制度环境所有权性质与企业实际税率刘慧龙.doc

制度环境所有权性质与企业实际税率刘慧龙 制度环境、所有权性质与企业实际税率中国金融财政论坛摘要本文通过考察制度环境对企业实际税率的影响，揭示了制度环境和税收竞争在地区竞争中的作用。 研究发现，地区市场化水平、政府治理水平和法治化水平越高，公司实际税率越高，并且此效应只在非国有控股公司中存在；进一步研究表明，上述制度环境与非国有控股公司实际税率之间的关系仅在地方财政创收压力低的情形下存在。 这一结果说明，良好的制度环境提高了地区竞争力，可以降低地方政府给予企业税收优惠的压力；由于国有控股公司避税动机较低，同时国有控股公司受到政府较强的控制，脱离本地会使国有控股公司失去政府的保护，政府通过降低税收征管力度给予国有控股公司税收优惠的动力不足。 本文的研究结论对于理解制度环境在中国经济发展中的作用、认识地方政府行为、制定税收政策以及推动经济体制改革等具有重要启示。 关键词地区竞争制度环境经济发展实际税率 一、概述税收优惠是吸引投资的重要因素，但不是唯一因素，投资者会在税负与其他因素之间进行权衡（Dunning，1997）。 现代制度经济学理论认为，制度是决定经济主体行为的基本因素。 大量的理论和经验研究表明，支撑市场的制度框架，是推动经济发展的关键性因素（Shirley，xx）。 当制度较为完善时，交易成本和交易风险较小，产权和投资收益能够得到较好的保护。 因此，企业可能会因制度环境较好而容忍较高的税负；投资者在决策过程中，既考虑税收优惠，也考虑制度的完善性。 可见，制度环境与公司实际税率之间的关系，是一个国家制度环境建设乃至经济发展的重大问题。 然而，目前尚未有文献对此进行研究。 中国是一个地域辽阔的国家，在市场化改革过程中，各地区市场化进程差异巨大，造成了地区制度环境存在很大差异。 由于政治锦标赛和财政分权等政治经济体制的影响，中国存在激烈的地区竞争。 中国财政体制没有赋予地方独立的税权，因而，地方政府无法展开税率和税种竞争，但依然可以在税收政策执行过程中展开税收竞争（郭杰、李涛，xx），这为通过研究制度环境对公司实际税率的影响，揭示制度环境和税收竞争在地区竞争中的作用提供了机会。 本文拟从地区市场化水平、政府治理水平和法治化水平3个方面，研究制度环境对公司实际税率的影响。 研究结果发现，地区市场化水平、政府治理水平和法治化水平越高，非国有控股公司的实际税率也越高。 其原因在于较高的地区市场化水平、政府治理水平和法治化水平可以提高地区竞争力，减少了地方政府给予公司税收优惠的压力；由于国有控股公司避税动机不如非国有控股公司，同时国有控股公司受到政府较强的控制，在当地更容易获得政府的保护，国有控股公司因制度环境较差而转移投资的概率较低，从而使得即使地区制度环境较差，地方政府也没有动力给予国有控股公司税收优惠。 进一步的研究表明，以制度环境、所有权性质与企业实际税率*刘慧龙吴联生*本文是国家自然科学基金项目（批准号 71025003、71202028和7133xx）和教育部人文社科基金项目（批准号12YJC630116）阶段性成果。 但文责自负。 -42管理世界(月刊)xx年第4期上关系仅在地方政府财政创收压力低的情形下才存在，表明制度环境的确是通过影响政府税收优惠行为而影响企业实际税率的，而不是通过避税成本而影响公司避税行为并进一步影响公司实际税率的。 本文的贡献主要体现在以下几方面 （1）本文通过研究制度环境对公司实际税率的影响及其在国有和非国有控股公司之间的差异，在一定程度上揭示出制度环境和地方政府税收优惠行为在地区竞争中的作用，它既丰富了地区竞争与地方政府税收行为方面的研究，也丰富了制度与经济发展方面的研究； （2）本文的结论表明，制度环境对于中国地区政府的税收优惠行为具有重要影响，并且这种影响在国有控股公司和非国有控股公司中具有明显的差异。 这不仅直接反映了中国地方政府的税收优惠行为，也为政府部门制定和改革税收政策、评估税收政策改革的潜在影响以及帮助我们认识制度在经济发展中的作用，都具有重要的理论意义和实践价值。 下文的结构安排如下第二部分为文献回顾；第三部分为研究假说与检验模型；第四部分为样本选择与描述统计；第五部分为实证结果；第六部分为研究结论。 二、文献回顾（一）地区竞争与地方政府税收行为研究的简要回顾对税收竞争的研究较早可追溯至Tiebout （1956）的开创性论文，此文研究了地区竞争中政府收支组合问题，虽然未提出税收竞争的概念，但已涵盖了税收竞争的基本思想。 此后，大量的研究发现，税收竞争广泛地存在于国家或地区之间。 