稅負粘性：一個詮釋企業(yè)稅負痛感的新視角

程宏偉，楊義東

(四川大學 商學院，成都 610065)

內容提要：本文利用中國A股制造業(yè)上市公司2007-2016年的面板數(shù)據(jù)，嘗試從企業(yè)稅負與業(yè)績之間的動態(tài)運動關系來揭示企業(yè)稅負痛感產(chǎn)生的內在動因。研究表明，在稅制結構、稅收轉嫁困境和穩(wěn)定性經(jīng)營三因素作用下企業(yè)稅負相對于業(yè)績呈現(xiàn)出粘性特征，即相對于業(yè)績上升所帶來的稅負增加大于業(yè)績下降所引起的稅負減少。稅負粘性是稅負痛感產(chǎn)生的內在動因，為解釋企業(yè)稅負痛感提供了理論支撐。進一步研究發(fā)現(xiàn)，市場地位、產(chǎn)權性質、避稅行為和成長性等因素會影響企業(yè)稅負粘性程度，具體表現(xiàn)為市場地位越高、國有企業(yè)、避稅程度越小和具有成長性的企業(yè)具有更強的稅負粘性，從而在業(yè)績下降時承受更大的稅負痛感。研究結論有利于企業(yè)理性對待當前的稅負狀態(tài)，也為稅制改革提供參考。

中國企業(yè)家調查系統(tǒng)(2016)對分布在各行各業(yè)的近2000家企業(yè)經(jīng)營者開展的問卷調查表明，稅負過重是企業(yè)發(fā)展面臨的最主要困難。由于稅金及附加的小幅波動(圖1)，企業(yè)稅負波動幅度遠小于業(yè)績的波動幅度。稅負相對于業(yè)績的這種變動邏輯顯然會影響企業(yè)的稅負感覺，尤其當業(yè)績下降時并未帶來相同幅度的稅負減少從而凸顯企業(yè)的稅負痛感。

本文在已有文獻的基礎上嘗試從企業(yè)稅負與業(yè)績之間的動態(tài)運動關系來揭示企業(yè)稅負痛感產(chǎn)生的內在動因。首先，從稅制結構、稅收轉嫁困境和穩(wěn)定性經(jīng)營動機三個因素論證企業(yè)稅負粘性的存在性，即相對于業(yè)績上升所帶來的稅負上升額來說，業(yè)績下降所引起的稅負下降額更少，這一運動邏輯正是企業(yè)稅負痛感的重要來源。其次，通過對A股制造業(yè)842家上市公司2007-2016年面板數(shù)據(jù)的實證分析驗證稅負粘性。最后，進一步分析市場地位、產(chǎn)權性質、避稅行為和企業(yè)成長性四個因素對企業(yè)稅負粘性的影響，揭示了企業(yè)特征、財務行為如何通過影響企業(yè)稅負粘性程度導致企業(yè)具有不同的稅負感覺，深層次地揭示企業(yè)稅負痛感的來龍去脈。

一、理論分析與研究假設

(一)財務行為粘性特征

粘性特征是企業(yè)財務行為的重要表現(xiàn)(劉駿和劉峰，2014)，參與收入分享的要素在企業(yè)復雜的經(jīng)營環(huán)境下大多表現(xiàn)出粘性特征。政府主體以稅收的方式參與企業(yè)的收入分享是否也存在稅負粘性？劉行(2012)通過觀察實際稅率與名義稅率之間的波動關系發(fā)現(xiàn)了稅率粘性現(xiàn)象。叢屹和周怡君(2017)運用企業(yè)利潤稅負(企業(yè)實際繳納的稅費/企業(yè)的稅前利潤)指標驗證了稅收相對于企業(yè)ROA存在剛性特征，為研究粘性特征奠定了基礎，遺憾的是其并未進一步研究更深層次的稅收運動邏輯。秦皓楠等(2018)基于會計-稅收差異通過數(shù)理模型驗證了所得稅負相對于利潤存在粘性特征。程宏偉和吳曉娟(2018)運用1999-2016年制造業(yè)上市公司年度數(shù)據(jù)驗證了企業(yè)稅負變動相對于營業(yè)收入變動存在粘性特征，并進一步通過稅制結構和產(chǎn)權性質兩個方面探討了其對稅負粘性的影響程度。由于政府通過稅收分享企業(yè)收入，稅負痛感體現(xiàn)所有者悉心經(jīng)營企業(yè)以獲取盈余過程中對政府稅收的一種感受，業(yè)績指標與稅負之間的變動關系能更為直觀表達出這種痛感體驗，研究稅負相對于業(yè)績的變動邏輯是對前人成果的合理補充。現(xiàn)有文獻的研究跡象表明政府主體在參與收入分享過程中存在稅負粘性特征，即稅負的變動幅度在業(yè)績上升和下降時表現(xiàn)為非對稱的運動邏輯，而業(yè)績下降時引起更少的稅負減少正是企業(yè)深感稅負痛感的內在動因。基于此，本文的研究目的是探討稅負粘性產(chǎn)生的動因，并采取實證研究的方法驗證稅負粘性的存在。

