2020第46卷第1期
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2. 西南大学 经济管理学院，重庆 400715
2. College of Economics and Management，Southwest University，Chongqing 400715，China
一、引 言
作为供给侧结构性改革的重要内容，“降成本”关乎国民经济的转型和社会的长远发展，因而具有重要意义。作为“降成本”的重要组成部分，减税受到广泛关注。税收是地方政府财政收入的重要来源，地方政府的税收行为特征直接关系到企业的税收负担，影响“降成本”的效果。因此，剖析地方政府的税收行为特征对于“降成本”具有较强的现实与理论意义。
从理论上讲，如果其他因素保持不变，税收的增长速度与GDP的增长速度应大致一致（周黎安等，2012）。然而，在大部分年份，我国税收收入和企业所得税收入的增长速度大于GDP的增长速度（见图1）。为了解释我国税收超GDP增长这一现象，现有研究提出了“征管空间论”（高培勇，2006）、“中央征管集权论”（王剑锋，2008）以及“纵向税收分权契约论”（吕冰洋和郭庆旺，2011）等。不可忽视的是，作为征税主体，地方政府扮演了重要的角色，对企业存在较强的税收依赖。一方面，地方政府承担了较多的政策性负担，面临较大的财政压力。为了完成刚性的税收任务并缓解自身的财政压力，地方政府很难降低自身对企业的税收需求，从而存在较强的税收依赖。另一方面，现阶段地方政府对税收政策有着较大的自由裁量权，税收征管存在较大的弹性和选择性（范子英和田彬彬，2013），这也为地方政府的税收依赖行为提供了条件。
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| 图 1 中国GDP增长率与税收收入增长率 |
税收依赖行为可能导致地方政府有以下几种表现：第一，税收依赖行为会强化地方政府对企业的税收干预。陈冬等（2016）发现，在经济下行期，政府对税收的行政介入降低了国有企业的避税程度，从而保障了税收任务的完成。第二，税收依赖行为会使地方政府加强对企业的税收征管。陈晓光（2016）发现，在地方财政压力增大时，税收征管会增强。2012年，山东临沂提出县域地方财政收入的“三年倍增计划”，但在经济下行、税收放缓的背景下，税收目标难以实现。除了出台一系列奖励措施外，临沂各地还采取了从严征管、查缺补漏等方式。①第三，如果预期无法完成税收任务，所得税依赖行为会使地方政府向企业多征或提前征收税款。2013年，广东、山东等省发布的审计结果显示，部分县市多征或提前征收税款，以保证税收任务的完成。②第四，地方政府会推动高税行业的发展。曹广忠等（2007）发现，为了追求政绩和保障财政收入，地方政府会以低价出让土地等形式，大力支持高税行业的发展。综上所述，地方政府的税收依赖行为可能会加重企业税负，具体表现为：在业绩下降的情况下，企业的所得税并没有同比例减少。
Anderson等（2003）最早引入经济学中的粘性概念，发现当业务量等额增减变动时，成本减少的幅度小于成本增加的幅度，将此现象描述为费用粘性。企业所得税是应纳税所得额和所得税税率的乘积。王百强等（2018）发现，我国上市公司的纳税支出存在粘性现象。但作为盈利主体，企业在利润下降时缺乏保持较高税收水平的动机。因此，所得税粘性的成因可能有别于现有研究关注的成本粘性（王百强等，2018）。值得注意的是，税收不仅是企业的主要支出，也是地方财政收入的重要来源，从地方政府的角度来解释这种现象具有较强的现实意义。地方政府在经济社会发展中的行为选择是差异化的（马万里和李齐云，2017）。为了实现自身利益最大化，地方政府对企业的所得税依赖行为也存在差异。在业绩下降的背景下，一方面，地方政府有动机对国有企业“雪中送炭”，减弱对国有企业的所得税依赖，改善企业财务弹性。否则，一旦国有企业陷入财务困境，可能导致地方政府承担更重的政策性负担。另一方面，虽然国有企业面临业绩下降，但是政府不得不依赖国有企业实现财政收入增长和税收目标。地方政府可能通过行政介入将压力转嫁给国有企业，导致国有企业在业绩下降时仍会面临较重的所得税负担，此时地方政府对国有企业表现为“雪上加霜”。因此，充分理解地方政府的所得税依赖行为，有利于识别出“降成本”过程中存在的障碍，保证“降成本”政策的贯彻落实。
基于此，本文选择2003—2016年A股上市公司作为研究样本，以企业所得税粘性来度量地方政府的所得税依赖行为，主要研究了以下几个问题：第一，在企业业绩下降的背景下，地方政府的所得税依赖行为是否因企业的产权性质和控制层级而存在差异？第二，晋升压力、财政压力、经济周期、地方国企比例以及政府干预程度是否对地方政府的所得税依赖行为具有调节作用？第三，在所得税依赖更多的同时，地方政府是否会变相地给予企业更多的财政补贴？
本文研究表明，在息税前利润下降的背景下，与非国有企业，地方政府对国有企业存在更多的所得税依赖。同时，与中央国有企业相比，地方政府对地方国有企业的所得税依赖更加严重。地方政府对国有企业尤其是地方国有企业更多地表现出“雪上加霜”。进一步研究发现，晋升压力和财政压力会强化地方政府对国有企业尤其是地方国有企业的所得税依赖。在经济下行期、国企比例较低和政府干预较多的地区，地方政府对国有企业尤其是地方国有企业的所得税依赖更加显著。此外，地方政府给予存在更多所得税依赖的国有企业更多的财政补贴，剔除财政补贴的影响后，研究结论保持不变。
本文的主要贡献体现在：第一，基于Anderson等（2003）以及王百强等（2018）的研究，从地方政府的角度来分析企业的所得税粘性，以此来度量地方政府的所得税依赖行为，从而丰富了所得税粘性的研究内容和地方政府税收行为的研究方法。第二，本文发现地方政府的所得税依赖在国有企业尤其是地方国有企业中表现得更加明显，并进一步分析了晋升压力、财政压力等可能导致地方政府所得税依赖行为产生差异的因素，从而丰富了产权性质和地方政府所得税依赖行为的研究内容。第三，本文发现地方政府给予所得税依赖更多的国有企业更多的财政补贴，从而加深了对地方政府和国有企业之间投桃报李、相互扶持关系的理解。
二、制度背景与研究假设
（一）制度背景
改革开放以来，中国政府官员的考核与选拔标准由关注政治表现转变为关注经济绩效（Blanchard和Shleifer，2001；Li和Zhou，2005；周黎安，2007）。同时，中国地方官员的人事控制权在中央政府手中。因此，官员对晋升的关注成为地方政府发展当地经济的重要激励机制（Li和Zhou，2005）。在以经济指标为核心的晋升锦标赛中，为了获得晋升机会、积累政治资本，地方官员不得不大力发展当地经济。经济发展必然伴随大量的资本投入，突出的政绩需要资本的支持，从而地方政府有动机实现财政收入最大化。尤其是分税制改革后，中央政府集中了部分财权，地方政府则承担着大部分的地方公共支出。这造成地方政府的财政收入和支出责任不匹配，增强了其获取财政收入的积极性。税收收入是财政收入的重要组成部分，是考核地方官员的硬性指标（陈冬等，2016）。因此，在晋升压力和财政压力的双重影响下，地方政府有很强的税收需求。在中国，地方政府虽没有税收立法权，但对税收政策有很大的自由裁量权（范子英和田彬彬，2013）。与其他税收相比，企业应税所得的确认比较复杂，并受到企业经营活动、税收优惠等多种因素影响（Hanlon和Heitzman，2010）。这为地方政府的弹性税收征管创造了条件，也为其所得税依赖行为提供了基础。
