中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的貿(mào)易效應(yīng)評估

中國規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的貿(mào)易效應(yīng)評估

一、財(cái)稅政策經(jīng)濟(jì)效應(yīng)評估2008年全球金融危機(jī)后，稅收和稅收政策對經(jīng)濟(jì)影響的評估再次受到國際社會的高度重視。原因在于,無論是增支還是減稅,實(shí)施起來都有成本,需要評估權(quán)衡。從事前角度看,人們希望借助歷史經(jīng)驗(yàn)和對政策效果的模擬,為擬出臺的新政尋找依據(jù);在事中,人們希望考察政策執(zhí)行的階段性效果,方便及時(shí)調(diào)整政策方向及幅度。擴(kuò)大預(yù)算支出是應(yīng)對經(jīng)濟(jì)下降的重要政治選項(xiàng)。因此，關(guān)于預(yù)算支出的影響的研究相對較多。財(cái)政支出乘數(shù)是衡量財(cái)政支出效果的重要指標(biāo),相關(guān)研究主要體現(xiàn)在對這一乘數(shù)的估計(jì)上。以美國為例,在《復(fù)興與再投資法案》頒布前的2009年1月22日,羅伯特·巴羅在《華爾街日報(bào)》撰文指出,美國經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃并不可取,與保羅·克魯格曼等學(xué)者呼吁加大刺激的意見針鋒相對。支持羅伯特·巴羅的一個(gè)重要依據(jù)是他與合作者對美國近一個(gè)世紀(jì)(1917—2006年)財(cái)政支出效果的評估。他們研究發(fā)現(xiàn),美國財(cái)政支出乘數(shù)約在0.4—0.8的區(qū)間內(nèi)(稅收和政策是振興經(jīng)濟(jì)的重要政治工具，受到了社會各界的高度重視。評估政策和法規(guī)的影響，制定具有特定指導(dǎo)方針的政策建議。通過比較評價(jià)財(cái)政收入效果的文獻(xiàn)，我們可以更好地評估政策和措施對經(jīng)濟(jì)主體行為的影響（例如，創(chuàng)業(yè)和投資），并注意全球經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的變化，這與持續(xù)預(yù)算支出的評估有明顯關(guān)系。在現(xiàn)實(shí)中,考察稅收政策的總量經(jīng)濟(jì)效應(yīng)(例如,測算稅收乘數(shù))又是不可或缺的。原因之一是,總量效應(yīng)更接近于一般均衡的結(jié)果,對公共政策有更強(qiáng)的導(dǎo)向作用。而傳統(tǒng)上之所以缺乏對稅收政策總量經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的考察,在很大程度上與識別策略面臨的困境有關(guān)。正如一個(gè)可行的方法是找到外部影響帶來的政治變化，評估稅率變動的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。沿著這一思路,現(xiàn)在，中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)從快速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。如何振興宏觀，促進(jìn)高質(zhì)量發(fā)展已成為社會各界的研究重點(diǎn)。在一攬子政策工具中,減稅是爭議頗多的一項(xiàng)。從前述國際經(jīng)驗(yàn)可知,政策選擇或調(diào)整應(yīng)以科學(xué)的歷史經(jīng)驗(yàn)評估或政策模擬結(jié)果為前提。各界的呼吁及我國的政策取向是否意味著,人們對減稅的效果已有共識了呢?檢諸文獻(xiàn)我們發(fā)現(xiàn),確有一些研究對中國減稅的效果進(jìn)行過評估。這些文獻(xiàn)主要基于2004年始于東北地區(qū)的增值稅轉(zhuǎn)型沖擊展開研究。由于擴(kuò)大了抵扣范圍,中國增值稅轉(zhuǎn)型降低了試點(diǎn)地區(qū)試點(diǎn)行業(yè)和企業(yè)的增值稅負(fù)?；诖?與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，關(guān)于稅收影響的評估仍有所增加。