蔣小平，葉子榮

(西南交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，四川 成都 610031)

一、引 言

隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化趨勢的逐步推進(jìn)和不斷深化，經(jīng)濟(jì)上的相互聯(lián)系和相互影響越來越密切，一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)會(huì)在短時(shí)期內(nèi)波及世界的其他國家或地區(qū)，這種連鎖效應(yīng)使得任何一個(gè)國家或地區(qū)很難在當(dāng)今世界獨(dú)善其身。但是，中小企業(yè)在世界各國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定時(shí)期的增加就業(yè)作用和在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)期穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)作用的歷史經(jīng)驗(yàn)卻給世界各國提供了一個(gè)規(guī)避或減緩這種連鎖效應(yīng)的有益借鑒，那就是以眾多的有利條件或優(yōu)惠措施扶持中小企業(yè)的發(fā)展[1]。其原因是，經(jīng)營模式和管理機(jī)制靈活多變、極具創(chuàng)新精神的中小企業(yè)具有極強(qiáng)的市場適應(yīng)能力，從而在聯(lián)系日益密切、經(jīng)濟(jì)危機(jī)不斷的當(dāng)今世界表現(xiàn)出獨(dú)特的魅力。同時(shí)，由于產(chǎn)品生命周期的存在，使得中小企業(yè)也表現(xiàn)出一定的生命周期，這就需要不斷有中小企業(yè)發(fā)展壯大成為大型企業(yè)，以支持國民經(jīng)濟(jì)的基本穩(wěn)定甚至國民經(jīng)濟(jì)規(guī)模的不斷發(fā)展壯大。因此，無論從增加就業(yè)角度還是從應(yīng)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，穩(wěn)定和發(fā)展國民經(jīng)濟(jì)角度來看，一國或一地區(qū)都有必要關(guān)注和扶持中小企業(yè)的發(fā)展。

由于銀行的放貸體系和放貸模式導(dǎo)致銀行放貸意向和企業(yè)融資需求之間產(chǎn)生錯(cuò)位，即銀行更傾向于向資金實(shí)力雄厚、融資渠道多樣和不需要貸款的少數(shù)規(guī)模龐大的企業(yè)放貸，而不愿意向資金嚴(yán)重不足、融資渠道有限和貸款需求強(qiáng)烈的大多數(shù)中小企業(yè)放貸。在這種情況下，稅制就成為影響中小企業(yè)發(fā)展的一個(gè)重要因素，本文就將研究稅制對(duì)中小企業(yè)發(fā)展的影響。而中小企業(yè)發(fā)展水平一般是用企業(yè)規(guī)模作為代理變量，所以研究主體就可簡化為稅制對(duì)中小企業(yè)規(guī)模的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

Backus等[2]認(rèn)為，較高的稅率同較低的資本產(chǎn)出比密切相關(guān)。Rossi-Hansberg和 Wright[3]認(rèn)為企業(yè)的資本額越高，其增長率同企業(yè)規(guī)模的下降速度就越快。也就是說，從稅率到企業(yè)規(guī)模分布和規(guī)模增長之間存在一個(gè)可能的因果關(guān)系。他們的研究表明企業(yè)的規(guī)模分布同公司稅率之間存在正相關(guān)關(guān)系。但是，這種觀點(diǎn)卻缺乏實(shí)證研究的支持。

Alesina 等[4]和Cummins 等[5]指出國家財(cái)政政策(包含稅收政策)可以對(duì)企業(yè)利潤和投資構(gòu)成一種驅(qū)動(dòng)力。Alfaro等[6]則指出國家財(cái)政政策(包含稅收政策)可以促進(jìn)企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張。

Chongvilaivan 和 Yothin[7]利用 OSIRIS 數(shù)據(jù)庫1997—2008年139個(gè)國家40 863個(gè)企業(yè)的跨國數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了公司稅率同企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系，結(jié)果表明，公司有效稅率①有效稅率(Effective Tax Rates)指的是納稅額同稅前收入的比率。同企業(yè)規(guī)模增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。但是單獨(dú)對(duì)發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)公司有效稅率同企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系不顯著，但他們并不認(rèn)為這種不顯著就意味著兩者不相關(guān)，相反，他們認(rèn)為，這更可能表明發(fā)展中國家稅收對(duì)企業(yè)規(guī)模的影響對(duì)數(shù)據(jù)來源、企業(yè)規(guī)模的度量、有效稅率的度量以及影子經(jīng)濟(jì)的存在比較敏感。