（二）企业产权性质与地方政府所得税依赖
政府作为实际控制人对国有企业具有天然的“父爱主义”，有动机对其施以“援助之手”，使其享受多方面的优待；但同时，地方政府又不得不依赖国有企业，对其施以“攫取之手”，以实现地区经济发展和政治晋升目标。地方政府对国有企业可能存在更多的所得税依赖，这是因为：第一，由于产权的天然联系，国有企业容易受到地方政府的干预，税收行为也会受到影响。国有企业是政府为弥补市场失灵而有意的制度安排，旨在为市场的有效运转提供更加可靠的基础条件（马万里和李齐云，2017），帮助政府实现社会利益最大化（Fan等，2007；吴联生，2009）。在中国官员考核机制下，税收任务具有刚性。虽然国有企业通过增加投资（程仲鸣等，2008）、超额雇员（曾庆生和陈信元，2006）等也可以支持地方政府，但是这些支持并不能代替刚性的税收任务。第二，国企高管通常由上级政府主管部门任命或委派，政府对国有企业的管理者存在行政上的“超强控制”（何浚，1998）。国企高管和政府官员之间紧密的政治联系使政府与国企之间的信息不对称程度相对较小，与非国有企业相比，国有企业高管更容易被说服，从而帮助政府完成政治任务。第三，国企高管的薪酬业绩敏感性较弱（陈冬华等，2005；方军雄，2009），有动机帮助政府实现政治目标和财政目标。相比而言，地方政府对非国有企业的影响比较有限。非国有企业和地方政府在税收问题上存在利益分配，非国有企业税负的高低对企业业绩和管理者考核存在直接的影响。据此，本文提出以下假设：
假设1：与非国有企业相比，地方政府对国有企业存在更多的所得税依赖。
（三）国有企业控制层级与地方政府所得税依赖
由于在税收征管和行政介入上存在差异，地方政府对地方国有企业和中央国有企业的所得税依赖可能有所不同。与地方国有企业相比，地方政府对中央国有企业难以存在较强的所得税依赖，这是因为：第一，央企直接由中央政府管辖，政治级别通常较高，地方政府向央企寻求税收支持的话语权不足。第二，中央政府既是央企的实际控制人，也是央企上缴所得税的所有者，两者的联系比较紧密，而地方政府与央企的联系则比较松散。央企经过申请可以实施总部汇算清缴，这会进一步弱化央企与地方政府之间的联系。第三，央企大多属于国家经济的支柱性产业，为了保证国家战略的实施，不易成为扩充财政收入的对象，中央政府反而倾向于为其提供融资、经营和税收等方面的支持。第四，央企资本具有较高的流动性，容易利用关联交易来降低自身的税收负担，央企向地方政府谋求更多税收优惠和更宽松税收征管的动机更强（刘骏和刘峰，2014）。相比而言，地方国有企业的税收行为比较容易受到地方政府税收政策的影响和地方政府的干预（曹书军等，2009）。据此，本文提出以下假设：
假设2：与中央国有企业相比，地方政府对地方国有企业存在更多的所得税依赖。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文计算息税前利润变化与所得税变化需要使用滞后一期数据，且CSMAR数据库中的产权性质和国企控制层级数据从2003年开始披露，因此本文的样本期间为2002—2016年。其中，控制人性质、国企控制层级以及财务数据来自CSMAR数据库，所得税费用、递延所得税资产、递延所得税负债、息税前利润、GDP增长率以及地方财政收入和财政支出数据来自WIND数据库，其他数据来自国家统计年鉴。
本文按照以下标准对初始样本做了处理：（1）剔除样本期内所得税为负的公司；（2）剔除样本期内息税前利润为负的公司；（3）剔除金融行业的公司；（4）剔除数据存在缺失的公司；（5）为了避免异常值的影响，对连续变量进行上下1%的缩尾处理。最后，本文得到了16 653个样本。
（二）模型设定与变量定义
结合Anderson等（2003）模型中提出的粘性概念，本文将政府所得税依赖描述为息税前利润下降时，企业所得税没有等比例下降的现象。本文基于企业产权性质和控制层级来分析地方政府所得税依赖行为的差异。首先，根据Anderson等（2003）的研究方法，我们建立了如下的基本计量模型：
| $ \begin{aligned} {\rm{Ln}} \left( {\displaystyle\frac{{{Tax_{it}}}}{{{Tax_{it - 1}}}}} \right) =& {\beta _0} + {\beta _1} {\rm{Ln}} \left( {\frac{{{EBIT_{it}}}}{{{EBIT_{it - 1}}}}} \right) + {\beta _2} \times {Dec_{it}} \times {\rm{Ln}} \left( {\frac{{{EBIT_{it}}}}{{{EBIT_{it - 1}}}}} \right)\\ & + \sum {Ind} + \sum {Year} + \sum {Province} + \varepsilon_{it} \end{aligned} $ | (1) |
其中，Ln（Taxit/Taxit−1）表示当期与上一期所得税的自然对数之差，其中所得税使用所得税费用减去递延所得税费用来衡量。Ln（EBITit/EBITit−1）表示当期和上一期息税前利润的自然对数之差。如果当期息税前利润下降，则Decit取值为1，否则为0。本文还控制了行业（Ind）、年份（Year）和地区（Province）的影响。结合Anderson等（2003）的成本粘性模型，如果β2显著为负，则说明地方政府对企业存在所得税依赖，而且其绝对值越大，依赖程度就越大。根据上文提出的研究假设，本文进一步从企业的产权性质、控制层级等角度对β2展开分析。借鉴Banker等（2013）的方法，我们建立了如下的地方政府所得税依赖系数β2的影响因素模型：
| $ \begin{aligned} {\beta _{2it}} = &{\lambda _0} + {\lambda _1} {SOE_{it}} \left( {Local_{it}} \right) + {\lambda _2}{SIZE_{it}} + {\lambda _3}{EM_{it}} + {\lambda _4}{ROA_{it}} + {\lambda _5}{LEV_{it}} + {\lambda _6}{PPE_{it}} + {\lambda _7}{INDE_{it}}\\ \;\;\;\;\; &+ {\lambda _8}{MB_{it}} + {\lambda _9}{Rank_{it-1}} + {\lambda _{10}}{TE_{it}} + {\lambda _{11}}{HHI_{it}} + {\lambda _{12}}{SRZC_{it}} + {\lambda _{13}}{GDPgro_{it}} + {\nu_{it}} \end{aligned} $ | (2) |