其一,國內(nèi)相關(guān)研究目前主要借助增值稅轉(zhuǎn)型沖擊,就其效應(yīng)進(jìn)行評估,主要關(guān)注的還是企業(yè)某些方面的行為,缺乏對總量效應(yīng)的考察。其二,中國增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)地區(qū)、行業(yè)的選擇、推進(jìn)幅度的把握,可能不是隨機(jī)的,導(dǎo)致稅率變化不具有嚴(yán)格外生性,估計(jì)結(jié)果有偏。例如,2004年7月之所以選擇東北“三省一市”八個(gè)行業(yè)試點(diǎn),2007年之所以推廣至中部“六省二十六個(gè)城市”,有促進(jìn)試點(diǎn)地區(qū)、行業(yè)加快發(fā)展的考慮;2009年推廣至全國、各行業(yè),有在全球金融危機(jī)影響逐步深入背景下,加快擴(kuò)大內(nèi)需的考慮?；诖?，本文試圖改進(jìn)識別方法，研究稅率變動的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。本文的識別策略借助了2002年實(shí)施的所得稅分享改革。根據(jù)國務(wù)院頒布的《所得稅收入分享改革方案》,原由國稅局、地稅局負(fù)責(zé)所得稅征管的企業(yè),征管關(guān)系不變,自2002年1月1日起新登記注冊的企業(yè),所得稅由國稅局征管。這次改革導(dǎo)致部分企業(yè)因登記注冊時(shí)間的稍許差異,面臨不同的所得稅征管體制,企業(yè)實(shí)際有效所得稅率相應(yīng)地存在差異。理論上,這是因?yàn)楫?dāng)要素可自由流動時(shí),過高的稅負(fù)會引發(fā)企業(yè)遷移,地稅局與地方政府利益一致,在橫向競爭作用下降低征管努力,導(dǎo)致均衡稅率走低(最后一部分是以下結(jié)構(gòu)：第二部分介紹了制度背景、研究策略、數(shù)據(jù)來源和處理方法。在第三部分中，根據(jù)2002年所得稅分配改革“幾乎自然實(shí)踐”的影響確定稅率差異。在第四部分中，評估稅率差異對經(jīng)濟(jì)的影響。第五部分是結(jié)論和討論。二、征管主體不同2001年底，國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于所得稅分配改革方案的通知》（國發(fā)[2001]37號），規(guī)定2002年1月1日實(shí)施中央所得稅和地方所得稅分配改革。共享稅原則由國稅局征管。上述通知及國稅總局《關(guān)于所得稅收入分享體制改革后稅收征管范圍的通知》(國稅發(fā)[2002]8號)對稅務(wù)機(jī)關(guān)征管范圍做出調(diào)整,規(guī)定2001年12月31日前由國、地稅局征管的所得稅,以及按現(xiàn)行規(guī)定征管的外商投資企業(yè)和外國企業(yè)所得稅,仍由原征管機(jī)關(guān)征管,國家和地方稅務(wù)機(jī)關(guān)的設(shè)立始于1994年的分稅制改革，其目的是加強(qiáng)對中央稅收的征收和管理。其中,國稅局不僅負(fù)責(zé)中央稅(如關(guān)稅等)的征收,還負(fù)責(zé)共享稅(如增值稅等)的征管,地方稅務(wù)局負(fù)責(zé)地方固有稅收的征管。國稅局系統(tǒng)在機(jī)構(gòu)、人員編制、經(jīng)費(fèi)、領(lǐng)導(dǎo)干部職務(wù)等方面采取下管一級原則,單位領(lǐng)導(dǎo)任免由上一級機(jī)構(gòu)決定,不受地方同級政府干預(yù)。地稅局是地方政府組成部門,機(jī)構(gòu)設(shè)置、人員編制和管理等由地方政府負(fù)責(zé)。一般而言,由于相對獨(dú)立,國稅局更有可能按照稅法規(guī)定,對所轄企業(yè)嚴(yán)格征管;與之相反,地稅局更有可能受地方政府目標(biāo)的影響,調(diào)整執(zhí)法力度(在這項(xiàng)工作中，我們使用了兩種策略來確定2002年所得稅分配改革對公司實(shí)際有效稅率的影響。然后，我們研究了稅率變化的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。(一)稅收征管中的地方政府首先，讓我們向李明學(xué)習(xí)。假設(shè)有兩個(gè)地方政府（i.1或2），將公司數(shù)量標(biāo)準(zhǔn)化為1。