圖1 營業(yè)利潤、稅收、所得稅費用和稅金及附加趨勢圖

注：(1)使用A股制造業(yè)2011家企業(yè)財務數(shù)據(jù)。(2) 稅收計算口徑為所得稅費用與稅金及附加總和。(3)營業(yè)利潤占比：營業(yè)利潤占收入的比例。稅收占比、所得稅占比和稅金及附加占比計算同營業(yè)利潤占比。(4)2016年稅金及附加占比有明顯上升主要是因為按照財政部頒發(fā)的《增值稅會計處理規(guī)定》財會[2016]22號文要求，從2016年5月1日起，原“營業(yè)稅金及附加”科目名稱更改為“稅金及附加”科目，并將原計入“管理費用”科目的“四小稅”(房產(chǎn)稅、土地使用稅、車船稅和印花稅)調整計入“稅金及附加”科目。(5)數(shù)據(jù)來源：CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1 2012-2016年中國稅收收入結構

注：(1)間接稅包含的稅種至今未達成一致分法，馬海濤(2016)曾經(jīng)對眾多劃分的方法做了系統(tǒng)總結，本文在此基礎上結合高培勇(2015)的觀點，將間接稅和直接稅劃分如下：間接稅包括國內增值稅、國內消費稅、營業(yè)稅(2016年6月前)、進口貨物增值稅和消費稅、關稅、車輛購置稅；直接稅包括企業(yè)所得稅、個人所得稅。其他稅種雖然多少具有間接稅特征，但學術界存在較大爭議，并未分入間接稅和直接稅中。(2)數(shù)據(jù)來源：財政部官網(wǎng)。其中2014年車輛購置稅數(shù)據(jù)缺失，作者通過2015年增長率數(shù)據(jù)倒推得來。

(二)稅負粘性產(chǎn)生機理與企業(yè)稅負痛感

1.稅制結構與稅負粘性

1994年分稅制改革確定了我國“雙主體”的稅制結構，但實際仍保持間接稅為主體。表1的數(shù)據(jù)表明盡管間接稅近幾年占比有所下降，但基本保持在6成以上，仍然是稅收的主要來源。高培勇(2015)認為中國的稅制結構嚴重失衡， 90%以上稅收來源于企業(yè)和70%左右的間接稅比重成為企業(yè)稅負痛感的主要來源。龐鳳喜和張念明(2017)也提出稅制體系的構建偏重于稅收的收入功能，間接稅成為稅收分配的重心使企業(yè)承擔了大部分的稅收最終導致企業(yè)稅負過重。間接稅是通過價格通道實現(xiàn)(高培勇，2015)，造成企業(yè)稅負的波動幅度主要受控于企業(yè)的經(jīng)營規(guī)模和原料或商品價格，加之稅收體系外生于企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，并非會因企業(yè)業(yè)績變動而發(fā)生結構性調整。因此當預期業(yè)績不佳時企業(yè)完全可以通過大幅調減經(jīng)營規(guī)模來緩解間接稅負帶來的痛感，顯然這樣的經(jīng)營決策現(xiàn)實中并不多見，大多數(shù)情況是當企業(yè)業(yè)績下降時企業(yè)規(guī)模不會迅速做出反應從而迫使企業(yè)仍承擔相對穩(wěn)定的間接稅稅收，表現(xiàn)出企業(yè)稅負相對于業(yè)績產(chǎn)生非對稱變動的粘性運動特征，稅負痛感也由此產(chǎn)生。稅制結構為微觀企業(yè)稅負粘性行為產(chǎn)生提供了外在制度條件。

