府的行政效率以及公共服務質量， 由此間接對企業(yè)經營情況造成負面影響。 因此， 從政府層面分析， 當宏觀稅負水平較低時， 并不利于營造良好的企業(yè)生存環(huán)境和營商環(huán)境， 會提高企業(yè)的退市風險。

綜上， 較低的宏觀稅負水平與過高的宏觀稅負水平都可能對企業(yè)的持續(xù)經營產生負面影響， 這意味著理論上存在一個最優(yōu)的宏觀稅負水平， 當偏離這一最優(yōu)值時， 會相應提高企業(yè)的退市風險， 對其生存時間產生負面影響。 由此， 提出如下假設：

假設1： 宏觀稅負水平與企業(yè)生存時間之間存在倒U型的曲線關系， 即存在一個最優(yōu)的宏觀稅負水平使企業(yè)的生存時間最長， 退市風險最低。

雖然宏觀稅負水平的高低會影響企業(yè)生存時間的長短， 然而不同企業(yè)對高稅負的敏感性可能存在差異， 即宏觀稅負水平與企業(yè)生存時間之間的關系可能存在一定的異質性： （1）企業(yè)所有制的異質性。 由于國有企業(yè)與政府之間存在較強的聯(lián)系， 受地方政府的保護會更多一些， 相應地對高稅負的承受力可能更大一些。 同時， 地方政府在面臨較大的財政壓力時可能會降低對國有企業(yè)的補貼， 所以較低的宏觀稅負水平反而不利于國有企業(yè)的生存。 因此， 相對于非國有企業(yè)， 國有企業(yè)有可能對高稅負水平具有更大的承受力。 （2）企業(yè)規(guī)模的異質性。 一方面， 較大規(guī)模的企業(yè)更容易獲得貸款， 融資約束程度更低， 從而能夠抵消稅負水平提高導致現(xiàn)金流減少的負作用; 另一方面， 規(guī)模較大的企業(yè)在與政府進行談判時具有更強的議價能力， 并且更容易獲得政府的財政補貼和稅收優(yōu)惠， 因此宏觀稅負水平對大規(guī)模企業(yè)影響較小。 （3）市場結構的異質性。 相對于競爭性行業(yè)的企業(yè)而言， 具有一定壟斷勢力的企業(yè)由于面臨的需求曲線更為缺乏價格彈性， 市場勢力的存在使其較容易將稅負通過價格轉嫁給消費者或者下游行業(yè)， 因此可能表現(xiàn)出更高的稅負承受能力。 基于以上分析， 提出如下假設：

假設2： 國有企業(yè)生存時間與宏觀稅負水平之間的倒U型曲線關系的拐點所對應的宏觀稅負水平比非國有企業(yè)更高。

假設3： 大規(guī)模企業(yè)生存時間與宏觀稅負水平之間的倒U型曲線關系的拐點所對應的宏觀稅負水平比小規(guī)模企業(yè)更高。

假設4： 非競爭性企業(yè)生存時間與宏觀稅負之間的倒U型曲線關系的拐點所對應的宏觀稅負水平比競爭性企業(yè)更高。

三、數(shù)據處理與模型構建

（一）數(shù)據處理

本文所使用的企業(yè)數(shù)據來自于1998 ～ 2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫②， 該數(shù)據庫涵蓋了全部國有企業(yè)和主營業(yè)務收入在500萬元及以上的非國有企業(yè)， 為本文研究企業(yè)的生存時間提供了較好的微觀數(shù)據， 這也是現(xiàn)有文獻研究中國企業(yè)生存問題時普遍使用的數(shù)據庫。 為了準確得到各企業(yè)進入和退出市場的具體時間， 本文借鑒Brandt等[17] 的處理方法， 將各年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據進行識別匹配， 得到1998 ～ 2007年的非平衡面板數(shù)據。 在匹配后的原始數(shù)據中， 為了消除統(tǒng)計失誤和異常值的影響， 本文依據現(xiàn)有文獻普遍的處理辦法對初始樣本進行如下處理： 剔除總資產、總負債、中間投入和銷售額為零或缺失的企業(yè); 剔除固定資產合計超過企業(yè)總資產的企業(yè); 剔除從業(yè)人數(shù)少于8人的企業(yè)。