首先考察地方政府(地稅局)負(fù)責(zé)稅收征繳的境況。令e假設(shè)f是企業(yè)逃稅的法律處罰，進(jìn)一步假設(shè)地方政府和公司正在爭奪塔科爾伯格，地方政府處于領(lǐng)導(dǎo)地位。給定征稅努力e上述公式由三個(gè)部分組成。其中,第一項(xiàng)是假定逃避稅被查處時(shí)企業(yè)所應(yīng)承擔(dān)的成本,包括應(yīng)繳納的所得稅及逃稅罰金,第二項(xiàng)刻畫的是逃稅未被查處時(shí)企業(yè)繳納的稅金。企業(yè)實(shí)施逃避稅有一定的財(cái)務(wù)成本,第三項(xiàng)考慮了這一情況,該成本與企業(yè)逃避稅規(guī)模公司的申報(bào)利潤不超過實(shí)際利潤，p（e）。引文1：市政當(dāng)局的稅負(fù)越低，公司的有效稅率越低。假設(shè)地方政府的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)真正的稅收和稅收，即公司數(shù)量和代表性公司的稅收金額將扣除稅收成本后的金額。為能夠顯示性地寫出地方政府目標(biāo)函數(shù),考慮一個(gè)經(jīng)典的線性城市霍特林空間競爭模型,兩個(gè)地方政府分別居于城市兩端,由企業(yè)選擇受哪個(gè)政府的稅收管轄。對于一個(gè)距政府i(i=1或2)距離為x的企業(yè)來說,其遷移到i轄區(qū)的“交通成本”為r,總成本為rx,單位利潤成本為rx/π,當(dāng)且僅當(dāng)企業(yè)無論進(jìn)入地區(qū)1還是地區(qū)2,最終承擔(dān)的單位利潤成本相等時(shí)均衡實(shí)現(xiàn)。由此,我們得到下式:根據(jù)該解，地方當(dāng)局可以收取的公司數(shù)量如下所示。其他1-x公司受當(dāng)?shù)卣悇?wù)管轄2。由式(4),可把地方政府1的目標(biāo)函數(shù)寫為:在上述公式中，是市政當(dāng)局的稅收比例c/2e。通過解方程（5），可以得到一個(gè)描述1國最優(yōu)稅收水平的方程。同樣，描述第二州理想稅收負(fù)擔(dān)的單一條件也可以解決。對稱均衡存在,即有e從上面的公式來看，無法獲得e的表示解。但可以注意到,在e的取值區(qū)間內(nèi),如果定義m(e)=(t基于g（e）和h（e）函數(shù)的單調(diào)性，描述了e（0，1，1，f）中兩個(gè)函數(shù)的單調(diào)性。然后審查中央政府稅收的征收和管理（國家稅務(wù)總局）。令e在上述公式中，稅收成本為c.2e。在中國的所得稅分配分配中，地方政府的分配比例從2002年的50%下降到2003年的40%。再鑒于n(e)<1,因此如果在圖1中刻畫式(9),則式(9)左側(cè)函數(shù)應(yīng)該在βG(e)的上方,并與H(e)=ce相交,形成新的均衡解e結(jié)論1：所得稅征管二元體制不同于新舊企業(yè)的有效稅率。具體來說,中央政府(國稅局)征管企業(yè)的稅率顯著高于地方政府(地稅局)征管的企業(yè)。然后，我們將采用時(shí)間偏移模型，并對結(jié)論1進(jìn)行測量。首先，有效稅率：設(shè)定etr稅和利潤。其中,tax為企業(yè)所得稅支出,Profit為企業(yè)利潤。簡單變換應(yīng)有tax=ETR*Profit,根據(jù)在方程式（10）中，etr。方程式（10）使用2002年所得稅分配制度改革的影響來驗(yàn)證國家和地方征管公司之間有效稅率的差異。具體來說,我們定義變量Treat,若企業(yè)于2002年1月1日及以后登記注冊時(shí)取1,此前取0。代入式(10),可得到式(11):如果定義了有效稅率和方程式（11），則可以得到方程式（12）。此外，將等式（12）的兩邊除以以當(dāng)前價(jià)格計(jì)算的總資產(chǎn)。由于篇幅有限，等式（13）忽略了每個(gè)控制變量使用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的公司利益。其中,為我們所關(guān)心的系數(shù)。本文采用時(shí)間斷點(diǎn)回歸模型,選用登記注冊時(shí)間鄰近(2002年1月1日前后)企業(yè)樣本,估計(jì)。基本思路是在確保企業(yè)各方面特征相仿、經(jīng)營環(huán)境一致的前提下,比較因登記注冊時(shí)間稍許差異帶來的稅收征管體制差異,對企業(yè)稅負(fù)的影響。