2.稅收轉嫁困境與稅負粘性

解釋企業(yè)稅負痛感的另一研究路線是測度企業(yè)總體稅負水平，但學術爭議在于是否應將具有轉嫁功能的間接稅納入企業(yè)稅負統(tǒng)計范圍。一些學者認為，僅考慮所得稅的企業(yè)稅負測度方法會增加估計誤差(Plesko，2003)，不能充分有效地反映企業(yè)的實際稅負(馮延超，2012)；另外作為納稅人的企業(yè)要對間接稅先行資金墊付，資金的時間價值和機會成本形成了企業(yè)短期性的負擔(朱青，2017)。Wilkie(1988)認為應當使用綜合考慮企業(yè)承擔的所有稅收的有效稅率(ETR)來評價企業(yè)稅負水平。劉駿和劉峰(2014)考察了國企與非國企增值稅、營業(yè)稅和所得稅稅負差異，發(fā)現(xiàn)企業(yè)稅負差異主要來源于增值稅并指出稅負測度只考慮所得稅欠妥。考慮到中國間接稅主體稅制結構與間接稅抵扣鏈條不完善的實情(錢金保和常汝用，2018)，更多的國內學者支持將間接稅等企業(yè)涉稅種類全部納入稅負測度公式中。雖然間接稅具有轉嫁功能，但能否轉嫁、轉嫁多少主要取決于生產(chǎn)者與消費者的相對地位、商品的性質、供求彈性、經(jīng)濟環(huán)境等多種因素共同作用(馬國強，2015)。中國目前的市場需求現(xiàn)狀呈現(xiàn)出個性化、多元化、高端化的需求特征(郭月梅等，2015)，形成了供給價格彈性小而需求價格彈性大的供需狀態(tài)，造成企業(yè)間接稅收轉嫁困難。尤其在經(jīng)濟不景氣企業(yè)業(yè)績下降時期，供需狀態(tài)進一步惡化，稅收轉嫁難度加大使企業(yè)承受更大的間接稅收負擔(李文，2017)，形成了稅負的粘性特征從而加劇了企業(yè)的稅負痛感。

3.穩(wěn)定性經(jīng)營與稅負粘性

穩(wěn)定性經(jīng)營是企業(yè)生存和發(fā)展的目標。從理論上來看，一方面契約理論強調為確保經(jīng)營穩(wěn)定企業(yè)通常會與能夠滿足生產(chǎn)要求的各類服務簽訂長期契約，包括產(chǎn)權契約、薪酬契約等。長期契約高昂的調整成本使得契約在短期內不會變動。如果因為企業(yè)經(jīng)營過程中的微小波動就立刻調整資源配置方式，企業(yè)很有可能付出沉重的調整成本代價，只有出現(xiàn)連續(xù)性較大變化時企業(yè)的資源調整方案才是有效率的(Subramaniam and Weidenmier，2003)。另一方面交易成本理論認為，為可能出現(xiàn)的偶然事件去簽訂契約是需要付出代價的而未考慮的偶然事件會增加事后成本(費方域，1996)。盡管經(jīng)濟下行或經(jīng)營不善帶來的業(yè)績下降看似是一個必然現(xiàn)象，但所有者在投入專用性資產(chǎn)等資源時并不會預期企業(yè)出現(xiàn)虧損甚至倒閉，所以業(yè)績下降對于企業(yè)來說屬于偶然事件，那么為購置專用性資產(chǎn)簽訂的契約屬于典型的有限理性下的不完全合約，也即在簽訂合約時并未考慮因虧損或倒閉而處置資產(chǎn)所產(chǎn)生的巨額成本。因此，業(yè)績下降時企業(yè)面對高額的調整成本和處置成本不得不維持相對穩(wěn)定的產(chǎn)銷量。穩(wěn)定性經(jīng)營的客觀存在對企業(yè)稅收的影響主要體現(xiàn)在相對穩(wěn)定的產(chǎn)銷量會使得企業(yè)的稅負波動較小。當業(yè)績上升時，企業(yè)有動機提高產(chǎn)能擴大規(guī)模，從而稅收隨之上升；當業(yè)績下降時，盡管直接稅費用隨之降低，但間接稅降低額度有限，與稅制安排和轉嫁困境帶來的不利因素形成疊加效應，使得企業(yè)稅負減少幅度小于業(yè)績上升時稅負的增加幅度，從而產(chǎn)生稅負的粘性行為。穩(wěn)定性經(jīng)營動機是稅負的粘性特征產(chǎn)生的內在動因。

綜上所述，稅制結構、稅收轉嫁困境和穩(wěn)定性經(jīng)營對稅負粘性的產(chǎn)生創(chuàng)造了內外部條件，鑒于此，我們提出如下研究假設：

H1：存在稅負粘性，即相對于業(yè)績上升所帶來的稅負增加額來說，業(yè)績下降所引起的稅負減少額更少。

(三)影響稅負粘性的因素分析

處在企業(yè)經(jīng)營過程的復雜運動狀態(tài)下，稅負粘性比較全面地解釋了企業(yè)的稅負痛感，不同的企業(yè)特征和財務行為會通過影響稅負粘性從而給企業(yè)帶來不同的稅負感覺。基于以上分析，本文認為產(chǎn)權性質、市場地位、避稅行為和企業(yè)成長性因素通過消弱或增強稅負的粘性程度從而產(chǎn)生不同的稅負痛感程度。