例如，The RudingCommittee （1992）、Chennells和Griffith （1997）以及Deverux等 （xx）提供了国家之间存在税收竞争的证据；Rork （xx）与Egger等 （xx）研究了美国各州在商品税上的竞争情况，发现美国各州之间在商品税上存在较为激烈的税收竞争；沈坤荣和付文林 （xx）发现，在1993年和xx年这两年里，中国各省份的平均预算内宏观税负存在显著的策略替代性；李永友和沈坤荣 （xx）发现，与1995年相比，xx年中国各省份税收竞争程度有所下降；郭杰和李涛 （xx）则发现，企业所得税和增值税是中国地区税收竞争的主要税种。 关于税收竞争的经济后果，现有文献存在两种截然相反的观点，一种观点认为税收竞争能够提高经济效率，另一种观点认为税收竞争会损害经济效率。 例如，Tiebout （1956）认为，地区竞争有助于提高社会福利，暗含了税收竞争有助于提高经济效率的思想；而Oates （1972）认为，税收竞争会导致政府支出处于最优水平之下，从而对经济效率产生负面影响。 受Oates （1972）的影响，早期的文献大多认为税收竞争损害经济效率，后来也出现了一些认为税收竞争具有提高经济效率功能的文献（Wilson，1999）。 由此可见，税收竞争既有可能损害经济效率，也有可能提高经济效率。 在此基础上，一些文献进一步研究了如何避免税收竞争的负面效应。 例如，DePater和Myers （1994）发现中央政府可以运用纠正性补贴来控制税收竞争的负面影响；刘雅南和邵宜航 （xx）则发现，如果没有中央政府调控，税收竞争会增大地区差距，而按地区差异征税可以兼顾效率与公平，有助于消除地区差异。 还有一些文献则研究了竞争均衡税负的影响因素，如Bucov?etsky （1991）和Wilson （1991）分析了人口规模对地区竞争均衡税负的影响，发现人口规模较少地区的竞争均衡税负较低；Borck和Pflger （xx）则分析了产业集聚对竞争均衡税率的影响，发现集聚租金较高地区的竞争均衡税率较高；Bretschger和Het?tich （xx）研究了开放程度对经合组织成员国竞争均衡税负的影响，发现开放程度较高的国家，公司税负较低。 可见，现有文献已经发现，税收是地方政府在地区竞争过程中争夺稀缺经济资源的重要手段。 然而，税收并非是地方政府在地区竞争中所能采用的唯一手段，改善制度环境来吸引投资也是地方政府的一个重要选择。 因此，研究制度环境对地区政府税收行为的影响有助于认识地方政府税收行为在地区竞争中的作用。 同时，不同所有权性质的公司，与地方政府的关系有所不同，制度环境对地方政府税收征纳行为的影响在产权性质不同的公司中可能也会存在差异。 因此，区分企业的所有权性质，研究制度环境对企业所得税的影响是推进地方政府税收行为研究的重要内容。 -43制度环境、所有权性质与企业实际税率中国金融财政论坛（二）制度与经济发展研究的简要回顾自North和Thomas （1973）、North （1981）的开创性研究以来，制度对经济发展的影响一直是经济学研究的主要研究论题之一。 制度是经济增长的根本原因（North andThomas，1973），国家和地区间经济增长差异的基本原因不是地理位置等因素，而是制度（Acemoglu andRobinson，xx）。 制度之所以对经济增长有着举足轻重的影响，其原因在于制度决定了社会中核心经济要素的激励结构，从而对物质资本、人力资本、技术和生产组织等的投资产生了重大影响（Acemoglu andRobinson，xx）。 只有具备支撑市场经济的制度框架，才能适应经济增长带来的挑战（Shirley，xx）。 一般认为，较高的法治化水平、良好的政府治理和完善的市场机制等是其中的必要条件。 例如，La Porta等 （1998）认为，法律对投资者的保护程度，对于投资者的投资行为具有重要影响，进而影响地区的金融发展水平；而金融发展水平又被大量的研究认为对经济发展具有重要影响（Greenwood andJovanovic，1990；King andLevine，1993；Beck etal.，2000）；Hall和Jones （1999）、Acemoglu等 （xx）均发现，法律和政府对私有产权保护的确能够促进经济的发展。 尽管主流理论认为完善的市场机制、良好的政府治理和较高的法治化水平是经济增长的必要条件，但是，中国经济的发展被许多学者认为是对主流理论的重要挑战。 例如，Chow （1997）和Allen等 （xx）认为，中国不具备主流理论所认为的必要的制度条件，如较高的法治化水平、良好的政府治理等，但却取得了持续快速的经济增长；王永钦 （xx）则更为直接地指出，中国经济在缺乏正式的法律和产权体系下取得骄人业绩的原因在于中国改革过程中关系型合约没有受到很大程度的破坏，而由于关系型合约的自我实施性，正式的制度安排并非是必要的。 关于制度在中国经济增长中的作用，越来越多的学者倾向于从财政分权和政治锦标赛体制来解释中国经济的增长（Qian andWeigast，1997；Li etal.，1998；Cai andTreisman，xx；Jin etal.，xx；Li andZhou；xx）。 