參考在公式（14）中，taxn。在公式（14）中，需要注意的是，評估參數(shù)應(yīng)注意，這反映了稅收管理制度變化對公司有效稅率的影響。顯著高于0表示新公司所得稅的負(fù)擔(dān)沉重于地方稅務(wù)機(jī)關(guān)管理的舊公司，這與理論模型的結(jié)論1一致。(二)稅收增長效應(yīng)的識別如上所述，首先，采用兩種策略來確定所得稅分配改革的稅率效應(yīng)。我們預(yù)期,改革后由國稅局征管新成立企業(yè)的實(shí)際有效所得稅率更高。借助這一沖擊帶來的稅率差異,下面我們進(jìn)一步考察稅率波動的總量經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。根據(jù)等式（15）研究稅率變動的影響：。此外，方程（16）還添加了企業(yè)成立月份（mon噸）及其互動項(xiàng)目及其控制對象。此外，還引入了與等式（14）類似的控制變量。斷點(diǎn)回歸模型如下所示。如果等式（14）能捕獲不同管理體制下公司之間的稅率差異，即差異顯著大于0，則衡量稅率差異的影響：小于0，這意味著稅收有助于我們討論變量的增加，而增加的稅限制了增加。(三)數(shù)據(jù)源和變量定義1.企業(yè)層面數(shù)據(jù)在這項(xiàng)工作中，我們使用了公司層面的數(shù)據(jù)估算方程式（14）和方程式（17）。由于關(guān)注稅率波動的總量效應(yīng),因此本文采取企業(yè)勞均增加值(VAD)構(gòu)造式(17)中的被解釋變量。工業(yè)企業(yè)增加值是GDP的重要組成部分,從而本文研究也能與以GDP為被解釋變量的研究對照。使用的數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)公司的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)（1998-2007）。該數(shù)據(jù)是目前能夠獲得的最全面、權(quán)威的企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù),被廣泛應(yīng)用于各類研究?；谘芯啃枰?參照已有研究的一些方法,本文對數(shù)據(jù)做以下處理:然后，在集成成功后，處理數(shù)據(jù)的異常值，并刪除明顯不符合邏輯的數(shù)據(jù)。包括應(yīng)付工資總額為負(fù)、中間投入為負(fù)、流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、本年折舊大于累計(jì)折舊、銷售額小于500萬元、固定資產(chǎn)凈值小于100萬元、總資產(chǎn)小于100萬元、職工人數(shù)小于30人、成立時(shí)間早于1949年的企業(yè),刪除核心變量上下各1%的樣本。第三，只保存制造業(yè)公司的數(shù)據(jù)，而減少指數(shù)（例如增加值）基于。再次，來自2003年和2007年的數(shù)據(jù)被保存下來。從2003年開始,是因?yàn)樗枚惙窒砀母锸加?002年,對于改革后成立的企業(yè),2003年起才有完整的年度財(cái)務(wù)信息;到2007年為止,是因?yàn)橹袊?008年實(shí)施了新的企業(yè)所得稅法(國有和外國中央企業(yè)的所得稅一直由國家稅務(wù)總局征收和管理，2002年不受所得稅參與的影響。因此，無論這兩家公司是在2002年1月1日之前還是之后成立的，它們在收集和管理的組織上都沒有區(qū)別。因此，參考回歸也不包括這兩家公司。2.變量選取及說明根據(jù)上述推導(dǎo)，本手冊中使用的主要變量包括資產(chǎn)稅率（taxn），該稅率由應(yīng)付所得稅除以總資產(chǎn)確定（見表1）。每項(xiàng)工作的增加值（lnpvad）由公司增加值和員工總數(shù)除以對數(shù)確定。資產(chǎn)利潤（pron）代表公司總利潤與總資產(chǎn)之間的比率。員工人數(shù)和員工總數(shù)；（內(nèi)部）利息支出部分是企業(yè)利息支出占其總資產(chǎn)的比例。經(jīng)營期、數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)年份和企業(yè)成立年份之間的差異；衡量公司競爭環(huán)境的哈芬德指數(shù)（hhi）是根據(jù)四位數(shù)行業(yè)的產(chǎn)品銷售額計(jì)算的。