首先，產(chǎn)權性質是影響企業(yè)稅負粘性的重要因素。一方面，國有企業(yè)尤其是中央國有企業(yè)所涉及的產(chǎn)業(yè)大多與國計民生緊密相連(劉行和李小榮，2012)，為了促進社會穩(wěn)定即便是在業(yè)績下降時也要確保穩(wěn)定的產(chǎn)品供應，在稅制安排和稅收轉嫁困境作用下導致稅負降幅小于業(yè)績下降幅度。另一方面，國有企業(yè)往往存在復雜的委托代理問題。因此會引起管理者有足夠的動機放棄利潤最大化目標而追求與政績關聯(lián)更大的收入目標，同樣會導致業(yè)績下降時稅負未能與業(yè)績同幅度減少。還有，國有企業(yè)多少擔負著穩(wěn)定稅收的責任從而承擔更重的稅負痛感(吳聯(lián)生，2009)，加之逆經(jīng)濟周期支持效應使國有企業(yè)在經(jīng)濟下行時期支付更多的稅收以支持政府達成財政支出、社會穩(wěn)定等目標(陳冬等，2016)，加重了稅負與業(yè)績的非對稱運動關系。

其次，市場地位是企業(yè)苦心經(jīng)營換取的市場回報，打造市場地位需要大量的產(chǎn)權資本、人力資本和貨幣資本的投入。市場地位高的企業(yè)往往擁有較高的品牌影響力和產(chǎn)品競爭力，這些企業(yè)擁有更迫切的穩(wěn)定經(jīng)營動機以維護品牌影響力、產(chǎn)品競爭力和得來不易的市場份額。因此，市場地位越高的企業(yè)在面臨業(yè)績下降的不利局面時要比市場地位低的企業(yè)承受更高的調整成本和處置成本，只有在短期內維持相對穩(wěn)定的產(chǎn)銷量才是最優(yōu)選擇，在稅制安排和稅收轉嫁困境共同作用下企業(yè)的稅負粘性程度將更高。

第三， 企業(yè)避稅行為普遍存在，尤其中國稅收征管體系不完善使得中國企業(yè)的避稅行為更加嚴峻。當企業(yè)業(yè)績下滑時避稅行為增加了企業(yè)的稅后現(xiàn)金流并緩解了融資約束(劉行等，2017；王雄元等，2018)，從而解決了企業(yè)因業(yè)績下滑帶來的資金壓力。Desai and Dharmapala(2006)的研究發(fā)現(xiàn)管理層的尋租行為會吞噬避稅帶來的收益最終導致企業(yè)業(yè)績下降，汪猛和徐經(jīng)長(2016)運用中國上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗支持了這個觀點。避稅行為導致業(yè)績下降的同時減少了稅負，從而弱化了企業(yè)稅負粘性程度。

最后，富有成長性的企業(yè)體現(xiàn)了所有者的經(jīng)營抱負，尤其在業(yè)績下降時仍然保持一定的成長性更加體現(xiàn)所有者做大做強企業(yè)的意愿，穩(wěn)定性經(jīng)營的動機更強烈，但伴隨而來的是相對穩(wěn)定的間接稅稅收負擔，因此在業(yè)績下降時仍保持一定的業(yè)務量增長的企業(yè)將具有更強的稅負粘性。

基于以上的分析，我們提出以下研究假設：

H2: 產(chǎn)權性質對稅負粘性產(chǎn)生影響，表現(xiàn)為國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)稅負粘性程度更強。

H3：市場地位越高的企業(yè)稅負粘性程度越高。

H4：避稅行為弱化了企業(yè)稅負粘性程度。

H5：企業(yè)的成長性會增強稅負粘性程度。

表2 樣本選取標準

注：*本文的部分變量涉及本期與滯后一期的計算，為確保至少3年的年度連續(xù)數(shù)據(jù)，將不足4年數(shù)據(jù)的公司樣本剔除；由于本文模型設定中需要取自然對數(shù)，負值無法進行對數(shù)運算，借鑒方軍雄(2009)、劉媛媛和劉斌(2014)的做法予以剔除；本文稅負統(tǒng)計口徑為稅金及附加與所得稅費用之和。