总体上认为，财政分权和政治锦标赛体制促进了地区在经济发展上的竞争；地区竞争能够约束政府的行为，促使维护和完善市场机制，进而能够促进经济发展。 由此可见，市场机制、法律制度和政府治理对于中国经济发展是否重要，仍然是一个有待于研究的重要问题。 公司税负可以被视为为获取投资一地的权利和公共服务所付出的价格（Simmons，xx）。 制度在地区竞争中的作用是揭示制度与经济发展关系的重要方面，因此，研究地区竞争背景下地区市场化程度、政府治理水平和法治化程度等对中国地方政府税收行为的影响，有助于我们理解法律制度、政府治理和市场机制在中国经济发展中的作用。 三、研究假设与检验模型（一）研究假设的提出改革过程中，以经济增长为基础的政治锦标赛与财政分权引发了中国各地区在经济发展上的激烈竞争（Li andZhou，xx；周黎安，xx）。 投资是推动地区经济发展的基础，地方政府有很强的动力为本地区吸引投资。 税收是对收益的扣减，较低的税负能够起到吸引和刺激投资的作用（Wu etal.，xx）。 因此，地方政府吸引投资的一个重要手段便是给予企业税收优惠。 政府既可以在法定税率和税种上给予企业税收优惠，也可以通过放松税收征收力度等其他税收优惠手段，降低公司税负。 我国的税种和税率由中央政府统一规定，除了极少数不重要的税种之外，地方政府没有设定税率、开征或取消税种的权力，但是，地方政府依然可以通过调整税收征收力度等手段，给予公司税收优惠。 由于信息、时间、精力等方面的限制，税务机关往往难以对企业应纳税所得额的准确性进行彻底的核查，这使得公司不仅可以利用大量的会计手段，通过操纵会计利润减少应纳税所得额，还可以在纳税申报过程中通过掩饰不能税前扣除的费用项目等方式减少应纳税所得额，进而减少企业税负。 因此，税务机关对公司会计核算资料和纳税申报项目的核查力度，对公司应纳税所得额的确定就具有重要影响。 一般地说，如果税务机关的税收征纳力度越大，则公司实际税率越高。 已有研究发现，尽管中国地方政府没有独立的税权，但不同地区之间存在激烈的税收竞争（沈坤荣、付文林，xx；李永友、沈坤荣，xx；郭杰、李涛，xx），这说明放松税收征纳力度等其他税收优惠手段也是地方政府用作税-44管理世界(月刊)xx年第4期收竞争、吸引投资的重要手段。 然而，税收只是影响资本流动的一种因素，企业还会在税负与其他影响企业收益与风险的因素之间进行权衡。 给定地方政府吸引投资的目标，地方政府的征税行为必然受到企业如何在税负和其他因素之间进行权衡的影响。 制度环境对于交易成本和交易风险具有重要影响，企业在进行投资决策时，必然考虑制度环境的影响。 公司税负是企业为获取投资一地的权利和公共服务所付出的价格（Simmons，xx）。 从地方政府的角度来看，建设并维护完善的市场机制、较高的政府治理水平与较高的法制化水平，地方政府所需要的投入就会更多，而要弥补这种投入，地方政府就需要向制度的受益者收取更高的费用，因而，地方政府就会加大对企业的税收征纳力度，从而提高企业的实际税率。 从企业的角度来看，如果当地市场机制较为完善、政府治理水平较高、法治化水平较高，意味着企业产权和投资收益更有保障、能够获得较好的公共服务，交易成本和交易风险较小，那么企业将愿意付出更高的价格，此时企业有较强的积极性进行投资。 相反地，如果当地市场机制不够完善、政府治理水平较低、法治化水平较低，意味着企业产权和投资收益难以得到有效的保障、不能获得较好的公共服务，交易成本和交易风险较大，此时企业投资的积极性将受到打击，甚至引发资本逃离。 由此可见，当地区市场机制较为完善、政府治理水平较高、法治化水平较高时，公司愿意承担更高的税负，此时地方政府给予公司税收优惠的压力较小；相反地，如果地区市场机制不够完善、政府治理水平较低、法治化水平较低，那么地方政府需要给予企业更多的税收优惠，降低企业税收负担，才能留住企业或促进投资。 据此，我们提出如下假设。 H1地区制度环境（市场化水平、政府治理水平、法制化水平）越好，企业实际税率越高。 上述关于制度环境通过影响企业投资行为进而影响地方政府税收行为的分析，没有考虑不同类型的企业受到政府控制的程度、获取地方政府保护和其他方面的支持和避税动机等方面所可能存在的差异。 如果地方政府对企业的投资行为具有较强的控制力，则地方政府无需担心因制度环境较差而引发的资本外逃；相反地，如果地方政府难以控制企业的投资行为，则具有较强的压力给予企业更多的税收优惠，以削弱企业因制度环境较差而引发的资本外逃动机。 相对于非国有控股公司来说，政府对国有控股公司的投资行为具有较强的控制能力；同时，国有控股公司与政府的关系比较密切，如果国有控股公司脱离本地，可能会丧失地方政府给其的保护和其他方面的支持。 因此，国有控股公司发生大规模投资迁出本地的动机较小；除此以外，相对于非国有控股公司来说，国有控股公司对利润的追求动力可能较弱，这将导致其避税的动力相对较弱，使得税负差异对公司投资迁移的影响可能也会较小。 