三、理論模型與基準(zhǔn)回歸理論模型表明，在所得稅分配改革之后，國家稅務(wù)總局負(fù)責(zé)征管的新公司所得稅的實(shí)際有效稅率高于改革前的舊公司，但如果這些結(jié)論能夠得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，則需要驗(yàn)證。為此,我們構(gòu)造了式(14),嘗試采用斷點(diǎn)回歸模型,進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w的重要前提是確保樣本公司不受限制地等待改革時(shí)間，人為干預(yù)注冊時(shí)間，并將企業(yè)所得稅納入國家稅務(wù)總局和地方稅務(wù)秘書處，這是隨機(jī)的，影響評估的有效性。從理論上看,這一可能性較小。原因在于,所得稅分享改革后的征管辦法從確定到正式實(shí)施的時(shí)間非常短,企業(yè)要在這樣短的時(shí)間完成工商注冊、稅務(wù)登記等流程,幾乎不可能。1.回歸標(biāo)準(zhǔn)的結(jié)果。根據(jù)等式（14），表2顯示了最小二乘法回歸的結(jié)果。其中,第(1)列選取成立于2001—2002年的企業(yè)樣本進(jìn)行回歸。在控制各控制變量后,回歸結(jié)果表明,2002年成立由國稅局負(fù)責(zé)征管新企業(yè)的平均實(shí)際有效所得稅率,約比2001年成立的由地稅局征管舊企業(yè)高1.28%。為確保新、舊企業(yè)有更高同質(zhì)性,借鑒在控制變量中，公司規(guī)模與稅率直接相關(guān)，這與現(xiàn)有研究一致。例如,根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)回歸，由于所得稅征管制度的不同，高度同質(zhì)化的企業(yè)所得稅實(shí)際有效稅率存在差異，這是所得稅分配改革的外生效應(yīng)。但還有其他一些可能性與我們的結(jié)論有沖突。為排除這些挑戰(zhàn),本文做如下的檢驗(yàn),證明基準(zhǔn)結(jié)論的穩(wěn)健性。首先，假設(shè)標(biāo)準(zhǔn)回歸的結(jié)果是由于所得稅的征收和管理。反過來則可以說,如果企業(yè)所得稅征管機(jī)關(guān)不變,新、舊企業(yè)稅率不應(yīng)存在差異,否則表2的基準(zhǔn)結(jié)果就值得懷疑,我們恰好有條件開展這樣的安慰劑檢驗(yàn)。前文指出,央屬國有、外商投資企業(yè)所得稅征管不受2002年所得稅分享改革征管范圍調(diào)整的影響,本文基于這類樣本,做進(jìn)一步的檢驗(yàn)。表3報(bào)告了檢驗(yàn)的結(jié)果,回歸模型及控制變量同表2。從表中回歸結(jié)果可以看到,新、舊企業(yè)實(shí)際有效稅率并無顯著差異,這反證了表2結(jié)論的可信性。此外，2002年1月1日之前和之后的時(shí)期，公司的稅負(fù)不同，這可能是由因素引起的。這一年都存在，這與當(dāng)年的征收范圍無關(guān)。如果是這樣,基準(zhǔn)結(jié)論也面臨挑戰(zhàn)。新、舊企業(yè)稅負(fù)不同是否是隨機(jī)因素所致?檢驗(yàn)這一疑問的辦法,是人為把所得稅分享改革的時(shí)間前置或后置,如果基準(zhǔn)結(jié)論屬實(shí),由于改革實(shí)際未發(fā)生或已完成,虛擬改革時(shí)點(diǎn)兩側(cè)新、舊企業(yè)的稅負(fù)應(yīng)該不會有顯著差異,否則基準(zhǔn)結(jié)論可能被證偽。為此,我們分別假設(shè)在2001年1月1日、2003年1月1日進(jìn)行了所得稅分享改革,看虛擬改革時(shí)點(diǎn)前后成立企業(yè)的稅負(fù)是否存在差異。表4報(bào)告了回歸結(jié)果?？梢钥吹?無論假設(shè)改革發(fā)生在2001年還是2003年的1月1日,兩側(cè)新、舊企業(yè)的稅負(fù)都無顯著差異。據(jù)此可以認(rèn)定,表2結(jié)論是由2002年所得稅征管體制變化帶來的,并非隨機(jī)因素所致。理論模型表明，地方稅務(wù)服務(wù)公司稅負(fù)降低的主要原因是區(qū)域橫向競爭的作用：為了吸引公司的稅收，地方政府必須在其他地區(qū)進(jìn)行競爭。競爭的結(jié)果是低衡量稅率。