與Chongvilaivan和Yothin相反，Zimmerman[8]利用美國 1947—1981年 IRS數(shù)據(jù)和來自財(cái)政部的企業(yè)數(shù)據(jù)庫COMPUSTAT，實(shí)證研究了美國的企業(yè)規(guī)模同稅收之間的關(guān)系。Zimmerman 的研究源于Alchian 和 Kessel[9]與Jensen和 Meckhng[10]所提出的政治成本假說:②政治成本指額外的管制成本，包括較高的稅收等。規(guī)模大的企業(yè)比規(guī)模小的企業(yè)更容易受到政府的嚴(yán)格監(jiān)督和審查。只不過Zimmerman是把有效稅率作為政治成本的代理量。其研究結(jié)果與政治成本假說的含義基本一致，即，在大多數(shù)而非所有產(chǎn)業(yè)中，規(guī)模大的企業(yè)有較高的有效稅率。其中這種關(guān)系在石油和天然氣行業(yè)最為顯著，而在制造業(yè)顯得稍弱。因?yàn)槊绹氖吞烊粴猱a(chǎn)業(yè)受到政府和公眾的審查和監(jiān)督最為嚴(yán)格，所以Zimmerman認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模越大支付稅收就越多的原因在于規(guī)模大的企業(yè)遭到了政府和公眾更為嚴(yán)格的審查和監(jiān)督。Salamon和Siegfried[11]則認(rèn)為規(guī)模較大的企業(yè)比規(guī)模較小的企業(yè)因擁有無可比擬的政治和經(jīng)濟(jì)特權(quán)而有可能規(guī)避稅收負(fù)擔(dān)。Omer等[12]也驗(yàn)證了1980—1986年之間有效稅率同企業(yè)規(guī)模之間的關(guān)系，他們采用五個(gè)不同的稅收度量獲得的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)驗(yàn)證了Alchian和Kessel與Jensen和Meckhng提出的政治成本假說，支持了Zimmerman的結(jié)論。

Kim和Limpaphayom[13]對(duì) Zimmerman 的研究提出了不同的觀點(diǎn)，認(rèn)為Zimmerman用政治成本理論所做的解釋雖然適用于美國這樣的超級(jí)發(fā)達(dá)國家，卻可能不適用于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)和新興經(jīng)濟(jì)。正在經(jīng)歷工業(yè)化和快速經(jīng)濟(jì)增長的國家，企業(yè)規(guī)模和有效稅率之間的關(guān)系受到不同于發(fā)達(dá)國家的因素的影響。比如，在一些發(fā)展中國家可能不存在對(duì)于大規(guī)模企業(yè)的政治成本。事實(shí)恰恰相反，大企業(yè)可能受到更多的稅收偏護(hù)。因?yàn)?，正在?jīng)歷工業(yè)化國家的政府需要大企業(yè)的合作以實(shí)現(xiàn)國家制定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)?；诖?，Kim和Limpaphayom選用環(huán)太平洋的新興工業(yè)化國家或地區(qū)(包括中國香港、韓國、馬來西亞、中國臺(tái)灣和泰國)的數(shù)據(jù)研究企業(yè)規(guī)模同有效稅率之間的關(guān)系。他們的研究結(jié)果表明，存在著不能支持政治成本假說所提出的企業(yè)規(guī)模和稅收的正向關(guān)系的證據(jù)。特別地，他們發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模和有效稅率之間具有負(fù)向關(guān)系，這同Porcano[14]的研究結(jié)論一致。

Heshmati等[15]研究了有效公司稅率對(duì)企業(yè)規(guī)模分布的影響。他們在模型化這種關(guān)系時(shí)，既考慮了條件變量，也考慮了不可觀測的時(shí)間效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)效應(yīng)。他們的結(jié)果依賴于覆蓋整個(gè)瑞典經(jīng)濟(jì)的1973—2002年的數(shù)據(jù)，描述性結(jié)果表明，有效公司稅率隨企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)和時(shí)間的變化而變化。實(shí)證結(jié)果顯示，較小規(guī)模企業(yè)比較大規(guī)模企業(yè)具有更高的有效公司稅率;服務(wù)業(yè)部門比工業(yè)部門具有更高的有效公司稅率;有效公司稅率對(duì)大企業(yè)的規(guī)模分布具有負(fù)向影響，對(duì)交通運(yùn)輸、金融和服務(wù)業(yè)具有負(fù)向影響;而對(duì)制造業(yè)、電子產(chǎn)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有正向影響。因此他們認(rèn)為，有效公司稅率既影響企業(yè)規(guī)模分布，也影響產(chǎn)業(yè)組成。