Wu等 （xx）发现，xx年中央政府取消各地的“先征后返”税收优惠政策之后，导致了一些企业将注册地迁移到税率更加优惠的区域，但是，政府控制的企业发生注册地迁移的概率较小。 因此，政府对因制度环境较差而引发国有控股公司资本外逃的担心较小，使得制度环境对于政府税收优惠行为的影响可能只在非国有控制的公司中才较为明显。 据此，我们提出如下假设。 H2国有股权削弱了地区制度环境（市场化水平、政府治理水平、法制化水平）与企业实际税率之间的正相关关系。 （二）检验模型我们运行如下OLS回归模型对上文的研究假设进行检验。 （1）ETR为公司实际税率，它等于（所得税费用-递延所得税费用）/（税前利润-递延所得税费用/法定税率）ETR1（Shevlin，1987）；ETR1越大，公司实际税率越高；Index衡量公司所在地区的制度环境，它包括3个指标地区市场化水平（TM）、政府治理水平（GM）和法治化水平（Law）。 具体地，我们使用樊刚等 （xx）提供的各年“地区市场化进程指数”、“减少政府对企业的干预指数”、“市场中介组织的发育与法律制度环境指数”进行平均，分别衡量地区当年市场化水平（TM）、政府治理水平（GM）和法治化水平（Law）。 其中，“地区市场化进程指数”是根据大量的统计和调查资料，政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度以及市场中介发育和法律制度环境，采用ETR=0+1Index+2SOE+3IndexSOE+ConVar+-45制度环境、所有权性质与企业实际税率中国金融财政论坛“主因素分析法”编制而成；“减少政府对企业的干预指数”是通过调查各地企业主要管理者花在与政府部门和人员打交道的时间占其工作时间的比重来进行衡量的，主要管理者需要花费较多时间与政府打交道，说明政府治理水平较低；“市场中介组织的发育与法律制度环境指数”是综合考虑了市场中介组织的发育、对生产者合法权益的保护和知识产权保护3个方面的因素编制而成的指标。 不难看出，地区总市场化水平综合地衡量了地区的制度环境，而政府治理水平和法治化水平则从较为具体的方面衡量了地区的制度环境。 根据他们的计量方法，TM、GM和Law的值越大，分别说明地区市场化水平、政府治理水平和法治化水平越高。 SOE为股权性质的虚拟变量，如果样本为国有控制的企业，则SOE=1，否则SOE=0。 IndexSOE为Index与SOE的交叉项。 根据上文的研究假设，地区制度环境（市场化水平、政府治理水平、法制化水平）越高，企业实际税率越高，而国有股权削弱了地区制度环境（市场化水平、政府治理水平、法制化水平）与企业实际税率之间的正相关关系。 因此，预计Index的估计系数显著为正，IndexSOE的估计系数显著为负。 根据已有文献，模型 （1）还控制了公司名义税率（TR）、固定资产比例（PPE）、存货比例（Inv）、成长性（Growth）、公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、盈利能力（ROA）、地区人口规模（Population）、财政创收压力（Fisc），以及行业和年度等可能影响ETR的因素。 具体说明如下 （1）名义税率（TR）。 中国上市公司的名义税率存在多个档次，如33%、27%、18%、15%、10%等。 很显然，名义税率越高，公司实际税率也越高，预计TR回归系数显著为正。 （2）固定资产占总资产的比例（PPE），它等于固定资产除以总资产。 固定资产折旧会对公司税负产生影响，Gupta和Newberry （1997）发现PPE与公司税负负相关，但Wu等 （xx）发现PPE也可能与公司税负正相关，还可能无关。 因此，无法预期PPE估计系数的符号。 （3）存货占总资产的比例（Inv），它等于存货除以总资产。 Gupta和Newberry （1997）及Wu等 （xx）都发现Inv对公司税负具有显著的正向影响，因此，预计Inv估计系数的符号为正。 （4）成长性（Growth），它等于公司营业收入的增长率。 成长性在一定程度上反映了公司的投资模式和投资机会，Gupta和Newberry （1997）、Kim和Limpapha?yom （1998）、Derashid和Zhang （xx）以及Wu等 （xx）都发现，成长性与公司税负既可能正相关，也有可能负相关，因此，无法预计Growth估计系数的符号。 （5）公司规模（Size），它等于公司总资产的自然对数。 关于公司税负与规模之间的关系，存在两种观点一种观点认为大公司容易受到关注，导致实际税率较高（Zimmerman，1983）；另一种观点认为大公司有更多的游说资源，因而能够获得更多的税收优惠（Siegfried，1972）。 因此，无法预计Size估计系数的符号。 （6）财务杠杆（Lev），它等于总负债除以总资产。 利息可以抵税，财务杠杆越高，公司税负可能越低。 Stickney和McGee （1982）及Wu等 （xx）均发现，财务杠杆与实际税负显著负相关。 因此，预计Lev估计系数显著为负。 （7）盈利能力（ROA），它等于营业利润与总资产之比。 Spooner （1986）指出，盈利能力对公司税负具有重要影响。 Gupta和Newberry （1997）、Kim和Limpaphayom （1998）、Derashid和Zhang （xx）及Wu等 （xx）发现，盈利能力与公司税负既有可能负相关，也有可能正相关。 因此，无法预计ROA估计系数的符号。 （8）人口规模（Population），它等于各省份当年以万为单位的人口数量的自然对数。 Bucovetsky （1991）和Wilson （1991）发现，人口规模较大地区的竞争均衡税负较高，因此，预计Popula?tion的估计系数显著为正。 （9）财政收入压力（Fisc），它等于地区上年财政收入增长率。 财政收入增长速度要求越高，地方政府财政创收的压力就会越大，公司税负越高。 因此，预计Fisc的估计系数显著为正。 四、样本选择与描述统计本文的初始样本为1999xx年中国A股市场非金融类上市公司年度数据。 对于ETR大于1的观测值，参照Stickney和McGee （1982）、Gupta和New?berry （1997）、Kim和Limpaphayom （1998）、Adhikari等 （xx）和Wu等 （xx）的做法，将该观测值予以剔除；对于ETR计算公式分子小于0的观测值，Gupta和Newberry （1997）及Adhikari等 （xx）的做法，保留该观测值并将ETR赋值为0；对于ETR计算-46管理世界(月刊)xx年第4期公式分母小于0的观测值，参照Wu等 （xx）的做法，将该观测值予以剔除。 另外，还剔除其他变量存在数据缺失的观测值与营业收入为负的观测值，最后得到14082个样本。 由于自变量中的财务指标存在极端值现象，因此，对自变量PPE、Inv、Growth、Lev、ROA在1%分位和99%分位上进行了Winsorize处理。 本文所使用的制度环境指数于樊刚等 （xx），财务数据于CSMAR数据库，最终控制人类型数据、各省份人口和财政收入数据于CCER数据库，法定税率于Wind数据库。 表1报告了样本的年度分布。 其中，1999年的样本数最少，为645个；xx年的样本最多，为1793；从1999xx年样本呈现逐年递增的趋势，这与中国股票市场不断扩大的特征相符。 表2报告了描述统计。 实际税率（ETR1）的平均值和中位数分别为0.211和0.177，名义税率（TR）的平均值和中位数则分别为0.212和0.150；市场化水平指数（TM）、政府治理水平指数（GM）和法治化水平指数（Law）的平均值（中位数）分别为7.808（7.650）、6.240（6.440）和8.252（6.610），最小值分别为0. 000、-12.95和0.000，最大值分别为11. 800、12.670和19.890，标准差分别为2. 376、3.053和5.032，说明各地区制度环境存在较大的差异；SOE的平均值为0.675，说明大约有67.5%样本为国有控股公司，这与中国上市公司大部分由国有企业改制而来的现实相一致。 表3报告了相关系数。 无论是Pearson相关系数，还是Spear?man相关系数，ETR1均与TM、GM和Law显著正相关，说明在制度环境较好的地区，公司的实际税率较高，可能是因为在于制度环境较好地区的政府给予公司税收优惠压力较小，进而使得制度环境较好地区的公司的实际税率平均来看要高于制度环境较差地区的公司，这与本文的假设预期是一致的。 ETR1与SOE显著正相关，说明国有控股公司的实际税率显著高于非国有控股公司；ETR1与Size显著正相关，说明大公司的实际税率高于小公司，可能是因为大公司受到政府和社会的高度关注，政府对其税收监管力度较大。 ETR1和TR均与Population显著正相关，说明人口规模大的地区公司的实际税率和名义税率都较高，与Bucovetsky （1991）和Wilson （1991）的预期一致。 ETR1与Fisc显著正相关，说明财政创收压力大的地区，政府税收征管力度可能较强，公司实际税率更高。 另外，TM、GM和Law之间均显著正相关，说明市场化程度较高的地区，政府治理水平和法治化水平较高。 由于它们的相关系数非常高，容易产生严重的多重共线性问题，因而它们不适合于纳入同一个回归模型。 五、实证结果表4报告了模型 （1）的回归结果。 