經以上處理， 在剩余樣本的基礎上， 本文擬采用生存模型來分析宏觀稅負水平對企業(yè)生存時間的影響， 因此如何準確度量企業(yè)的實際生存時間是本文的關鍵問題之一。 原則上， 可以用企業(yè)退出年份與成立年份的差值來表示企業(yè)實際生存的時間長度， 然而很多企業(yè)在成立之初并沒有進入本文所使用的數(shù)據集， 采取這一做法將大大減少樣本數(shù)量。 基于此， 本文將企業(yè)的生存時間定義為企業(yè)成立到退出數(shù)據庫所經歷的時間， 當企業(yè)i在第t-1年存在而在第t年從數(shù)據庫中消失即為退出市場。

然而， 通過觀察匹配后的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫數(shù)據可以發(fā)現(xiàn)， 在采用生存分析法分析企業(yè)生存問題時， 依然會出現(xiàn)以下幾種常見的數(shù)據問題： （1）如果截至本文所選觀測期結束年份2007年企業(yè)依然沒有退出市場， 由于其具體退出時間無法得知， 從而出現(xiàn)“右刪失”（Right Censoring）數(shù)據， 即圖1中的第2種情況。 （2）當企業(yè)在觀測起始年份即1998年之前就已經成立， 對于這類樣本無法觀察到起始年份之前受影響的情況， 從而產生“左刪失”（Left Censoring）數(shù)據， 即圖1中的第3種情況。 （3）雖然企業(yè)在起始年份之后成立， 但由于該企業(yè)成立之初的銷售收入低于500萬元， 而在以后的某一年銷售收入達到500萬元以上， 因此這部分新建立的企業(yè)在成立當年并沒有進入數(shù)據集， 產生“左截斷”（Left Truncation）數(shù)據， 即圖1中的第4種情況。 （4）如果企業(yè)在最初進入統(tǒng)計樣本， 而后由于銷售收入低于500萬元， 使其在某一年從數(shù)據集中消失， 而在后面的年份中又出現(xiàn)于數(shù)據集中， 從而產生“區(qū)間截斷”（Interval Truncation）數(shù)據， 即圖1中的第5種情況。

鑒于“右刪失”數(shù)據和“左截斷”數(shù)據在采用生存模型估計時容易處理， 不會對估計結果產生影響， 因此這兩類數(shù)據本文選擇保留; 而為了解決“左刪失”數(shù)據問題， 將1998年之前成立的企業(yè)剔除; 由于“區(qū)間截斷”數(shù)據在本文所選數(shù)據集中所占比重較小， 因此本文也將其直接剔除。 最終本文所選擇的分析樣本涵蓋有效觀測值561699個③。

（二）企業(yè)生存時間的基本事實

生存分析是將事件的結果和出現(xiàn)這一結果所經歷的時間結合起來進行分析的一種統(tǒng)計方法， 能夠用來分析個體生存時間的分布規(guī)律以及影響生存時間的相關因素。 在生存分析方法中， 生存函數(shù)或風險函數(shù)是描述生存時間分布特征的兩個常用的基本函數(shù)。 本文通過最終樣本來構建生存函數(shù)和風險函數(shù)以估計企業(yè)生存時間的分布特征。 首先， 將企業(yè)是否退出市場作為本文分析的事件， 根據前文定義， 如果企業(yè)在第t-1年存在于數(shù)據庫中， 而在第t年從數(shù)據庫中消失， 則定義為企業(yè)在第t年退出市場， 從而企業(yè)的生存時間為企業(yè)成立到退出市場所經歷的時間。 以T代表企業(yè)的生存時間， 根據數(shù)據， T的取值可以為1， 2， 3， …， 8， 單位為年。 生存函數(shù)表示企業(yè)生存時間超過t年的概率， 因此采用Kaplan-Meier生存函數(shù)進行如下估計：