通過上述的文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，已有的研究主要集中在稅率對(duì)企業(yè)規(guī)模的影響上，而未涉及稅收結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)規(guī)模的影響。這可能是由于國外發(fā)達(dá)國家的稅種安排已經(jīng)比較成熟穩(wěn)定，但是對(duì)于中國正在進(jìn)行的稅制改革可能缺乏指導(dǎo)意義。下面本文先對(duì)稅制影響中小企業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)機(jī)理進(jìn)行簡要分析，以期總結(jié)出稅制(特別是稅制中的稅收結(jié)構(gòu))對(duì)中小企業(yè)發(fā)展的影響。

三、稅制對(duì)中小企業(yè)發(fā)展的影響

政府對(duì)企業(yè)征稅，實(shí)際是對(duì)企業(yè)經(jīng)營結(jié)果最終分配過程的參與。不同的稅制或稅收結(jié)構(gòu)在一定程度上就決定了企業(yè)經(jīng)營成果不同的分配方式，從而構(gòu)成了影響企業(yè)經(jīng)營成果分配方式的一個(gè)重要因素。因?yàn)椴煌亩惙N參與企業(yè)經(jīng)營成果分配的環(huán)節(jié)不同，從而導(dǎo)致分配主體對(duì)企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的分擔(dān)也不同。又由于風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)程度是影響經(jīng)濟(jì)主體行為選擇的重要變量，所以稅制或稅收結(jié)構(gòu)就成為經(jīng)濟(jì)主體行為選擇的重要約束條件，既影響著企業(yè)利用盈余擴(kuò)大投資的規(guī)模及速度，也影響著政府的行為選擇(包括行為方式和行為習(xí)慣)，而后者又進(jìn)一步影響企業(yè)的融資能力、投資意愿和創(chuàng)新意愿、企業(yè)的發(fā)展規(guī)模和速度。當(dāng)然，企業(yè)的融資能力和投資意愿又影響企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和最終的市場競爭能力。

反過來，企業(yè)的發(fā)展規(guī)模和市場競爭能力也影響著政府從企業(yè)獲得稅收的多少?？梢姡愔苹蛘叨愂战Y(jié)構(gòu)同企業(yè)的發(fā)展息息相關(guān)，具有不可分割的密切聯(lián)系。

其一，稅制與中小企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)成本。從會(huì)計(jì)學(xué)上來講，企業(yè)的生產(chǎn)成本是由生產(chǎn)過程中實(shí)際消耗的直接材料、直接人工、其他直接支出和制造費(fèi)用等組成。而從經(jīng)濟(jì)學(xué)上來講，企業(yè)的生產(chǎn)成本包括從組織生產(chǎn)到產(chǎn)品生產(chǎn)的所有成本，其內(nèi)涵要比會(huì)計(jì)學(xué)上的生產(chǎn)成本寬泛得多。那么，對(duì)于直接稅(企業(yè)所得稅)來說，由于企業(yè)所得稅的應(yīng)納稅所得額為企業(yè)的收入總額減去各種成本、費(fèi)用、損失以及準(zhǔn)予扣除項(xiàng)目的金額，是對(duì)企業(yè)利潤總額征稅，具有不可轉(zhuǎn)嫁性，所以稅率的高低不影響產(chǎn)品成本。而對(duì)于間接稅(主要是增值稅)來講，增值稅的應(yīng)納稅額是流轉(zhuǎn)過程中的增值額。雖然實(shí)行的是價(jià)外稅，但是，由于進(jìn)項(xiàng)稅可抵扣，通過進(jìn)項(xiàng)稅的抵扣使上游企業(yè)的銷項(xiàng)稅進(jìn)入了本企業(yè)的產(chǎn)品成本;銷項(xiàng)稅雖然不能抵扣，但是，卻在銷售產(chǎn)品時(shí)進(jìn)入了下游企業(yè)的采購成本，由下游企業(yè)作為進(jìn)項(xiàng)稅額再進(jìn)行抵扣，直到最后作為最終產(chǎn)品的成本由末端購買者承擔(dān)。所以說，從產(chǎn)品的整個(gè)生產(chǎn)流通環(huán)節(jié)來說，增值稅增加了產(chǎn)品成本。因此，直接稅(企業(yè)所得稅)因不改變產(chǎn)品成本而不會(huì)改變產(chǎn)品銷售量，而間接稅(主要是增值稅)因提高產(chǎn)品成本而會(huì)降低產(chǎn)品銷售量。