当制度环境变量为TM时，Index的估计系数为0.003，在1%水平上显著，表明地区市场化程度越高，非国有控股公司的实际税率也越高；IndexSOE的估计系表1样本年度分布表2描述统计表3相关系数年份观测数年份观测数1999645xx10902000748xx1194xx816xx1141xx874xx1297xx970xx1500xx1005xx1793xx1009合计14082变量ETR1TRTMGMLawSOEPPEInvGrowthSizeLevROAPopulationFisc平均值0.2110.2127.8086.2408.2520.6750.2810.1650.28921.4320.4760.0598.3650.197中位数0.1770.1507.6506.4406.6101.0000.2510.1300.17221.2930.4760.0488.4970.201最小值0.0000.0600.000-12.9500.0000.0000.0030.000-0.76710.8420.0610.0005.553-0.040最大值0.9990.33011.80012.67019.8901.0000.7810.7274.79928.2831.9390.2499.2600.584标准差0.1600.0772.3763.0535.0320.4690.1820.1470.6621.1740.2240.0480.7040.085ETR1TRTMGMLAWSOEPPEInvGrowthSizeLevROAPopulationFiscETR10.260*0.065*0.025*0.020*0.030*-0.0070.140*-0.0060.085*0.059*-0.134*0.042*0.064*TR0.291*0.059*-0.038*-0.050*0.027*0.122*0.047*0.026*0.040*0.147*-0.033*0.088*0.074*TM0.071*0.078*0.811*0.892*-0.222*-0.155*0.095*-0.015*0.195*0.034*0.087*0.219*0.200*GM0.023*-0.029*0.839*0.731*-0.148*-0.131*0.065*-0.024*0.102*0.019*0.058*0.165*0.092*LAW0.047*0.027*0.955*0.816*-0.214*-0.194*0.079*-0.021*0.191*-0.0070.091*0.035*0.086*SOE0.041*0.025*-0.226*-0.163*-0.211*0.187*-0.062*-0.048*0.209*0.033*-0.103*-0.112*-0.072*PPE-0.0070.104*-0.182*-0.165*-0.207*0.185*-0.440*-0.048*0.092*-0.017*-0.043*0.061*-0.021*Inv0.112*0.0050.073*0.049*0.065*-0.051*-0.383*0.090*0.108*0.221*-0.094*-0.018*0.046*Growth0.015*0.006-0.004-0.024*-0.009-0.023*0.0020.056*0.034*0.102*0.123*-0.029*-0.011Size0.128*0.061*0.203*0.122*0.226*0.197*0.044*0.075*0.114*0.148*0.014*-0.022*0.069*Lev0.106*0.168*0.039*0.016*0.026*0.069*-0.032*0.259*0.104*0.304*-0.205*-0.035*0.049*ROA-0.076*-0.068*0.088*0.069*0.091*-0.111*-0.049*-0.103*0.224*0.045*-0.337*0.043*0.039*Population0.042*0.062*0.207*0.144*0.088*-0.127*0.056*-0.0050.006-0.006-0.041*0.047*-0.025*Fisc0.073*0.083*0.225*0.143*0.216*-0.077*-0.027*0.051*-0.028*0.090*0.053*0.026*-0.007注右上角为Spearman相关系数，左下角为Pearson相关系数；*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 -47制度环境、所有权性质与企业实际税率中国金融财政论坛数为-0.004，在1%水平上显著，表明国有控股公司的市场化水平与实际税率的关系弱于非国有控股公司；检验结果表明，Index+IndexSOE的估计系数不显著，表明没有证据支持市场化程度与国有控股公司的实际税率之间存在相关关系；当制度环境变量为GM或者Law时，Index的估计系数也显著为正，In?dexSOE的估计系数也显著为负。 