S（t）=Pr（企業(yè)存活時間大于t）=Pr（T>t）

=[k=1tnk-dknk]? ? ? ? ? ? ? （1）

其中： S（t）為生存函數(shù)， 表示企業(yè)在樣本中持續(xù)經營時間超過t年的概率; nk表示在第k期中處于風險狀態(tài)持續(xù)時間段的個數(shù); dk表示同一時期觀測到的退出市場的企業(yè)個數(shù)。 同時， 構建企業(yè)的風險函數(shù)， 表示為：

h（t）=Pr（t-1t-1）=[k=1tdknk]? （2）

其中： h（t）為風險函數(shù)， 表示企業(yè)在t-1期存活的條件下， 在t期退出市場的概率， 反映了企業(yè)的退市風險。

（三）模型構建

本文所使用的工業(yè)企業(yè)數(shù)據統(tǒng)計了各年企業(yè)的經營情況， 并且通過合理定義企業(yè)的生存時間， 能夠觀測到企業(yè)進入和退出市場的具體時間。 根據該數(shù)據特征， 本文構建離散時間cloglog生存模型來考察宏觀稅負對企業(yè)持續(xù)經營的影響。 根據Hess等[18] 的研究， 采用該模型的優(yōu)點在于： （1）離散時間生存模型能夠有效地處理結點問題， 并且易于控制不可觀測因素的異質性， 同時能夠處理隨時間變化的相關因素; （2）與連續(xù)時間生存模型cox模型相比， cloglog生存模型不需要滿足“比例風險”的假設條件。 與許家云、毛其淋[19] 的研究類似， 構建基準模型（3）：

cloglog（1-hit）=β0+β1TAXct+β2? ? ? ? ? ? +

γZit+γt+uc+μr+εit? ? （3）

其中， 下標i、c、r、t分別表示企業(yè)、省份、行業(yè)和時間。 cloglog（1-hit）為被解釋變量， 該值越大， 表示企業(yè)退市風險越高， 生存概率越低; β0為基準風險率; TAXct表示企業(yè)所處地區(qū)的宏觀稅負水平; Zit為影響企業(yè)生存概率的其他協(xié)變量; γt、uc和μr分別表示時間、地區(qū)和行業(yè)固定效應， 以消除一些不可觀測因素對企業(yè)退市風險的影響。

（四）變量定義

1. 被解釋變量： 企業(yè)退市風險[cloglog（1-hit）]。 本文用企業(yè)退市風險來衡量企業(yè)生存時間， 退市風險越大的企業(yè)， 其生存的時間越短。 企業(yè)退市風險變量首先基于式（2）計算得出企業(yè)在t期退出市場的概率hit，然后采用公式log[-log（1-hit）]計算得到。在具體回歸時，可通過stata軟件的cloglog命令得到。

2. 解釋變量： 宏觀稅負水平（TAX）。 本文主要從宏觀層面的稅負水平來說明稅收負擔對企業(yè)生存時間的影響。 雖然各地區(qū)在法定稅率的制定上沒有自主權， 但可以通過影響稅收征管努力程度來開展稅收競爭從而導致各地區(qū)宏觀稅負水平存在較大差異， 這也提高了本文研究的可行性。 再者， 在控制其他宏觀因素以后， 由于各省市的宏觀稅負在很大程度上反映的是地方政府的稅收征管行為， 對于作為微觀個體的企業(yè)而言可以被認為是外生給定， 這基本上能夠克服內生性的問題。 基于這一點， 本文借鑒現(xiàn)有文獻的普遍做法， 采用以下兩種方式來度量地區(qū)的宏觀稅負水平： （1）國稅和地稅組織稅收收入占GDP的比重（TAX1）; （2）地方財政收入占GDP的比重（TAX2）。