其二，稅制與企業(yè)投資。企業(yè)的目標(biāo)是在一定的約束條件下實(shí)現(xiàn)利潤最大化，而企業(yè)投資是實(shí)現(xiàn)利潤最大化的一條重要途徑。通過對(duì)利潤最大化目標(biāo)的追求，可以使企業(yè)有更多的資金用于進(jìn)一步的投資，從而保持其自生能力和發(fā)展?jié)摿Α６愔茖?duì)企業(yè)投資的影響主要表現(xiàn)在投資收益和投資風(fēng)險(xiǎn)兩方面。從投資收益來看，由于稅收是對(duì)企業(yè)經(jīng)營成果的分配，所以稅率高低就直接影響著投資凈收益率的高低。從這一點(diǎn)來看，無論是直接稅(企業(yè)所得稅)還是間接稅(主要是增值稅)，都會(huì)降低企業(yè)投資的凈收益率，降低企業(yè)的投資額。從投資風(fēng)險(xiǎn)來看，直接稅和間接稅就有明顯差異。政府作為服務(wù)提供者從企業(yè)的經(jīng)營成果中參與一定比例的分配是合理的，但是同樣的分配數(shù)額會(huì)僅僅因?yàn)榉峙渲贫鹊牟煌a(chǎn)生不同的結(jié)果。對(duì)于直接稅(企業(yè)所得稅)來說，因?yàn)槭菍?duì)風(fēng)險(xiǎn)收益，即最終的企業(yè)利潤總額征稅，所以政府與企業(yè)一起共擔(dān)了風(fēng)險(xiǎn)。在這種情況下，政府出于財(cái)政收入穩(wěn)定甚至增加的考慮，希望企業(yè)利潤增加，以便在所得稅比率確定的條件下增加稅收額。其途徑要么是企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大，在利潤率不變甚至下降的情況下提高利潤總額;要么是企業(yè)規(guī)模不變而提高利潤率。無論哪種情況，政府都有積極性為企業(yè)提供力所能及的幫助和扶持，企業(yè)投資就會(huì)增加。

其三，稅制與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。稅制對(duì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的意愿會(huì)產(chǎn)生影響。撇開鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的優(yōu)惠措施不談，單單稅收的結(jié)構(gòu)就會(huì)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的意愿產(chǎn)生影響，這種影響是通過改變企業(yè)對(duì)未來的預(yù)期實(shí)現(xiàn)的。對(duì)于直接稅(企業(yè)所得稅)來說，應(yīng)稅所得為利潤總額，企業(yè)只有實(shí)現(xiàn)了盈利才需要交稅;而間接稅(主要是增值稅)的應(yīng)稅部分為企業(yè)的增值額，不管企業(yè)有沒有盈利都需要交稅。也就是說，對(duì)政府而言，前者是一種不確定收入，而后者則是一種相對(duì)穩(wěn)定的收入(相對(duì)于更加不確定的企業(yè)所得稅來說)，政府在直接稅制度下與企業(yè)一道承擔(dān)了部分風(fēng)險(xiǎn)。這兩種鮮明對(duì)比的稅收制度在企業(yè)經(jīng)營者心目中形成了強(qiáng)烈的預(yù)期，使得企業(yè)主更愿意在直接稅制度下進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提高企業(yè)的市場及國內(nèi)競爭力，而在間接稅制度下則缺乏進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的意愿，企業(yè)的市場競爭力也就難以提高。

綜合以上分析，筆者提出如下兩個(gè)命題:

命題1 同間接稅相比，直接稅更有利于中小企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大。

命題2 隨著中小企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，同間接稅相比，直接稅也更有利于國家來自中小企業(yè)稅收的增加。