以上结果同样显示，在政府治理水平高或者法治化水平高的地区，非国有控股公司的实际税率也高；制度环境与公司实际税率之间的正向关系在国有控股公司中较弱。 以上回归结果支持了上文的假设1和假设2。 在控制变量方面，TR、Inv、Size的回归系数均显著大于0，Lev、ROA的回归系数显著小于0，说明公司名义税率越高、存货比例越高、资产规模越大，公司实际税率越高，盈利水平和财务杠杆越高，公司实际税率越低；Population的回归系数显著大于0，说明地区人口规模越大，公司实际税率越高，支持了Bucovetsky （1991）和Wilson （1991）的理论；Fisc的回归系数显著大于0，说明地区财政收入压力越大，地区政府给予公司税收优惠的动机越弱，进而公司实际税率越高。 尽管上述实证结果与本文的研究假设一致，然而，实证结果可能存在一个替代性的解释。 在制度比较完善的情况下，公司避税成本较高，因而公司避税行为较少，公司实际税率较高。 同时，由于国有控股公司避税动机较弱，故制度环境通过影响避税成本进而影响公司避税行为的作用在国有控股公司中会较弱。 为检验制度环境与公司实际税率之间的关系，究竟是因制度环境通过影响地方政府税收优惠行为而导致的，还是因制度环境通过避税成本而影响公司避税行为所造成的，我们进一步考察了制度环境对实际税率的影响在地区财政创收压力不同情况下的差异。 如果制度环境通过影响地方政府给予公司税收优惠的压力而影响公司税负，那么，地方政府的财政创收压力越小，越有给予公司税收优惠的空间，因此，制度环境对公司实际税率的影响在财政创收压力较低时较大；如果制度环境通过影响避税成本而影响公司避税行为，进而影响公司实际税率，那么，地方政府的财政创收压力越大，地方政府严格执行税收征管制度和严厉处罚企业税收违法行为的动机就越强，制度环境对因避税成本而导致的公司实际税率提升具有越大的影响。 可见，如果我们发现制度环境与非国有控股公司实际税率的正相关关系在地方政府财政创收压力较低时更强，则表明制度环境通过影响地方政府给予公司税收优惠的行为而导致公司实际税率的改变；如果我们发现这种正相关关系在地方政府财政创收压力较高时更强，则制度环境通过避税成本而影响公司避税行为并进一步导致公司实际税率的改变。 根据模型 （1）中财政创收压力变量（Fisc）的中位数，我们将样本分为数量尽可能接近的两个子样本，一组样本代表公司处于地方政府财政创收压力较高的环境中，另一组样本代表公司处于地方政府财政创收压力较低的环境中。 表5报告了两个子样本的回归结果。 在低财政创收压力的子样本回归结果中，制度环境变量（Index）的回归系数均显著大于0，而IndexSOE的回归系数均显著小于0；然而，在所有的高财政创收压力的子样本回归结果中，In?dex和IndexSOE的回归系数均不显著异于0。 由此可见，制度环境对公司实际税率的影响在地区财政创收较低的情况下会较大，国有股权削弱地区制度环境与企业实际税率之间正相关关系的效应在地方政府财政创收压力较小时更加明显。 可见，制度环境的确通过影响地方政府在地区竞争条件下给予公司税收优惠的压力而影响公司实际税率。 另外，我国企业所得税会计在xx年发生了重要变化。 xx年之前，我国所得税会计采用应付税表4回归结果全样本因变量为ETR1截距IndexSOEIndexSOETRPPEInvGrowthSizeLevROAPopulationFisc检验Index+IndexSOE年度效应行业效应Adj.R2F值观测数Index=TM系数-0.0780.0030.037-0.0040.4430.0010.134-0.0010.006-0.035-0.4500.0090.039-0.001已控制已控制0.12960.3714082t值-2.40*2.67*3.65*-3.38*23.75*0.0912.14*-0.465.06*-5.74*-16.02*4.84*1.94*-1.54Index=GM系数-0.0670.0020.025-0.0030.4400.0000.135-0.0010.006-0.036-0.4490.0090.038-0.001已控制已控制0.12960.3914082t值-2.09*2.52*3.70*-3.47*23.46*0.0312.16*-0.495.07*-5.89*-15.99*4.95*1.92*-2.26*Index=Law系数-0.0660.0010.018-0.0020.4440.0010.135-0.0010.006-0.035-0.4500.0090.038-0.001已控制已控制0.12860.2914082t值-2.06*2.51*3.29*-2.98*23.77*0.0812.17*-0.465.06*-5.73*-16.02*4.97*1.91*-1.28注*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 -48管理世界(月刊)xx年第4期表5回归结果子样本因变量为ETR1注*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。 