其中，除了产权性质变量SOEit和控制层级变量Localit外，本文借鉴吴联生（2009）以及陈冬等（2016）的研究，控制了企业的规模（SIZE）、盈利水平（ROA）、财务杠杆（LEV）、资本密集度（PPE）、存货密集度（INDE）、投资机会（MB）和盈余管理（EM）等因素。同时，本文还控制了可能影响地方政府所得税依赖行为的上一年GDP排名（Rank）、GDP增长率（GDPgro）、财政收入支出比（SRZC）、税收征管强度（TE）和市场竞争程度（HHI）。变量定义见表1。
| 变量名称 | 变量符号 | 变量定义 |
| 所得税费用变动 | Ln（Taxit/Taxit−1） | 当期与上一期所得税费用的自然对数之差 |
| 息税前利润变动 | Ln（EBITit/EBITit−1） | 当期与上一期息税前利润的自然对数之差 |
| 当期息税前利润下降 | Decit | 当期息税前利润下降则为1，否则为0 |
| 产权性质 | SOEit | 国有企业为1，非国有企业为0 |
| 控制层级 | Localit | 地方国有企业为1，中央国有企业为0 |
| 企业规模 | SIZEit | 期末总资产的自然对数 |
| 盈余管理 | EMit | 使用Dechow和Dichev（2002）的模型计算DA，不取绝对值 |
| 盈利能力 | ROAit | 税前利润/总资产 |
| 财务杠杆 | LEVit | 期末负债总额/期末资产总额 |
| 资本密集度 | PPEit | 期末固定资产净值与期末资产总额的比值 |
| 存货密集度 | INDEit | 期末存货余额与期末资产总额的比值 |
| 投资机会 | MBit | 期末股票市场收盘价×流通在外的普通股股数/期末所有者权益 |
| GDP排名 | Rankit−1 | 上市公司所在地区上一年GDP在全国的排名 |
| 税收征管 | TEit | 借鉴叶康涛和刘行（2011）的方法，使用各地区实际税收收入与预期税收收入之比来度量 |
| 市场竞争程度 | HHIit | 使用赫芬达尔指数（HHI）来度量，HHI=Σ（Xi/X）2 ，其中X=ΣXi，Xi为公司营业收入 |
| 财政收入支出比 | SRZCit | 财政收入/财政支出 |
| GDP增长率 | GDPgroit | 当期GDP与上一期相比的增长率 |
| 行业 | Ind | 行业虚拟变量 |
| 年份 | Year | 年份虚拟变量 |
| 地区 | Province | 省份虚拟变量 |
模型（2）不能直接进行回归，需要将其引入模型（1）中，以控制其他因素对系数β2的影响，我们最终得到如下的计量模型：
| $ \begin{aligned} {\rm{Ln}} &\left( {\displaystyle\frac{{{Tax_{it}}}}{{{Tax_{it - 1}}}}} \right) = {\beta _0} + {\beta _1} {\rm{Ln}} \left( {\displaystyle\frac{{{EBIT_{it}}}}{{{EBIT_{it - 1}}}}} \right) + ({\lambda _0} + {\lambda _1} {SOE_{it}} \left( {Local_{it}} \right) + {\lambda _2} {SIZE_{it}} + {\lambda _3}{EM_{it}} + {\lambda _4}{ROA_{it}}\\ & \quad + {\lambda _5}{LEV_{it}} + {\lambda _6}{PPE_{it}} + {\lambda _7}{INDE_{it}} + {\lambda _8}{MB_{it}} + {\lambda _9}Ran{k_{it - 1}} + {\lambda _{10}}{TE_{it}} + {\lambda _{11}}{HHI_{it}} + {\lambda _{12}}{SRZC_{it}}\\ & \quad + {\lambda _{13}}{GDPgro_{it}} + {\nu_{it}}) \times {Dec_{it}} \times {\rm{Ln}} \left( {\displaystyle\frac{{{EBIT_{it}}}}{{{EBIT_{it - 1}}}}} \right) + {\sum {Ind}} + {\sum {Year}} + {\sum {Province}} + {\varepsilon_{it}} \end{aligned} $ | (3) |
四、实证检验
（一）描述性统计
本文主要变量的描述性统计结果（见表2）显示，当期息税前利润下降的企业比例为35.90%，样本中50.81%为国有企业，国有企业中69.97%为地方国有企业。晋升压力变量Score的均值为1.0259，财政压力变量Finpre的均值为0.4606，经济周期变量GDPd的均值为0.4725，国有企业占比变量Soemain和地方国有企业占比变量Localmain的均值分别为0.5081和0.7064，政府干预变量Weak的均值为0.4590。
| 变量 | 样本量 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 25%分位数 | 中位数 | 75%分位数 | 最大值 |
| Ln（Taxit/Taxit−1） | 16 653 | 0.1381 | 0.8724 | −2.6461 | −0.2448 | 0.1189 | 0.4723 | 3.6139 |
| Ln（EBITit/EBITit−1） | 16 653 | 0.0906 | 0.6755 | −2.2907 | −0.1703 | 0.1243 | 0.3648 | 2.3762 |
| Decit | 16 653 | 0.3590 | 0.4797 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
| SOEit | 16 653 | 0.5081 | 0.4999 | 0 | 0 | 1 | 1 | 1 |
| Localit | 8 461 | 0.6997 | 0.4584 | 0 | 0 | 1 | 1 | 1 |
| Scoreit | 16 653 | 1.0259 | 0.7929 | 0 | 0 | 1 | 2 | 3 |
| Finpreit | 16 653 | 0.4606 | 0.4985 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
| GDPdit | 16 653 | 0.4725 | 0.4993 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
| Soemainit | 16 653 | 0.5081 | 0.2031 | 0 | 0.3279 | 0.5000 | 0.6667 | 1 |