二、研究設計與樣本選取

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本描述

2007年1月1日新會計準則頒布施行，相比2007年前的準則發(fā)生較大變動，為確保年度數(shù)據(jù)可比性，本文選取2007-2016年A股非ST/PT制造業(yè)上市公司10年的財務面板數(shù)據(jù)作為初始樣本，經(jīng)過逐步剔除后，剩余842家公司共6610個年度數(shù)據(jù)作為最終樣本。以上數(shù)據(jù)來源于CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫，為避免異常值的影響，本文對連續(xù)變量進行了1%的winsorize雙邊縮尾處理。表2詳細說明了樣本選取的過程，表3列示了樣本的分布情況。

(二)模型設計和變量定義

1.稅負粘性

借鑒Anderson,M.C.et al(2003)的經(jīng)典模型，稅負粘性模型設計如下：

LnTaxi,t=β0+β1*LnPerformancei,t+β2*Di,t*LnPerformancei,t+β3*Tc_densityi,t+β4*Sizei,t+β5*Levi,t+β6*∑Yeart+μi+εi,t

1.3.2 SOP培訓法 每月由護士長或培訓教師按SOP教材統(tǒng)一培訓1次，帶教老師及培訓學員均必須嚴格按SOP要求在臨床工作中教學及操作，并有護士長及培訓教師進行監(jiān)督。

(I)

因變量LnTaxi,t為稅負變動率，使用本期稅收與上期稅收比值的對數(shù)進行衡量。在間接稅轉嫁不完全的基礎上兩種稅負測度觀點都存在估計偏差，以所得稅為測度基礎則低估了未轉嫁的間接稅，以全部涉稅種類為測度基礎則高估了已經(jīng)轉嫁的間接稅，而如何精確測量未轉嫁的間接稅以及未轉嫁的間接稅是否還屬于間接稅，這些問題至今無法作答(馬國強，2015)。本文認為直接參與收入分享的稅種應該是企業(yè)總體稅負測度的前提，表現(xiàn)為在利潤表出現(xiàn)的稅種即為總體稅負測度基礎。這個觀點基于以下兩個原因：第一，收入是企業(yè)承擔各種負擔的直接載體，稅收的本質是政府參與了企業(yè)的收入分享。第二，有利于厘清政府與企業(yè)其他主體的關系，比如利潤的本質是所有者主體參與了收入分享，稅負與利潤的變動邏輯正是政企關系在企業(yè)端的體現(xiàn)。鑒于此本文選擇稅金及附加與所得稅費用之和直觀反映企業(yè)總體稅負(Faccio，2010)。

表3 樣本分布情況

注：*行業(yè)劃分依據(jù)證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂)。

(1)自變量。LnPerformancei,t為業(yè)績變動率，為確保結果更加穩(wěn)健，選擇三種業(yè)績表達方式，即營業(yè)利潤、ROE和主營業(yè)務利潤率，并分別求自然對數(shù)來衡量業(yè)績變動率。①LnOperating_profiti,t表示營業(yè)利潤變動率，為本期營業(yè)利潤與上期營業(yè)利潤比值的對數(shù)；②LnROEi,t表示ROE變動率，本期ROE與上期ROE比值的對數(shù)；③LnOPEi,t表示主營業(yè)務利潤率(OPE)變動率，使用本期OPE與上期OPE比值的對數(shù)衡量。OPE指標可彌補ROE指標易被操控的缺點(陳曉和江東2000)，OPE=(營業(yè)收入-營業(yè)成本-銷售費用-管理費用-財務費用-營業(yè)稅金及附加)*100%/[(年初凈資產(chǎn)+年末凈資產(chǎn))/2]。

(2)控制變量。①Tc_densityi,t為有形資本密集度，使用固定資產(chǎn)凈額/年末資產(chǎn)總額。根據(jù)本文分析，專用性資產(chǎn)的大量持有會迫使業(yè)績下行期企業(yè)的穩(wěn)定性經(jīng)營，從而牽制了稅收下探的空間；固定資產(chǎn)的折舊方法選擇及折舊額會對稅收產(chǎn)生影響(吳聯(lián)生，2009)。②Sizei,t為公司規(guī)模，Gupta and Newberry(1997)證明了公司規(guī)模和企業(yè)稅收之間的關聯(lián)性。③Levi,t為資產(chǎn)負債率。此外，控制了Yeart(年度)虛擬變量。∑Yeart為年度虛擬變量，體現(xiàn)企業(yè)個體時間效應。μi為企業(yè)個體固定效應。εi,t為擾動項。