四、計(jì)量模型與指標(biāo)選擇

1.基本估計(jì)模型

根據(jù)前文分析可知，稅制是通過改變資源配置和對(duì)企業(yè)家的激勵(lì)機(jī)制而間接影響中小企業(yè)的發(fā)展規(guī)模的。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)基本理論，市場需求水平和資金成本也影響中小企業(yè)的發(fā)展。除了這些外部因素以外，企業(yè)勞動(dòng)投入、資本投入、管理效率和管理水平更是直接影響其發(fā)展水平。據(jù)此，設(shè)定如下形式的面板數(shù)據(jù)模型:

其中，i表示地區(qū)，t表示時(shí)期。除了以上間接稅、直接稅等可觀測的變量對(duì)企業(yè)規(guī)模變量的影響之外，還存在一些未被觀測到的影響因素，這些觀測不到的影響因素可以分為三類:一類為不隨時(shí)間變化的地區(qū)效應(yīng)ui;一類為不隨地區(qū)變化的時(shí)間效應(yīng)ut;還有一類為隨地區(qū)和時(shí)間變化的效應(yīng)εit。其中ui和ut往往被稱為非觀測效應(yīng)，而εit則被稱為特異性誤差。非觀測地區(qū)效應(yīng)ui的影響又可以分為兩類:一類為固定效應(yīng)(FE)。此時(shí)，對(duì)每個(gè)橫截面i來講非觀測地區(qū)效應(yīng)ui都是一個(gè)尚待估計(jì)的參數(shù)，于是，ui就是第i個(gè)地區(qū)的截距，表示每個(gè)地區(qū)所特有的影響企業(yè)規(guī)模的因素。另外一類是隨機(jī)效應(yīng)(RE)。此時(shí)可將非觀測地區(qū)效應(yīng)ui和特異性誤差εit合并一起成為復(fù)合誤差項(xiàng)，定義為vit=ui+εit。因?yàn)槊總€(gè)時(shí)期非觀測地區(qū)效應(yīng)ui都是復(fù)合誤差的組成部分，所以在不同時(shí)期vit就應(yīng)該是時(shí)序相關(guān)的。為消除誤差中的時(shí)序相關(guān)，一般可以用可行廣義最小二乘法來對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。

2.指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

本文選取中小企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值(TIV)表示企業(yè)規(guī)模變量，也是被解釋變量;間接稅(IT)和直接稅(DT)為解釋變量;影響工業(yè)總產(chǎn)值的其他因素為控制變量，包括固定資產(chǎn)(FA)、流動(dòng)資產(chǎn)(CA)、從業(yè)人員數(shù)(PRA)、管理效率(ME)、管理水平(MC)、資金成本率(RCC)和市場需求(MD)。各變量的定義與符號(hào)如表1所示。

表1 變量定義與符號(hào)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)量如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)(2005—2010年)

本文原始數(shù)據(jù)來自《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005—2010年)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2005—2010年)和《中國稅務(wù)年鑒》(2005—2010年)，因?yàn)?005年以前沒有單獨(dú)統(tǒng)計(jì)中小工業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，所以只選取2005—2010年的數(shù)據(jù)。在全國31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市中，剔除了西藏自治區(qū)(因?yàn)槲鞑刈灾螀^(qū)數(shù)據(jù)缺失太多)。對(duì)于 IT、DT、FA、CA、MD等受價(jià)格因素影響的變量，需要將名義值折算成實(shí)際值，為此，本文利用各地區(qū)相應(yīng)年份的價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，以2005年為基期進(jìn)行了價(jià)格平減。這樣，每年共有30個(gè)省、自治區(qū)、直轄市進(jìn)入樣本，6年共計(jì)180個(gè)觀測值。

多重共線性檢驗(yàn)。本文使用方差膨脹因子(VIF)來判斷變量之間是否存在多重共線性。根據(jù)古扎拉蒂，如果方差膨脹因子大于10，說明變量間存在多重共線性，將使模型估計(jì)失真。自變量的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，變量 IT、DT、CA、FA、PRA、MD的方差膨脹因子VIF1都大于臨界值10，而其中的FA和MD尤其大，原因可能是FA與MC及MD與IT、DT、PRA高度相關(guān)有關(guān)，因此我們先將變量FA和MD剔除。剔除后的方差膨脹因子如表2中的VIF2所示，所有變量的方差膨脹因子都在臨界值之下，不再存在多重共線性問題。此時(shí)，模型(1)就變?yōu)?