| Localmainit | 16 653 | 0.7064 | 0.1744 | 0 | 0.6346 | 0.7258 | 0.8182 | 1 |
| Weakit | 16 653 | 0.4590 | 0.4983 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
| SIZEit | 16 653 | 21.8838 | 1.2085 | 19.7432 | 21.0023 | 21.7071 | 22.5621 | 25.7996 |
| EMit | 16 653 | 0.0069 | 0.1617 | −0.6528 | −0.0529 | 0.0040 | 0.0614 | 0.7002 |
| ROAit | 16 653 | 0.0507 | 0.0394 | 0.0010 | 0.0216 | 0.0418 | 0.0695 | 0.1964 |
| LEVit | 16 653 | 0.4397 | 0.1999 | 0.0490 | 0.2849 | 0.4455 | 0.5970 | 0.8485 |
| PPEit | 16 653 | 0.2465 | 0.1748 | 0.0029 | 0.1107 | 0.2132 | 0.3511 | 0.7542 |
| INDEit | 16 653 | 0.1669 | 0.1530 | 0.0000 | 0.0653 | 0.1287 | 0.2131 | 0.7513 |
| MBit | 16 653 | 2.0312 | 1.7707 | 0.2302 | 0.8423 | 1.4893 | 2.5708 | 9.7259 |
| Rankit−1 | 16 653 | 9.2864 | 7.5603 | 1 | 3 | 8 | 13 | 31 |
| TEit | 16 653 | 0.9976 | 0.1913 | 0.3489 | 0.8495 | 0.9881 | 1.0940 | 1.6649 |
| HHIit | 16 653 | 0.0091 | 0.0603 | 0.0000 | 0.0000 | 0.0001 | 0.0007 | 1.0000 |
| SRZCit | 16 653 | 0.6717 | 0.2001 | 0.0559 | 0.4682 | 0.7407 | 0.8419 | 0.9509 |
| GDPgroit | 16 653 | 0.1314 | 0.0588 | −0.2333 | 0.0841 | 0.1195 | 0.1770 | 0.3227 |
（二）回归检验
本文首先利用模型（1）考察了地方政府对企业是否存在所得税依赖，结果见表3中列（1）。可以看到，在所有样本公司中，当息税前利润增加1%时，所得税费用增加0.743%；而当息税前利润减少1%时，所得税费用减少0.516%。两者的差异为β2，即−0.227%。β2显著为负，表明息税前利润上升时企业所得税增加的比例大于息税前利润下降时企业所得税减少的比例，地方政府对企业存在“雪上加霜”。本文利用模型（3）检验了政府的所得税依赖行为是否因企业产权性质而存在差异。结果如表3中列（2）所示，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数λ1显著为负，表明地方政府对国有企业存在更多的所得税依赖，假设1得到验证。
| Ln（Taxit/Taxit−1） | ||||
| （1）全样本 | （2）全样本 | （3）国有企业 | （4）国有企业 | |
| Ln（EBITit/EBITit−1） | 0.743*** | 0.724*** | 0.686*** | 0.657*** |
| （51.59） | （50.16） | （31.92） | （30.48） | |
| Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.227*** | −0.202* | −0.218*** | −0.21 |
| （−9.61） | （−1.84） | （−6.08） | （−1.27） | |
| SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.089*** | |||
| （−2.99） | ||||
| Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.120*** | |||
| （−2.68） | ||||
| cons | 0.109* | 0.146** | 0.04 | 0.09 |
| （1.81） | （2.43） | （0.46） | （1.07） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 地区 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 16 653 | 16 653 | 8 461 | 8 461 |
| adj. R2 | 0.268 | 0.278 | 0.223 | 0.237 |
| F值 | 68.12 | 62.56 | 28.97 | 27.27 |
| 注：括号内为t值，*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著，下表同。 | ||||
为了检验假设2，本文利用模型（3），从控制层级角度进行了分析，结果见表3中列（3）和列（4）。列（3）结果显示，在国有企业样本中，当息税前利润增加1%时，所得税增加0.686%；而当息税前利润下降1%时，所得税下降0.468%。两者的差异为β2，即−0.218%，在1%的水平上显著。列（4）中Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数显著为负，表明与中央国有企业相比，地方政府对地方国有企业存在更多的所得税依赖。
（三）进一步研究
1. 晋升压力与地方政府所得税依赖
晋升压力是官员追求经济增长的激励机制（陈菁和李建发，2015），在晋升压力较大的地区，地方政府不得不更多地依靠可控制的资源来完成税收任务，因而对国有企业可能存在更强的所得税依赖。本文进一步检验了晋升压力是否会强化地方政府对国有企业的所得税依赖。借鉴钱先航等（2011）以及陈菁和李建发（2015）的方法，本文将我国分为七大地区，③从GDP增长率、财政盈余和失业率三个方面构建了地方政府官员的晋升压力指标。如果省份的总分数大于地区中位数，则晋升压力指标Score取值为1，否则为0。为了避免内生性问题，本文以滞后一期的晋升压力指标即Scoreit−1进行了分组回归。