根據(jù)模型I，β1系數(shù)代表企業(yè)業(yè)績變動比例帶來的企業(yè)稅負變動比例。如果業(yè)績上升Di,t取值為0，業(yè)績上升1%稅負上升β1%；如果業(yè)績下降Di,t取值為1，業(yè)績下降1%稅負下降(β1+β2)%。如果β2為負，有β1>β1+β2，即說明業(yè)績上升帶來的稅負上升幅度大于業(yè)績下降帶來的稅負下降幅度，從而存在稅負粘性特征。

2.稅負粘性的影響因素

借鑒Banker,R.D.et al(2013)、劉媛媛和劉斌(2014)的研究方法，加入稅負粘性的影響因素，提出以下模型：

(II)

將模型II帶入模型I，并對擾動項、常數(shù)項合并簡化后得到以下模型：

LnTaxi,t=β0+β1*LnPerformancei,t+β2*Di,t*LnPerformancei,t+β3*Di,t*LnPerformancei,t*Influencei,t+β4*Tc_densityi,t+β5*Sizei,t+β6*Levi,t+β7*∑Yeart+μi+εi,t

(III)

Influencei,t代表稅負粘性的影響因素，分別用G_controli代表產(chǎn)權性質啞變量，國有企業(yè)取值1，非國有企業(yè)取值0；M_Sharei,t代表市場地位，使用市場份額指標反應，市場份額=營業(yè)收入/行業(yè)營業(yè)總收入；ETRi,t代表企業(yè)實際稅率，(所得稅費用-遞延所得稅)/息稅前利潤，用以衡量企業(yè)避稅程度，ETRi,t越大，企業(yè)避稅程度越小；Growth_ratei,t代表企業(yè)成長性指標，使用(本期營業(yè)收入-上期營業(yè)收入)/上期營業(yè)收入進行衡量(樸哲范等，2015)。

模型III以交互項的形式將影響稅負粘性的因素列入模型中，當業(yè)績下降時Di,t取值1，那么G_controli、M_Sharei,t、ETRi,t和Growth_ratei,t上升1個單位，會使得業(yè)績波動1%，稅負波動(β1+β2+β3)%。本文將分別檢驗產(chǎn)權性質、市場地位、避稅行為和企業(yè)成長性這四種因素對稅負粘性的影響效應。

表4 模型變量一覽表

表5 描述性統(tǒng)計結果

三、回歸結果分析與穩(wěn)健性檢驗

(一)描述性統(tǒng)計

表5報告了描述性統(tǒng)計結果。稅收變動率最小值、最大值區(qū)間為[-1.45,1.9],而業(yè)績變動率最小值、最大值區(qū)間分別為 [-5.672，6.072]、[-4.731，4.251]和[-4.466，4.442]，說明稅率變動幅度明顯小于業(yè)績變動幅度。業(yè)績下降變量的均值為0.412、0.556和0.501，說明營業(yè)利潤指標、ROE、OPE指標分別超過四成和超過半數(shù)的年度樣本出現(xiàn)了業(yè)績下滑現(xiàn)象，這為檢驗稅負粘性提供了充足的樣本數(shù)量。產(chǎn)權性質均值為0.26，公司樣本中百26%為國有控股企業(yè)。企業(yè)實際稅率為0.26，最大值和最小值分別為13.094和-9.703。市場地位均值為4.04，樣本市場份額平均值在0.5%-1%之間。企業(yè)成長性存在較大差異，最小值-0.85，最大值251.8，均值為0.25，說明樣本公司平均上具有良好的成長性，這與業(yè)績下降變量取值比較呼應。

表6報告了變量的Pearson和Spearman相關系數(shù)。稅收變動率與業(yè)績變動率、企業(yè)成長性、規(guī)模和資產(chǎn)負債率顯著正相關，說明企業(yè)業(yè)績變動上升會帶動稅收變動同向上升，企業(yè)成長性越好、規(guī)模越大和杠桿率越高會加大企業(yè)稅率變動的幅度。另外，從相關系數(shù)矩陣可以看出稅收變動率與業(yè)績下降、產(chǎn)權性質、市場地位、避稅行為和有形資本密集度顯著負相關，說明業(yè)績下降、國有企業(yè)、市場地位越低、避稅程度越小將會降低了稅負的變動幅度，總資產(chǎn)中固定資產(chǎn)比率增加也會降低稅收的變動幅度。以上是主要變量之間的相關系數(shù)直觀的分析，由于本文檢驗的是稅負粘性的存在與影響因素，其中業(yè)績下降、產(chǎn)權性質、市場地位、避稅行為和企業(yè)成長性等主要變量在模型中并未單獨列示，而是以交互項形式體現(xiàn)對稅負粘性系數(shù)的影響，因此需在回歸分析結果中具體觀察它們之間的統(tǒng)計關系是否與理論一致。