3. 控制變量。 本文在模型中加入以下企業(yè)層面的控制變量： （1）企業(yè)規(guī)模（Scale）。 以年平均從業(yè)人數(shù)的對數(shù)值表示。 （2）企業(yè)全要素生產率（TFP）。 鑒于中間投入數(shù)據在本文數(shù)據中較為全面， 故采用LP方法來估計企業(yè)全要素生產率。 （3）企業(yè)年齡（Age）。 采用企業(yè)觀察年份減去企業(yè)成立年份表示。 （4）企業(yè)盈利能力（Profit）。 以企業(yè)稅前利潤與企業(yè)總資產的比值衡量。 （5）政府補貼（Subsidy）。 如果企業(yè)接受政府補貼則Subsidy=1， 否則Subsidy=0。 （6）企業(yè)是否出口（Export）。 如果企業(yè)當年出口銷售產值非零則Export=1， 否則Export=0。 （7）國有企業(yè)虛擬變量（SOE）。 如果企業(yè)為國有企業(yè)， 則SOE=1， 否則SOE=0。

除此之外， 由于宏觀層面的相關因素會影響各地區(qū)的宏觀稅負水平， 為了盡量消除遺漏變量的影響， 本文也控制了以下地區(qū)變量： （1）經濟發(fā)展水平（LnGDP）。 采用以1978年為基期的實際GDP取對數(shù)值表示。 （2）產業(yè)結構（STRUC）。 以第二產業(yè)的產值占總產值的比重衡量。 （3）外商競爭程度（LnFDI）。 以各地區(qū)外商直接投資的對數(shù)值表示。 （4）開放程度（OPEN）。 以進出口總額與GDP的比值表示。 所有宏觀層面的數(shù)據來自于《中國稅務年鑒》《中國財政統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

表1列示了上述變量的描述性統(tǒng)計結果。

四、實證結果

（一）基準回歸結果

表2列示了模型（3）的估計結果。 其中， 第（1） ～ （3）列是采用變量TAX1衡量宏觀稅負水平的估計結果， 第（4） ～ （6）列是采用變量TAX2估計的結果， 在控制企業(yè)層面影響因素和宏觀層面影響因素的基礎上， 依次控制了時間固定效應、地區(qū)固定效應和行業(yè)固定效應。 結果發(fā)現(xiàn)， 采用兩種方法衡量的宏觀稅負水平變量， 其估計系數(shù)的符號和顯著性水平沒有發(fā)生實質性變化， 說明本文的估計結果具有較好的穩(wěn)健性。 在第（3）列中， 宏觀稅負水平變量TAX1的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 其平方項TAX12的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為正， 這表明宏觀稅負水平與企業(yè)退市風險之間呈U型曲線關系， 即宏觀稅負水平與企業(yè)生存時間之間呈現(xiàn)出倒U型的關系。 這意味著當宏觀稅負水平低于某一臨界值時[以第（3）列為例， 該臨界值為23.92%]， 適當?shù)靥岣叨愗撚欣谘娱L企業(yè)的持續(xù)經營時間， 降低退市風險; 當宏觀稅負水平高于這一臨界值時， 稅負的提高將提升企業(yè)的退市風險， 縮短企業(yè)的生存時間。 換言之， 存在一個最優(yōu)的宏觀稅負水平， 當宏觀稅負水平偏離該最優(yōu)水平時都會提高企業(yè)的退市風險， 降低企業(yè)的生存概率， 假設1得證。 在本文的研究樣本和研究時間內， 宏觀稅負水平TAX1的平均值為13.12%， 這表明在考察期內， 大部分地區(qū)的宏觀稅負水平都不足以提高企業(yè)的退市風險。