表4中列（1）—列（4）结果显示，在晋升压力较大的地区，即Scoreit−1=1时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）和Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在1%的水平上显著为负；而在晋升压力较小的地区，即Scoreit−1=0时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）和Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数不显著。这表明，在晋升压力较大的地区，地方政府对国有企业尤其是地方国有企业存在更强的所得税依赖；而在晋升压力较小的地区，地方政府的所得税依赖行为不明显。
| Ln（Taxit/Taxit−1） | ||||||||
| 全样本 | 国有企业 | 全样本 | 国有企业 | |||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | |
| 晋升压力大 | 晋升压力小 | 晋升压力大 | 晋升压力小 | 财政压力大 | 财政压力小 | 财政压力大 | 财政压力小 | |
| Scoreit−1=1 | Scoreit−1=0 | Scoreit−1=1 | Scoreit−1=0 | Finpreit=1 | Finpreit=0 | Finpreit=1 | Finpreit=0 | |
| Ln（EBITit/EBITit−1） | 0.741*** | 0.714*** | 0.687*** | 0.637*** | 0.713*** | 0.728*** | 0.644*** | 0.671*** |
| （27.27） | （41.86） | （18.28） | （23.93） | （32.37） | （38.38） | （21.08） | （22.13） | |
| Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.179 | −0.131 | −0.259 | 0.123 | −0.000 | 0.185 | −0.045 | 0.594 |
| （−1.08） | （−0.79） | （−1.03） | （0.50） | （−0.00） | （−0.57） | （−0.20） | （−1.07） | |
| SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.200*** | −0.031 | −0.123*** | −0.071* | ||||
| （−3.46） | （−0.87） | （−2.72） | （−1.76） | |||||
| Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.261*** | −0.047 | −0.185*** | −0.005 | ||||
| （−3.35） | （−0.83） | （−2.87） | （−0.08） | |||||
| cons | −0.108 | 0.220*** | −0.212 | 0.199* | −0.007 | 0.322*** | −0.073 | 0.296** |
| （−0.84） | （2.97） | （−1.23） | （1.88） | （−0.07） | （2.69） | （−0.51） | （2.04） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 地区 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 4 939 | 11 714 | 2 851 | 5 610 | 7 670 | 8 983 | 4 416 | 4 045 |
| adj. R2 | 0.270 | 0.283 | 0.229 | 0.241 | 0.264 | 0.295 | 0.238 | 0.242 |
| F值 | 19.49 | 46.79 | 10.12 | 19.57 | 29.91 | 48.02 | 15.97 | 18.18 |
2. 财政压力与地方政府所得税依赖
除了面临政绩考核，具有较大的晋升压力外，地方政府还需要承担大量的基础设施建设等社会性任务，从而对财政资金存在较大的需求。地方政府的财政压力可能被转嫁给国有企业。借鉴于文超等（2018）的研究，本文采用财政盈余来度量财政压力，财政盈余=（地方财政收入—地方财政支出）/地方财政收入。如果省份当年的财政盈余小于地区中位数，则财政压力指标Finpreit取值为1，否则为0。本文通过分组回归检验了财政压力是否会强化地方政府的所得税依赖。
表4中列（5）—列（8）结果显示，在财政压力较大的地区，即Finpreit=1时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在1%的水平上显著为负；而在财政压力较小的地区，即Finpreit=0时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在10%的水平上显著为负。这一变量的系数在财政压力较大组为−0.123，在财政压力较小组为−0.071，Chow检验显示前者显著小于后者。当Finpreit=1时，Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在1%的水平上显著为负；而当Finpreit=0时，Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数不显著。上述结果表明，财政压力强化了地方政府对国有企业尤其是地方国有企业的所得税依赖。
3. 经济周期与地方政府所得税依赖
在经济下行期，政府的税收压力和财政支出压力增加（陈冬等，2016），这可能导致地方政府对企业存在更强的所得税依赖。借鉴陈冬等（2016）的方法，如果GDP增长速度小于样本期内的中位数，则GDPdit取值为1，否则为0。本文通过分组回归检验了经济周期对地方政府所得税依赖行为的影响。
由表5中列（1）—列（4）结果可知，在经济下行期，即GDPdit=1时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）和Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数显著为负，说明地方政府对国有企业尤其是地方国有企业存在较强的所得税依赖；而在经济上行期，即GDPdit=0时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）和Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数不显著，说明地方政府对国有企业和地方国有企业的所得税依赖不明显。
| Ln（Taxit/Taxit−1） | ||||||||||||
| 全样本 | 国有企业 | 全样本 | 国有企业 | 全样本 | 国有企业 | |||||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | （9） | （10） | （11） | （12） | |