這一假說能否得到證實(shí),關(guān)系到本文基準(zhǔn)結(jié)論背后的微觀機(jī)制。為驗(yàn)證該機(jī)制是否成立,本文做進(jìn)一步的檢驗(yàn)?；舅悸肥?根據(jù)企業(yè)流動性強(qiáng)弱把回歸樣本分兩類。其中,一類是不易遷移、流動性弱的企業(yè),例如地方國有或集體企業(yè);另一類是流動性強(qiáng)的企業(yè),例如與地方政府或集體無隸屬關(guān)系的私有企業(yè)。如果橫向競爭機(jī)制起作用,第二類企業(yè)受到的影響應(yīng)該更大?；谶@一思路,我們把表2中的樣本分成國有、集體與私有企業(yè)兩類,分別回歸,表5報(bào)告了回歸的結(jié)果。其中,第(1)、(2)列回歸系數(shù)都不顯著,顯示流動性弱的企業(yè)不受稅收征管體制的影響。第(3)、(4)列回歸系數(shù)的符號與預(yù)期相符,且都有顯著性,表明征管范圍調(diào)整對流動性強(qiáng)的企業(yè)有影響。這一結(jié)果印證了前文理論機(jī)制。四、稅收增長效應(yīng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)根據(jù)上一節(jié)的結(jié)論，在所得稅分配改革的影響下形成的稅收征管二元體制，導(dǎo)致地方稅務(wù)機(jī)關(guān)征收管理的舊公司所得稅的實(shí)際稅率低于新公司所得稅的實(shí)際稅率。表2（4）的結(jié)果是，兩家公司之間的差異約為1.99%。本節(jié)考察這一差異的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。1.回歸標(biāo)準(zhǔn)的結(jié)果。在這項(xiàng)工作中，將平均勞動價(jià)值作為解釋變量?；诘仁剑?7），采用點(diǎn)回歸模型研究稅率差異的影響。表6報(bào)告了基于最小二乘法的回歸結(jié)果。與表2對應(yīng),第(1)列首先報(bào)告了采用間斷點(diǎn)前后一年內(nèi)登記注冊企業(yè)樣本回歸的結(jié)果。結(jié)果顯示,2001年登記注冊舊企業(yè)勞均增加值增速顯著快于2002年成立的新企業(yè)。第三節(jié)回歸結(jié)果表明,舊企業(yè)的實(shí)際有效所得稅率低于新企業(yè),因此初步結(jié)論顯示,低稅率有助企業(yè)成長。在第(2)—(4)列我們逐步縮減帶寬,可以看到雖然樣本量在下降,但估計(jì)參數(shù)始終在5%以內(nèi)的顯著性水平上顯著為負(fù),顯示回歸結(jié)果具有高度的穩(wěn)健性。從第(4)列的結(jié)果看,平均而言,在2003—2007年間,由地稅局征管舊企業(yè)勞均增加值增速約比由國稅局征管新企業(yè)高6.43%。在控制領(lǐng)域的變量方面，公司規(guī)模越大，成立年限越長，人均增加值越低，這與經(jīng)濟(jì)增長理論中的收斂學(xué)說一致。有一種觀點(diǎn)認(rèn)為,市場越壟斷(hhi指數(shù)越大),企業(yè)越能夠動員一切力量加快發(fā)展,本文未能證實(shí)這一點(diǎn)。利息支出多,說明企業(yè)融資約束越松,回歸結(jié)果中利息支出對企業(yè)成長有正向影響,證明了融資環(huán)境的重要性。研究發(fā)現(xiàn)，一系列測試證明了稅率變動影響的穩(wěn)定性。首先，國有和外國中央企業(yè)不受所得稅分配改革和稅收征管體制調(diào)整的影響。若基準(zhǔn)回歸中新、舊兩組企業(yè)成長的差異是由稅率差異帶來的,新、舊央屬國有和外商投資企業(yè)的勞均增加值的增速應(yīng)無顯著差異,否則基準(zhǔn)回歸結(jié)論就存有疑問。為排除這一疑問,我們以央屬國有、外商投資企業(yè)為樣本再次回歸,表7報(bào)告了回歸結(jié)果。結(jié)果顯示,所得稅分享改革前后成立的央屬國有、外資企業(yè)勞均增加值增速無顯著差異,這進(jìn)一步證明了前文基準(zhǔn)回歸結(jié)論的可信性。其次，根據(jù)上述數(shù)據(jù)，新舊企業(yè)的稅負(fù)沒有顯著差異。因此若基準(zhǔn)回歸中兩組企業(yè)成長的差異是由稅率帶來的,前置或后置改革年限,新、舊企業(yè)后續(xù)成長也不應(yīng)有顯著差異,否則基準(zhǔn)回歸結(jié)論也有疑問。為排除這一疑問,我們以與表4相同的樣本再次回歸。表8報(bào)告了虛置改