以“地方財政收入占GDP的比重”衡量的地區(qū)宏觀稅負水平TAX2進行回歸的結果依然證實了上述結論的穩(wěn)健性。 當以該變量進行回歸時， 可以發(fā)現(xiàn)， 最優(yōu)的宏觀稅負水平為10.70%， 而該變量的均值為7.03%， 同樣顯示了在樣本期間內我國大部分地區(qū)的宏觀稅負水平對企業(yè)生存時間不存在顯著的負面影響。 隨著我國宏觀稅負水平的提升， 2012年全國稅收收入占GDP的比重達到18.68%， 雖然近幾年的減稅降費政策一定程度上降低了稅負水平， 但是2018年我國稅收收入占GDP的比重仍然為17%左右④。 目前， 我國大部分地區(qū)的稅負水平已超過使企業(yè)生存時間最長的最優(yōu)宏觀稅負水平， 因此， 有必要關注稅負水平提高給企業(yè)生存帶來的負面影響， 這也說明近幾年來國家實施大規(guī)模減稅降費的必要性和及時性。

此外， 觀察控制變量的回歸系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)， 規(guī)模越大、全要素生產率越高、盈利能力越強的企業(yè)， 以及得到政府補貼和存在出口的企業(yè)， 其退市風險都較小， 生存時間更長， 而相比于非國有企業(yè)， 國有企業(yè)的退市風險更高， 生存時間更短， 該結論與大多數(shù)文獻一致[19] 。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證本文結果的穩(wěn)健性， 表3列示了四種穩(wěn)健性檢驗的結果， 分別用第（1） ～ （4）列表示。 本文只列出了以TAX1為宏觀稅負水平度量變量的估計結果， TAX2的估計結果并無實質性差別。 各列的穩(wěn)健性檢驗說明如下： 在第（1）列中采用現(xiàn)有文獻較為常用的比例風險COX模型對模型（3）重新進行檢驗; 而第（2）列則采用Logit模型進行回歸; 第（3）列是剔除了樣本中出現(xiàn)的左截斷數(shù)據這一類非正常數(shù)據的回歸結果， 從而使各企業(yè)受到宏觀稅負水平的影響都能夠觀察得到; 在數(shù)據樣本中， 有些企業(yè)的銷售收入低于500萬元而不再進入觀測樣本， 這些企業(yè)在本文中也被認為是退出了市場， 為了說明該處理方法并不影響結果， 第（4）列報告了只保留銷售收入大于1000萬元的企業(yè)樣本進行回歸的結果。 由表3的各種穩(wěn)健性檢驗結果可知， 前文結論是比較穩(wěn)健的， 均說明了宏觀稅負水平與企業(yè)退市風險間的U型曲線關系。

（三）異質性分析

考慮到企業(yè)產權性質、企業(yè)規(guī)模以及壟斷競爭程度的差異對企業(yè)稅負敏感性的影響， 本文將從這三個方面進一步分析宏觀稅負水平與企業(yè)生存時間之間的關系。 將模型（3）擴展為模型（4）來考察宏觀稅負對不同類型企業(yè)的異質性影響。

cloglog（1-hit）=β0+β1TAXct+β2? ? ? ? ? ?+β3（TAXct+? ? ? ? ?）×

Dummyi+γ1×Dummyi+γ2Zit+γt+

uc+μr+εit? ? ? ? ?（4）

其中： Dummyi表示不同企業(yè)特征的虛擬變量， 本文主要考慮了企業(yè)產權性質、規(guī)模以及是否處于競爭性行業(yè)這三類特征。 因此設置Dummyi=1用以表示企業(yè)為國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和處于競爭性行業(yè)的企業(yè)。 由模型（4）可知， 當Dummyi=0時， 宏觀稅負與企業(yè)退市風險之間U型曲線關系的拐點為

-β1/2β2， 而當Dummyi=1時， 拐點為-（β1+β3）/2（β2+β3）。 β2的估計系數(shù)為正， 因此如果模型（4）中的系數(shù)β3也顯著為正， 則說明Dummyi=1的企業(yè)相比Dummyi=0的企業(yè)具有較低的稅負承受力、較高的稅負敏感性， 即Dummyi=1的企業(yè)其退市風險受宏觀稅負水平提高的影響更大; 相反， 如果系數(shù)β3顯著為負， 且絕對值小于β2， 則說明Dummyi=1的企業(yè)相比Dummyi=0的企業(yè)具有較高的稅負承受力、較低的稅負敏感性， 即Dummyi=1的企業(yè)其退市風險受宏觀稅負水平提高的影響更小。