| 经济
下行期 |
经济
上行期 |
经济
下行期 |
经济
上行期 |
国企
占比高 |
国企
占比低 |
地方国企
占比高 |
地方国企
占比低 |
政府
干预多 |
政府
干预少 |
政府
干预多 |
政府
干预少 |
|
| GDPdit=1 | GDPdit=0 | GDPdit=1 | GDPdit=0 | Soemain=1 | Soemain=0 | Localmain=1 | Localmain=0 | Weakit=1 | Weakit=0 | Weakit=1 | Weakit=0 | |
| Ln（EBITit/EBITit−1） | 0.761*** | 0.659*** | 0.685*** | 0.628*** | 0.775*** | 0.671*** | 0.631*** | 0.673*** | 0.712*** | 0.729*** | 0.652*** | 0.662*** |
| （43.41） | （26.24） | （22.94） | （20.01） | （36.17） | （34.35） | （18.96） | （23.54） | （32.29） | （38.53） | （21.39） | （21.79） | |
| Decit×
Ln（EBITit/EBITit−1） |
−0.267** | −0.291 | −0.127 | −0.398 | −0.136 | −0.178 | 0.081 | −0.365* | 0.006 | −0.136 | −0.064 | −0.057 |
| （−2.05） | （−1.11） | （−0.60） | （−1.23） | （−0.91） | （−0.95） | （0.28） | （−1.83） | （−0.04） | （−0.44） | （−0.28） | （−0.11） | |
| SOEit×Decit×
Ln（EBITit/EBITit−1） |
−0.109*** | −0.05 | −0.075* | −0.125*** | −0.119*** | −0.078* | ||||||
| （−2.95） | （−0.95） | （−1.66） | （−3.10） | （−2.62） | （−1.93） | |||||||
| Localit×Decit×
Ln（EBITit/EBITit−1） |
−0.169*** | −0.08 | −0.079 | −0.133** | −0.232*** | 0.022 | ||||||
| （−2.96） | （−1.06） | （−0.84） | （−2.44） | （−3.58） | （0.33） | |||||||
| cons | 0.064 | 0.123 | −0.08 | 0.093 | 0.115 | 0.153 | −0.054 | 0.242** | −0.128 | 0.194 | −0.336* | 0.276* |
| （0.90） | （1.31） | （−0.63） | （0.82） | （1.36） | （0.90） | （−0.21） | （2.08） | （−0.88） | （1.63） | （−1.80） | （1.93） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 地区 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 10 560 | 6 093 | 4 389 | 4 072 | 8 074 | 8 579 | 3 619 | 4 842 | 7 643 | 9 010 | 4 393 | 4 068 |
| adj. R2 | 0.292 | 0.258 | 0.225 | 0.246 | 0.273 | 0.283 | 0.236 | 0.238 | 0.265 | 0.295 | 0.244 | 0.236 |
| F值 | 45.84 | 23.82 | 14.87 | 15.95 | 31.89 | 37.46 | 13.04 | 17.83 | 29.98 | 48.20 | 16.37 | 17.79 |
4. 国企比重与地方政府所得税依赖
上文发现，政府对国有企业尤其是地方国有企业存在较强的所得税依赖。国有企业是政府直接控制的资源，政府的所得税依赖行为可能会因当地国有企业和地方国有企业比例的不同而存在差异。当国有企业比例较高时，地方政府可掌控的资源较多，对国有企业的所得税依赖可能较弱。而当国有企业比例较低时，地方政府可控制的对象较少，对国有企业尤其是地方国有企业的所得税依赖可能较强。因此，本文进一步检验了国有企业比例对地方政府所得税依赖行为的影响。本文以国有上市公司占上市公司的比例作为地区国有企业占比，如果省内国有企业比例高于各省的中位数，则Soemainit取值为1，否则为0；同时，如果省内地方国有企业占国有企业的比例高于各省的中位数，则Localmainit取值为1，否则为0。
由表5中列（5）—列（8）结果可知，在国企比例较高的地区，即Soemainit=1时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在10%的水平上显著为负；而在国企比例较低的地区，即Soemainit=0时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在1%的水平上显著为负。Chow检验显示后者显著小于前者。因此，在国有企业比例较低的地区，地方政府对国有企业的所得税依赖行为更加显著。在地方国企占比较高的地区，即Localmainit=1时，Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数不显著；而在地方国企占比较低的地区，即Localmainit=0时，Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在5%的水平上显著为负。因此，在地方国有企业比例较低的地区，地方政府对国有企业的所得税依赖行为更加显著。
5. 政府干预与地方政府所得税依赖
市场化水平较高意味着政府干预较少，资源较多地由市场进行配置，地方政府的行为比较接近市场要求（刘斌和张列柯，2018）。而如果地区市场化水平较低，则意味着企业比较容易受到地方政府的影响。因此，本文预期在市场化水平较低的地区，地方政府的所得税依赖行为更加明显。本文进一步检验了政府干预对地方政府所得税依赖行为的影响。本文以各省的市场化指数作为政府干预的代理变量，根据樊纲等（2011）以及王小鲁等（2017）中的市场化进程指数进行计算。同时，借鉴杨兴全等（2014）的方法，2016年的市场化进程指数由上一年数据加上前三年增加值的均值计算得到。如果企业所在省份的市场化指数低于同一年度样本中位数，则可以认为当地的政府干预水平较高，虚拟变量Weakit取值为1，否则为0。