表6 主要變量相關系數(shù)

注：相關系數(shù)矩陣以系數(shù)1為界線，左下部分為Pearson檢驗結果，右上部分為Spearman檢驗結果。***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1(下同)。

(二)回歸結果分析

為了增加結果穩(wěn)健性，本文采用雙向固定效應模型對假設進行統(tǒng)計檢驗。模型選擇的依據(jù)：第一，公司面板數(shù)據(jù)普遍存在個體固定效應，主要體現(xiàn)在公司文化、制度、背景等個體異質性；第二，能夠一定程度規(guī)避模型設定中存在的自相關、異方差和遺漏變量偏差帶來的統(tǒng)計誤差；第三，使用LSDV法對加入時間固定效應的模型估計后，經(jīng)檢驗所有年度虛擬變量的聯(lián)合顯著性發(fā)現(xiàn)強烈拒絕“無時間固定效應”的原假設，因此在模型設計中不僅要考慮個體固定效應還要考慮時間固定效應。

1.稅負粘性實證檢驗

表7報告了假設I的回歸結果。三種業(yè)績指標的β1系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著，取值分別為0.486、0.464和0.372，說明業(yè)績波動1%時稅收僅波動0.486%、0.464%和0.372%，驗證了稅負相對于業(yè)績來說缺乏敏感度，存在稅負剛性特征(叢屹和周怡君，2017)。三種業(yè)績指標的β2系數(shù)分別為-0.130、-0.0784和-0.0310，符號為負說明業(yè)績下降對稅負下降產(chǎn)生阻止效應，即業(yè)績增加1%時稅負分別增加0.486%、0.464%和0.372%，但業(yè)績減少1%時，稅收減少幅度分別為0.356%、0.386%和0.341%，稅負波動相對于業(yè)績波動呈現(xiàn)雙向不對稱性，驗證了假設H1，存在稅負粘性現(xiàn)象。但OPE變動率業(yè)績指標的β2系數(shù)p值不顯著，說明業(yè)績相對于OPE業(yè)績指標來說僅具有剛性特征而稅負粘性特征不明顯。

表7 稅負粘性回歸結果

2.稅負粘性影響因素實證檢驗

表8至表10分別匯報了三種不同的業(yè)績指標在受到產(chǎn)權性質、市場地位、避稅行為和企業(yè)成長性因素沖擊下對稅負粘性的影響效應。

表8匯報了營業(yè)利潤變動率業(yè)績指標的回歸結果，由結果可知產(chǎn)權性質系數(shù)符號為負，說明國有企業(yè)加劇了企業(yè)的稅負粘性，相對于非國有企業(yè)來說，稅負粘性程度增加了0.132%，驗證了假設H2；市場地位系數(shù)符號雖為正與理論闡述相符，但統(tǒng)計意義上并不顯著，說明市場地位因素對于稅負粘性并無顯著影響，假設H3未得到驗證；避稅行為系數(shù)符號為負，說明企業(yè)避稅程度越低將強化企業(yè)的稅負粘性，即避稅程度降低1%企業(yè)稅負粘性程度增加0.0395%，驗證了假設H4；企業(yè)成長性系數(shù)符號為負，說明隨著企業(yè)經(jīng)營規(guī)模的不斷擴張會增加企業(yè)稅負粘性程度，即成長性增長1%稅負粘性程度增加0.171%，驗證了假設H5。

表8 營業(yè)利潤變動率業(yè)績指標回歸結果

表9、表10分別匯報了ROE變動率和OPE變動率業(yè)績指標的稅負粘性影響因素回歸結果。具體來看，產(chǎn)權性質系數(shù)分別取值為-0.114和-0.154，說明國有企業(yè)產(chǎn)權性質相對于非國有企業(yè)來說，稅負粘性程度增加了0.114%和0.154%，驗證了假設H2；市場地位系數(shù)只有OPE變動率業(yè)績指標在10%顯著性水平上顯著，取值0.0333，說明市場地位上升1個單位稅負粘性程度增加0.0333%，驗證了假設H3。ROE業(yè)績指標不顯著，表明市場地位因素對于ROE變動率對應下的稅負粘性并無顯著影響。避稅行為系數(shù)分別取值-0.0363和-0.0335，說明避稅程度降低1%企業(yè)稅負粘性程度增加-0.0363%和-0.0335%；企業(yè)成長性系數(shù)取值分別為-0.353和-0.345，說明企業(yè)成長性上升1%稅負粘性程度分別增加0.353%和0.345%。