對模型（4）進行回歸得到的結果列于表4中， 依然只以TAX1作為度量宏觀稅負水平的指標。 表4第（1）列列示了企業(yè)產權性質的影響。 可以發(fā)現(xiàn)交乘項（TAX1+TAX12）×Dummy的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為負， 且絕對值遠小于TAX12的系數(shù)， 說明相比于非國有企業(yè)， 國有企業(yè)的生存時間受宏觀稅負水平的影響較小。 這可能是由于國有企業(yè)的產權性質使得其對稅負變化的敏感性較弱， 因此宏觀稅負水平的提高對國有企業(yè)退市風險的影響比非國有企業(yè)弱。 為了更加清楚地說明問題， 根據一階條件來求解國有企業(yè)和非國有企業(yè)的最優(yōu)宏觀稅負水平， 得出國有企業(yè)在宏觀稅負水平為28.78%時退市風險最低， 而非國有企業(yè)在宏觀稅負水平為23.84%時退市風險最低， 這說明國有企業(yè)具有較高的稅負承受力。

從表4第（2）列可以看出， 大規(guī)模企業(yè)與國有企業(yè)類似， 同樣具有較高的稅負承受力， 因此受宏觀稅負水平的影響也較小， 即使在較高的宏觀稅負水平下， 其退市風險依然較低。

根據企業(yè)所處行業(yè)將其歸類為競爭性行業(yè)和非競爭性行業(yè)企業(yè)⑤， 回歸結果如表4第（3）列所示。 一般地， 對于競爭性行業(yè)企業(yè)而言， 理論上由于消費者對其產品需求價格彈性較大， 因此其稅負轉嫁能力較弱， 可以預期競爭性行業(yè)企業(yè)受宏觀稅負的影響較大， 即交乘項（TAX1+TAX12）×Dummy的估計系數(shù)應顯著為正。 然而， 從第（3）列的估計結果可以看出， 該系數(shù)為負且并不顯著， 其原因可能是相比非競爭性行業(yè)， 競爭性行業(yè)企業(yè)具有更高的生產效率， 雖然稅負轉嫁能力較弱， 但稅負帶來的成本增加可以促使其提高生產效率以降低稅負增加帶來的負面影響， 其稅負承受力未必較弱， 所以競爭性和非競爭性行業(yè)企業(yè)對宏觀稅負變化的反應并不存在顯著差異。

五、結論與啟示

（一）研究結論

宏觀稅負水平高和企業(yè)經營時間短是我國企業(yè)面臨的兩大問題， 許多學者和企業(yè)家認為我國較高的宏觀稅負水平拖累了企業(yè)的經營發(fā)展。 然而， 我國宏觀稅負水平是否真的對企業(yè)的生存造成了影響？ 現(xiàn)有研究文獻并沒有對此問題進行過經驗驗證。 對此， 本文以1998 ～ 2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫為基礎， 結合省級層面的宏觀數(shù)據， 利用生存分析方法實證分析了我國宏觀稅負水平與企業(yè)生存時間之間的關系。

本文的研究結果表明： （1）存在一個最優(yōu)的宏觀稅負水平使企業(yè)的退市風險最低， 生存時間最長。 即宏觀稅負水平與企業(yè)退市風險之間存在U型的曲線關系、與企業(yè)生存時間之間存在倒U型的曲線關系， 當宏觀稅負水平偏離這一最優(yōu)水平時都會提高企業(yè)的退市風險， 縮短其生存時間。 通過估計得出， 如果采用“國稅和地稅組織稅收收入占GDP的比重”作為度量宏觀稅負水平的指標， 使企業(yè)生存時間最長的宏觀稅負水平在23.92%左右。 （2）考慮產權性質、企業(yè)規(guī)模以及是否為競爭性行業(yè)的異質性分析發(fā)現(xiàn)， 國有企業(yè)和非國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)之間由于稅負承受能力不同， 其生存時間受宏觀稅負水平的影響也不同。 相比于非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)， 國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)能夠承受更高的宏觀稅負水平， 從而表現(xiàn)出較弱的稅負敏感性。 而對于競爭性行業(yè)和非競爭性行業(yè)的企業(yè)， 其生存時間與宏觀稅負水平之間的關系并沒有表現(xiàn)出顯著的差異。