由表5中列（9）—列（12）结果可知，在政府干预较多的地区，即Weakit=1时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在1%的水平上显著为负；而在政府干预较少的地区，即Weakit=0时，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数在10%的水平上显著为负。Chow检验显示前者显著小于后者。因此，在政府干预较多的地区，地方政府对国有企业的所得税依赖行为更加显著。同样地，当Weakit=1时，Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数显著为负；而当Weakit=0时，Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数不显著。这表明在政府干预较多的地区，地方政府对地方国有企业存在较强的所得税依赖。
6. 地方政府所得税依赖与财政补贴
由上文可知，地方政府对国有企业尤其是地方国有企业存在更多的所得税依赖。值得注意的是，地方政府对企业的所得税依赖越强，可能会给予企业越多的财政补贴。因此，在Anderson等（2003）的基础上，本文借鉴Weiss（2010）的方法，度量政府对每个企业的所得税依赖程度。具体而言，本文首先基于式（4）计算出企业每个季度的所得税粘性。其中，Stickyiq表示季度的所得税费用粘性，
| $ {Sticky_{iq}} = {{\rm{Ln}}\left( {\frac{{\Delta Tax}}{{\Delta EBIT}}} \right) _{i\underline u}} - {{\rm{Ln}}\left( {\frac{{\Delta Tax}}{{\Delta EBIT}}} \right) _{i\overline u}} \;\;\;\;\;\;\underline u ,\overline u \in \left\{ {q,..,q - 3} \right\} $ | (4) |
然后，以季度所得税粘性的年度均值求得企业当年的所得税费用粘性（Stickyit），以此来衡量地方政府对企业的所得税依赖程度，进一步分析地方政府的所得税依赖行为与企业所获得财政补贴的关系。根据Weiss（2010）的定义，Stickyit应为负值，且Stickyit越小，粘性越大。如果Stickyit为正值，本文将其取值为0，并对Stickyit取绝对值得到ABSStickyit。ABSStickyit越大表明政府对企业的所得税依赖越强。由于政府对企业的所得税依赖影响的可能是下一期的财政补贴，本文使用企业当期获得的财政补贴对上一期政府的所得税依赖程度对进行回归分析。
借鉴唐清泉和罗党论（2007）以及陈冬等（2016）的方法，本文使用财政补贴及其扣除增值税返还后的数额这两种度量方式，检验地方政府的所得税依赖对企业获得财政补贴的影响。其中，Subsidy1it=财政补贴/净利润，Subsidy2it=扣除增值税返还后的财政补贴/净利润。借鉴孔东民等（2013）以及王红建等（2014）的研究，本文控制了以下可能影响企业获得财政补贴的因素：产权性质（SOEit）、控制层级（Localit）、企业规模（SIZEit）和财务杠杆（LEVit）的定义与上文一致；是否亏损（Lossit），以资产净利润率为标准，小于0表示亏损，取值为1，否则取值为0；盈余管理程度（Jonesit），使用Jones（1991）的方法计算得到，不取绝对值；是否处于垄断行业（Monopolyit），借鉴孔东民等（2013）的方法，企业处于垄断性行业则取值为1，否则为0。同时，本文还控制了第一大股东持股比例（Firstit）、行业（Ind）、年度（Year）和地区（Province）。回归模型设定如下：
| $ \begin{aligned} \!\!\!S\!ubsid{y_{it}} \!=& {\alpha _1}ABS\!Stick{y_{it - 1}} \!+\! {\alpha _2}S\!O{E_{it}} \left( Loca{l_{it}} \right) \!+\! {\alpha _3}ABS\!Stick{y_{it - 1}} \! \times \! S\!O{E_{it}} \left( Loca{l_{it}} \right) \!+\! {\alpha _4}Los\!{s_{it}} \! +\! {\alpha _5}S\!IZ{E_{it}} \!\! \\ &+\! {\alpha _6}LE{V_{it}} \!+\! {\alpha _7}Jone{s_{it}} \!+\! {\alpha _8}Monopol{y_{it}} \!+\! {\alpha _9}Firs{t_{it}} \! +\! \sum {Ind \!+\! \sum {Year \!+\! \sum {Province \!+\! {\varepsilon _{it}}} } } \end{aligned} $ | (5) |
表6结果显示，ABSStickyit−1的系数显著为正，表明地方政府给予所得税依赖程度高的企业更多的财政补贴。SOEit×ABSStickyit−1的系数显著为正，表明与非国有企业相比，地方政府给予所得税依赖程度高的国有企业更多的财政补贴。Localit的系数显著为正，但Localit×ABSStickyit−1的系数不显著，表明与中央国有企业相比，地方政府对地方国有企业存在较强的所得税依赖，但这种所得税依赖并没有使其获得较多的财政补贴。
| Subsidy1it | Subsidy2it | |||
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| 全样本 | 国有企业 | 全样本 | 国有企业 | |
| ABSStickyit−1 | 0.055*** | 0.054*** | 0.054* | 0.055* |
| （4.02） | （1.82） | （4.13） | （1.91） | |
| SOEit | 0.091*** | 0.085*** | ||
| （7.67） | （7.48） | |||
| SOEit×ABSStickyit−1 | 0.038* | 0.037* | ||
| （1.90） | （1.95） | |||
| Localit | 0.047** | 0.046** | ||
| （2.25） | （2.33） | |||
| Localit×ABSStickyit−1 | 0.050 | 0.046 | ||
| （1.37） | （1.30） | |||
| cons | 1.270*** | 1.467*** | 1.177*** | 1.412*** |
| （10.62） | （7.50） | （10.27） | （7.48） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 地区 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 12 350 | 5 669 | 12 350 | 5 669 |