截距IndexSOEIndexSOETRPPEInvGrowthSizeLevROAPopulation年度效应行业效应Adj.R2F值观测数Index=TM低财政创收压力系数-0.1090.0050.056-0.0070.445-0.0030.115-0.0020.008-0.044-0.3680.007已控制已控制0.12229.767047t值-2.43*3.36*4.41*-4.33*17.39*-0.227.47*-0.884.75*-4.98*-9.22*2.41*高财政创收压力系数-0.0100.0000.005-0.0000.4350.0090.1550.0010.004-0.027-0.5240.010已控制已控制0.12931.577035t值-0.220.110.30-0.0515.91*0.729.72*0.282.43*-3.12*-13.20*3.47*Index=GM低财政创收压力系数-0.0940.0040.041-0.0060.439-0.0040.115-0.0020.008-0.046-0.3660.007已控制已控制0.12228.927047t值-2.11*3.11*4.28*-4.33*17.02*-0.317.51*-0.894.76*-5.14*-9.17*2.55*高财政创收压力系数-0.0130.0000.010-0.0010.4340.0090.1550.0010.004-0.027-0.5230.010已控制已控制0.12931.587035t值-0.280.421.04-0.6815.82*0.689.70*0.252.48*-3.14*-13.19*3.45*Index=Law低财政创收压力系数-0.0880.0020.029-0.0030.444-0.0040.115-0.0020.008-0.045-0.3690.006已控制已控制0.12229.747047t值-1.98*2.94*4.03*-4.27*17.38*-0.317.47*-0.924.87*-4.98*-9.23*2.37*高财政创收压力系数-0.0070.000-0.0010.0010.4350.0110.1550.0010.004-0.027-0.5250.010已控制已控制0.12931.607035t值-0.150.08-0.080.6715.90*0.829.75*0.322.32*-3.09*-13.22*3.63*款法和基于权益表的债务法，而xx年及之后则采用基于资产负债表的债务法。 为确保本文的研究不是所得税会计变化所造成的，我们又将样本分为xx年之前的子样本和xx年及其之后的子样本。 表6和表7分别报告了这两个子样本的回归结果。 可以发现，无论是在哪个时间区间，Index的回归系数均显著大于0，而IndexSOE的回归系数均显著小于0。 可见，所得税会计的变化没有影响本文的研究结论。 为了确保文章结论的稳健性，我们使用其他的实际税率计算方法（ETR 2、ETR3和ETR4）替换ETR1重新进行上述回归分析。 ETR2为所得税费用/息税前利润（Porcano，1986），ETR3为所得税费用/（税前利润-递延所得税费用/法定税率）（Stick?ney andMcGee，1982），ETR4为（所得税费用-递延所得税费用）/息税前利润（Porcano，1986）。 回归结果如表 8、表9和表10所示。 很显然，使用ETR 2、ETR3或者ETR4所得到的回归结果没有改变上文的研究结论。 在所有的回归结果中，Index的估计系数都显著为正，IndexSOE的估计系数都显著为负，与表4的回归结果完全一致。 除此以外，考虑到本文基于税收竞争视角而提出的理论逻辑是建立在政府降低公司税负能够促进投资的基础之上的，因此，我们进一步检验了公司税负对投资规模的影响，结果发现公司税负越低，投资规模越大，这表明政府降低公司税负的确能够促进公司投资。 限于篇幅，我们没有报告相关的回归结果。 表6回归结果子样本因变量为ETR1（1999xx）表7回归结果子样本因变量为ETR1（xxxx）截距IndexSOEIndexSOETRPPEInvGrowthSizeLevROAPopulationFisc检验Index+IndexSOE年度效应行业效应Adj.R2F值观测数Index=TM系数-0.2100.0060.056-0.0070.4380.0120.136-0.0050.011-0.061-0.4020.0110.025-0.001已控制已控制0.13939.567157t值-4.42*3.18*4.04*-3.73*