（二）政策啟示

首先， 盡管在本文的研究時間段內， 大部分地區(qū)的宏觀稅負水平并沒有過重到會促使企業(yè)“死亡”， 但隨著我國宏觀稅負水平的逐漸提高， 大部分地區(qū)宏觀稅負水平已經足以縮短企業(yè)的生存時間。 即使十八屆三中全會以來已實施了一系列結構性減稅政策， 2017年我國稅收收入占GDP的比重依然達到17%的水平， 而政府總收入占GDP的比重為35.46%。 這也是為什么許多企業(yè)感知我國稅負較重的重要原因。 過重的宏觀稅負已經開始影響企業(yè)的經營， 企業(yè)生存變得較為困難。 由此表明， 從2017年開始， 我國每年明確提出減稅降費目標規(guī)模并實施大規(guī)模減稅降費政策具有必要性、及時性和合理性。

其次， 隨著我國稅制結構的優(yōu)化， 直接稅收入的占比越來越高， 根據《中國稅務年鑒》的統(tǒng)計數(shù)據可知， 2015年我國直接稅占比相比2007年大約提高了33%。 當前， “適當提高直接稅比重”已列入我國十四五規(guī)劃中， 可以預見我國直接稅比重將進一步提高。 因此， 在直接稅比重增長的趨勢下， 在當前減稅降費和降低宏觀稅負水平的背景下， 也應在降低直接稅負擔上多出臺相應減稅政策以切實增強企業(yè)獲得感， 建議同時出臺相關配套措施， 包括鼓勵企業(yè)開展創(chuàng)新活動、增加財政補貼等優(yōu)惠措施。

最后， 不同類型的企業(yè)具有不同的稅負承受能力， 尤其是非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)， 其稅負承受能力較弱， 具有較高的稅負敏感性。 由此， 一方面應在大規(guī)模減稅降費政策實施背景下， 在2019年已出臺大量針對民營企業(yè)和小微企業(yè)的“結構性減稅”政策基礎上， 進一步加大力度和拓展成效; 另一方面， 則需要在當前“六穩(wěn)”“六?！惫ぷ髦?， 切實分析疫情防控對不同行業(yè)的不同影響， 針對疫情影響較大的行業(yè)中的民營企業(yè)和小微企業(yè)， 用足用活減稅降費政策為企業(yè)紓難解困、助力企業(yè)復工復產， 通過保市場主體來穩(wěn)就業(yè)、穩(wěn)增長。

【 注 釋 】

① 數(shù)據來自各年度中央和地方預算執(zhí)行情況與中央和地方預算草案相關報告。

② 雖然該數(shù)據庫已更新補充了2008 ～ 2013年的數(shù)據，但因為2008年以后數(shù)據質量存在較為嚴重的問題，甚至有些年份數(shù)據質量存在相當嚴重的問題，所以本文只采用1998 ～ 2007年的樣本數(shù)據。

③ 由于本文所使用的數(shù)據截止到2007年，因此無法知道2007年的企業(yè)在下一年是否退出市場，對于2007年的數(shù)據在具體估計時由于控制時間固定效應將被忽略，所以有效的觀測值只有561699個。

④ 數(shù)據來源于國家統(tǒng)計局。

⑤ 本文采用行業(yè)的HHI數(shù)值來界定競爭性行業(yè)和非競爭性行業(yè)，將位于中值以上的定義為競爭性行業(yè)的樣本。

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