| adj. R2 | 0.078 | 0.089 | 0.071 | 0.077 |
| F值 | 11.77 | 6.96 | 10.69 | 6.09 |
根据上述分析，政府给予所得税依赖程度高的企业更多的财政补贴。本文进一步检验了剔除财政补贴的影响后，地方政府对国有企业和地方国有企业是否依然存在所得税依赖。我们将上文中使用的所得税费用分别减去财政补贴和不包含增值税返还的财政补贴，Tax2it=所得税费用—财政补贴，Tax3it=所得税费用—（财政补贴—增值税返还），重新检验了假设1和假设2，结果见表7。
表7结果显示，SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）和Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数依然显著为负。在剔除了财政补贴和不包含增值税返还的财政补贴后，地方政府对国有企业尤其是地方国有企业仍存在更多的所得税依赖。整体而言，与非国有企业相比，地方政府给予所得税依赖程度高的国有企业更多的财政补贴，但这并不足以弥补所得税依赖所造成的税收损失。
| Ln（Tax2it/Tax2it−1） | Ln（Tax3it/Tax3it−1） | |||
| （1）全样本 | （2）国有企业 | （3）全样本 | （4）国有企业 | |
| Ln（EBITit/EBITit−1） | 0.775*** | 0.718*** | 0.769*** | 0.712*** |
| （39.55） | （26.63） | （40.28） | （26.89） | |
| Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.032 | −0.09 | −0.04 | −0.07 |
| （−0.21） | （−0.43） | （−0.26） | （−0.35） | |
| SOEit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.114*** | −0.105** | ||
| （−2.68） | （−2.55） | |||
| Localit×Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | −0.103* | −0.104* | ||
| （−1.76） | （−1.80） | |||
| cons | 0.093 | 0.07 | 0.085 | 0.05 |
| （0.98） | （0.53） | （0.91） | （0.40） | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 地区 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 12 994 | 6 816 | 12 994 | 6 816 |
| adj. R2 | 0.237 | 0.222 | 0.244 | 0.227 |
| F值 | 40.57 | 20.86 | 42.21 | 21.45 |
（四）稳健性检验
1. 在本文样本期内，有42家非国有企业转变为国有企业，本文对此进行了相应的处置效应检验。表8结果显示，非国有企业转变为国有企业后，Decit×Ln（EBITit/EBITit−1）的系数显著为负，这与上文结论一致。
| 非国有企业转变为国有企业之前 | 非国有企业转变为国有企业之后 | |
| Ln（EBITit/EBITit−1） | 0.494** | 0.756*** |
| （2.25） | （7.14） | |
| Decit×Ln（EBITit/EBITit−1） | 0.037 | −0.409* |
| （0.11） | （−1.75） | |
| N | 128 | 214 |
2. 范子英与田彬彬（2013）研究发现，国有企业的成立时间可能导致它们与地税系统和国税系统之间的关系存在差异，而这会影响地方政府和国有企业的税收关系，从而影响地方政府对企业的所得税依赖。为此，本文进一步控制上市公司成立时间的哑变量Before2002，重新进行了回归分析，研究结论不变。
3. 本文的样本区间为2002—2016年，而2008年实施了企业所得税税率改革。为此，本文剔除2007—2012年样本后重新进行了回归分析，结果与上文一致。
4. 借鉴张天华和张少华（2016）的研究，本文采用PSM方法，根据企业规模（SIZE）、盈利能力（ROA）、财务杠杆（LEV）、资产密集度（PPE）以及年份（Year）、行业（Ind）和地区（Province），为国有企业匹配得到相应的非国有企业样本，然后基于混合样本重新进行了回归分析，结果仍保持一致。
五、结论与政策建议
本文以2002—2016年上市公司作为研究对象，探讨了地方政府的所得税依赖行为对谁更“雪上加霜”。研究表明：（1）与非国有企业相比，地方政府对国有企业存在更多的所得税依赖；同时，与中央国有企业相比，地方政府的所得税依赖行为在地方国有企业中表现得更加显著。（2）晋升压力和财政压力会强化地方政府对国有企业尤其是地方国有企业的所得税依赖；在经济下行期、国企占比较低和政府干预较多的地区，地方政府对国有企业尤其是地方国有企业的所得税依赖行为更加显著。（3）政府给予所得税依赖多的国有企业更多的财政补贴，政府和国有企业之间存在“投桃报李”。
根据上述研究结论，本文提出以下建议：（1）在当前“降成本”的背景下，应关注地方政府对企业的所得税依赖行为，尤其是这种行为的偏向性，循序渐进地实施“降成本”改革；否则，地方政府的压力会转嫁给部分企业，导致企业税负加重，从而不利于“降成本”政策的执行。（2）地方政府给予所得税依赖程度高的国有企业更多的财政补贴，但这并不足以弥补国有企业的税收损失，而且补贴环节比较复杂，应关注这种财政补贴是否会扭曲地方政府行为。（3）政府应通过深化税制改革、健全税收体系等途径来合理地增加地方税收收入，除了坚持效率优先外，还应兼顾企业之间的公平。
① 参见http://www.nbd.com.cn/articles/2013-07-25/760989.html。
② 参见http://www.chinanews.com/fz/2013/08-14/5160148.shtml。
③ 华东地区包括江苏、浙江、福建、上海、安徽、江西和山东，华南地区包括广东、广西和海南，华北地区包括北京、天津、河北、山西和内蒙古，华中地区包括河南、湖北和湖南，东北地区包括辽宁、吉林和黑龙江，西南地区包括重庆、四川、贵州、云南和西藏，西北地区包括陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆。
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