五、實(shí)證結(jié)果及分析

對(duì)于本文的面板數(shù)據(jù)模型，在選擇模型的估計(jì)方法時(shí)，主要涉及兩類模型的識(shí)別判斷:一類是無個(gè)體影響的固定系數(shù)模型;一類是包含個(gè)體影響的變截距模型。而變截距模型又進(jìn)一步分為固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型。所以，在對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析之前，需要首先進(jìn)行檢驗(yàn)以確定采取混合OLS、固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)三種估計(jì)方法中的哪一種。具體的判斷準(zhǔn)則為:首先進(jìn)行F檢驗(yàn)，若個(gè)體效應(yīng)ui不顯著，那么就直接采用混合OLS估計(jì)方法;反之，如果個(gè)體效應(yīng)ui顯著地異于零，那么就需要采用固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型。如果選擇個(gè)體效應(yīng)，還需要進(jìn)一步進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)①Hausman檢驗(yàn)形式為:H=χ2[K]=[b－β]'－1[b－β]。這里b為固定效應(yīng)模型的估計(jì)系數(shù)，β為隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)系數(shù)。=Var[b]－Var[β]。H服從自由度為K的卡方分布(K為解釋變量的個(gè)數(shù)，不包括常數(shù)項(xiàng))。給定某一個(gè)顯著性水平，如果H大于臨界值，則接受固定效應(yīng)模型，否則就接受隨機(jī)效應(yīng)模型。以確定采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。

假設(shè)被解釋變量為yit，解釋變量的n維向量為x'it= (x1it，x2it，...xnit)，α為參數(shù)向量，K為橫截面?zhèn)€體數(shù)量，T為時(shí)期數(shù)，μit為殘差項(xiàng)，則前述三種面板數(shù)據(jù)模型一般表達(dá)式為:

yit=c+γi+αx'it+μit(i=1，2...，K;t=1，2，...，T)

如果截距項(xiàng)變?yōu)閏+γ，上述模型就是混合回歸模型;如果截距項(xiàng)為c+γi，該模型就是固定效應(yīng)模型;而如果截距項(xiàng)為常數(shù)c，隨機(jī)誤差項(xiàng)變?yōu)榉从硞€(gè)體差異的λi+μit，則該模型就成為隨機(jī)效應(yīng)模型。

首先，采用F檢驗(yàn)方法，得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為F(29，143)=19.29，拒絕了“個(gè)體效應(yīng)為零”的原假設(shè)，表明在混合OLS與固定效應(yīng)模型之間，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型;其次，χ2(29)=286.48，拒絕“個(gè)體效應(yīng)方差為零”的原假設(shè)，表明在混合OLS與隨機(jī)效應(yīng)模型之間，應(yīng)該選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。上述檢驗(yàn)表明，存在顯著的個(gè)體效應(yīng)。但究竟采用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，需要進(jìn)一步進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，得到檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的值為χ2(7)=34.14，相伴概率為0.00，不能拒絕固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)量沒有實(shí)質(zhì)性差異的零假設(shè)，所以應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 檢驗(yàn)結(jié)果

為了考察中小企業(yè)資本和勞動(dòng)的投入情況，本文在回歸中分別加入了資本和勞動(dòng)投入的平方項(xiàng)。從回歸結(jié)果可以看出，如果不考慮控制變量對(duì)被解釋變量即中小企業(yè)規(guī)模LnTIV的影響，間接稅變量與中小企業(yè)規(guī)模變量的關(guān)系系數(shù)為0.17，直接稅變量與中小企業(yè)規(guī)模變量關(guān)系系數(shù)為0.48，后者為前者的近3倍。未加入全部控制變量之前，直接稅變量與中小企業(yè)規(guī)模變量關(guān)系系數(shù)是間接稅變量與中小企業(yè)規(guī)模變量的關(guān)系系數(shù)的2倍左右，而考慮了所有解釋變量之后，前者為后者的4倍多。