表10 OPE變動率業(yè)績指標回歸結果

表11 剔除金融危機影響后稅負粘性檢驗

綜上，稅負粘性的產(chǎn)生和影響因素實證分析結果較好的支持了上文所述假設。稅負粘性的存在使得企業(yè)業(yè)績下降時稅負額減少幅度小于業(yè)績下降幅度，凸顯了稅負痛感從而解釋了企業(yè)稅負痛感的內在動因。對影響稅負粘性的因素實證檢驗發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權性質、避稅行為和企業(yè)成長性因素影響效應顯著，但市場地位僅在OPE變動率指標下顯著，減弱了其對稅負粘性產(chǎn)生影響的假設穩(wěn)健性。

(三)穩(wěn)健性檢驗

第一，考慮到2008年全球金融危機，上市公司營業(yè)收入、利潤等指標在金融危機期間波動較大，這種異常波動一直持續(xù)到2010年。為避免以上分析結果是由于金融危機下的異常值帶來的偽證，本文將年度區(qū)間縮小至2011-2016年再次進行實證檢驗。表11、表12報告了排除金融危機影響因素后的核心變量回歸結果，與前文結論基本一致。

表12 剔除金融危機影響后影響稅負粘性因素檢驗

第二，增加盈余管理控制變量。一方面，業(yè)績下降時期企業(yè)粉飾報表的財務報告動機可能會大于避稅動機從而繳納更多的所得稅費用。另一方面，業(yè)績上升時期企業(yè)避稅行為可以幫助企業(yè)節(jié)約所得稅費用。出于以上兩點盈余管理對稅收的影響，考慮增加盈余管理控制變量來檢驗以上統(tǒng)計結果是否穩(wěn)健。盈余管理程度借鑒Dechow等(1995)的做法，使用調整的Jone(1991)模型進行估計。表13、表14報告了增加盈余管理控制變量后的核心變量回歸結果，結果依然穩(wěn)健。

表13 增加控制變量后稅負粘性檢驗

表14 增加控制變量后影響稅負粘性因素檢驗

四、結論與展望

針對既有研究在解釋企業(yè)稅負痛感方面存在的不足，本文運用A股制造業(yè)上市公司2007-2016年的面板數(shù)據(jù)，分析企業(yè)稅負相對于業(yè)績的運動邏輯，得出以下結論：

第一，在稅制結構、稅收轉嫁困境和穩(wěn)定性經(jīng)營等內外部因素共同作用下，企業(yè)稅負相對于業(yè)績來說呈現(xiàn)出稅負粘性特征，即相對于業(yè)績上升所帶來的稅負增加額來說，業(yè)績下降所引起的稅負減少額更少。從稅負粘性視角解釋企業(yè)稅負痛感充分考慮了企業(yè)經(jīng)營過程的動態(tài)性，通過稅負與業(yè)績的動態(tài)運動邏輯揭示了稅負痛感形成的內在動因，彌補了采用稅制結構失衡與測度稅負水平兩種方法存在的不足。

第二，通過對稅負粘性影響因素的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權性質、避稅行為和成長性等因素會影響企業(yè)稅負粘性程度，具體表現(xiàn)為國有企業(yè)、避稅程度越小和具有成長性的企業(yè)具有更強的稅負粘性，從而在業(yè)績下降時承受更大的稅負痛感。市場地位因素僅在稅負相對于OPE變動率指標中統(tǒng)計顯著，說明市場地位對稅負粘性影響程度較弱。

本文存在以下研究不足，第一，上文分析稅制結構是稅負粘性產(chǎn)生的重要因素，那么結構性減稅政策調整勢必會影響企業(yè)稅負粘性的程度，可以通過政策變更提供的準自然實驗去驗證企業(yè)稅負粘性的波動。第二，稅收是政企博弈的體現(xiàn)，在這個博弈模型中有中央政府、地方政府和企業(yè)三個對弈方，而本文將中央控制國有企業(yè)和地方國有企業(yè)作為一個整體籠統(tǒng)的稱為國有企業(yè)，事實上中央政府和地方政府對企業(yè)稅收的態(tài)度存在較大差異(劉駿和劉峰，2014)，因此中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)在稅負粘性程度上理應不同，這也是一個值得研究的方向。第三，企業(yè)稅負粘性拓寬了企業(yè)財務行為粘性特征的理論邊界，筆者認為粘性特征擁有一些共性的決定因素，遺憾的是至今并無系統(tǒng)和完善的理論和體系構建，這是一個值得深入研究和解決的問題。