從短期來看，中小企業(yè)規(guī)模和稅制之間的關(guān)系應(yīng)該好像是先有中小企業(yè)的產(chǎn)值(企業(yè)規(guī)模)，然后稅務(wù)部門才能對(duì)中小企業(yè)征稅。但是從長期來看，事實(shí)并非如此，因?yàn)橄乱荒甓愂战Y(jié)構(gòu)和各種稅的稅率，對(duì)于中小企業(yè)而言都是已知數(shù)據(jù)，根據(jù)理性預(yù)期理論，每個(gè)中小企業(yè)都會(huì)根據(jù)已知的稅收結(jié)構(gòu)和稅率情況做出合理的預(yù)期，或者叫適應(yīng)性預(yù)期，并根據(jù)預(yù)期做出各自的行為選擇。

實(shí)際上，不但中小企業(yè)對(duì)稅收結(jié)構(gòu)和稅率的理性預(yù)期是中小企業(yè)行為的約束條件，對(duì)于缺乏發(fā)展和運(yùn)營資金的中小工業(yè)企業(yè)來講，稅收金額本身也構(gòu)成了它們的約束條件，影響著中小企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略決策和企業(yè)的規(guī)模。

因此，可以認(rèn)為，解釋變量間接稅LnIT和直接稅LnDT的系數(shù)大小在一定程度上反映了它們各自對(duì)中小企業(yè)規(guī)模的影響力大小。如此看來，直接稅對(duì)中小企業(yè)規(guī)模的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于間接稅對(duì)中小企業(yè)規(guī)模的影響。又因?yàn)橄禂?shù)符號(hào)為正，所以，可以得出結(jié)論，直接稅對(duì)中小企業(yè)規(guī)模正向影響要比間接稅正向影響大，即，同間接稅相比，直接稅更有利于中小企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大。

同時(shí)，從直接稅同中小企業(yè)規(guī)模比間接稅同中小企業(yè)規(guī)模更大的正向關(guān)系亦可得知，隨著中小企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，同間接稅相比，直接稅也更有利于國家來自中小企業(yè)稅收的增加。

根據(jù)模型3和模型5可知，中小企業(yè)規(guī)模同資本投入和勞動(dòng)投入之間均呈倒U型關(guān)系。并且容易計(jì)算出，勞動(dòng)投入在倒U型曲線的右半段，即下降區(qū)間，表明中小企業(yè)勞動(dòng)呈過度投入狀態(tài);而資本投入在倒U型曲線的左半段，即上升區(qū)間，表明中小企業(yè)資本呈不足狀態(tài)。也就是說，同勞動(dòng)投入相比，資本投入不足是中小企業(yè)發(fā)展的嚴(yán)重制約因素。另外，從模型6可以看出，變量LnCA的估計(jì)系數(shù)均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于變量LnPRA的估計(jì)系數(shù)，這表明，加大中小企業(yè)的資本投入對(duì)中小企業(yè)發(fā)展非常有利。①從保障就業(yè)角度考慮，不能因?yàn)閯趧?dòng)過度投入而減少之。況且，文中資本和勞動(dòng)的平方項(xiàng)是分別加入的，綜合考慮，實(shí)際上勞動(dòng)起到了對(duì)資本不足部分的替代作用。

六、結(jié) 論

本文利用中國中小工業(yè)企業(yè)2005—2010年的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了稅收結(jié)構(gòu)與中小企業(yè)發(fā)展的關(guān)系，主要結(jié)論如下:

第一，直接稅對(duì)中小企業(yè)規(guī)模的正向影響要比間接稅的正向影響大，即，同間接稅相比，直接稅更有利于中小企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大。

據(jù)此，從促進(jìn)中小企業(yè)發(fā)展壯大的角度來講，征收直接稅(即企業(yè)所得稅)而非間接稅(主要是增值稅)是較為有利的選擇。

第二，隨著中小企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，同間接稅相比，直接稅也更有利于國家來自中小企業(yè)稅收的增加。

第三，同勞動(dòng)投入相比，資本投入不足是中小企業(yè)發(fā)展的嚴(yán)重制約因素。加大中小企業(yè)的資本投入對(duì)中小企業(yè)發(fā)展非常有利。

第四，資本成本率的估計(jì)系數(shù)較大，說明它是中小企業(yè)規(guī)模擴(kuò)大的一個(gè)重要制約因素，也說明中小企業(yè)融資成本較高或者融資比較難。

綜上可知，改變目前對(duì)中小企業(yè)的稅收結(jié)構(gòu)，逐步提高直接稅稅率，同時(shí)逐步降低直至取消間接稅稅率是有利于中小企業(yè)發(fā)展壯大的。

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