续表

注释：续表

注释：7.3　税收差别待遇对内资转外资的影响

7.3.1　基准回归

在本章采用的数据库中，约有3849家内资企业曾有过转变为外资企业的记录，占全部内资企业（共计257624家）的1.5%。现有文献对于这种转变的解释多集中于为了获取外资身份带来的融资便利（Huag et al., 2016），而本章则聚焦于外资身份带来的税收优惠。为了验证税收优惠这一渠道，我们首先考察内资企业转为外资企业后税率的变化情况。同时，考虑到港澳台资（下面简称“HMK资”）和非港澳台外资（下面简称“非HMK外资”）在政策层面和操作层面的差异，我们还对这两类外资进行了区分，并据此生成两组关键解释变量：虚拟变量SWT1和SWT2。其中，前者当企业当期为内资，且下一期变为非HMK外资时赋值为1，否则为0；后者当企业当期为内资，且下一期变为HMK资时赋值为1，否则为0。在基准回归中，企业层面的税率=“本年应缴增值税/增加值”。按照年份、4位数行业和企业所在城市这三个维度，我们可以在“年份×行业×城市”层面得到内资、非HMK外资和HMK资这三类企业的平均税率，进而得到内资分别相对于这两类外资的平均税差，这也是我们在基准回归中关注的被解释变量。参考现有文献，我们还控制了以下控制变量：（1）企业7.3　税收差别待遇对内资转外资的影响

7.3.1　基准回归

在本章采用的数据库中，约有3849家内资企业曾有过转变为外资企业的记录，占全部内资企业（共计257624家）的1.5%。现有文献对于这种转变的解释多集中于为了获取外资身份带来的融资便利（Huag et al., 2016），而本章则聚焦于外资身份带来的税收优惠。为了验证税收优惠这一渠道，我们首先考察内资企业转为外资企业后税率的变化情况。同时，考虑到港澳台资（下面简称“HMK资”）和非港澳台外资（下面简称“非HMK外资”）在政策层面和操作层面的差异，我们还对这两类外资进行了区分，并据此生成两组关键解释变量：虚拟变量SWT1和SWT2。其中，前者当企业当期为内资，且下一期变为非HMK外资时赋值为1，否则为0；后者当企业当期为内资，且下一期变为HMK资时赋值为1，否则为0。在基准回归中，企业层面的税率=“本年应缴增值税/增加值”。按照年份、4位数行业和企业所在城市这三个维度，我们可以在“年份×行业×城市”层面得到内资、非HMK外资和HMK资这三类企业的平均税率，进而得到内资分别相对于这两类外资的平均税差，这也是我们在基准回归中关注的被解释变量。参考现有文献，我们还控制了以下控制变量：（1）企业规模（定义为l（1+企业固定资产合计））；（2）企业年龄（定义为成立时间）；（3）雇员人数（=l（从业人数））；（4）资本—劳动比率（=l（1+资本/从业人数））；（5）企业TFP（以Olley-Pakes方法计算得到）；（6）企业利润率（=营业利润/主营业务收入，%）；（7）企业是否出口的虚拟变量（有正的出口时记为1，否则为0）。

基准回归结果汇报于表7-2，在列（1）~（2）中，我们采取OLS（最小二乘）回归，考察内、外资企业税差与内资企业变为外资企业决策间的相关性。可以看出，无论是相对于非HMK外资企业，还是HMK资企业，当内资企业的平均税率越高时，内资企业转为相应外资的比例也越高。具体而言，当内资企业相对于非HMK外资企业税率每高出1个百分点，从内资企业转为非HMK外资企业的占比就会增加0.024%。类似地，当内资企业相对于HMK资企业税率每高出1个百分点，相应转为HMK资企业的占比则增加0.028%。除了以OLS回归考察相关性外，我们在列（3）~（4）中还进行了Probit回归。结果显示，当内资企业相对于非HMK外资企业和HMK资企业税率每上升1个百分点，内资转为相应外资的概率就会提高约0.17%和0.19%。考虑到样本中内资转为非HMK外资和HMK资的比例分别为0.72%（=1851/257624×100%）和0.78%（=1998/257624×100%），可以看出Probit回归结果在统计和经济意义上都十分显著。规模（定义为l（1+企业固定资产合计））；（2）企业年龄（定义为成立时间）；（3）雇员人数（=l（从业人数））；（4）资本—劳动比率（=l（1+资本/从业人数））；（5）企业TFP（以Olley-Pakes方法计算得到）；（6）企业利润率（=营业利润/主营业务收入，%）；（7）企业是否出口的虚拟变量（有正的出口时记为1，否则为0）。

基准回归结果汇报于表7-2，在列（1）~（2）中，我们采取OLS（最小二乘）回归，考察内、外资企业税差与内资企业变为外资企业决策间的相关性。可以看出，无论是相对于非HMK外资企业，还是HMK资企业，当内资企业的平均税率越高时，内资企业转为相应外资的比例也越高。具体而言，当内资企业相对于非HMK外资企业税率每高出1个百分点，从内资企业转为非HMK外资企业的占比就会增加0.024%。类似地，当内资企业相对于HMK资企业税率每高出1个百分点，相应转为HMK资企业的占比则增加0.028%。除了以OLS回归考察相关性外，我们在列（3）~（4）中还进行了Probit回归。结果显示，当内资企业相对于非HMK外资企业和HMK资企业税率每上升1个百分点，内资转为相应外资的概率就会提高约0.17%和0.19%。考虑到样本中内资转为非HMK外资和HMK资的比例分别为0.72%（=1851/257624×100%）和0.78%（=1998/257624×100%），可以看出Probit回归结果在统计和经济意义上都十分显著。7.3.2　发生过所有制转变的企业子样本结果

由于本章关注的是那些发生过注册类型变化的企业，出于这种考虑，在表7-2中我们对那些发生过注册类型变动的企业子样本进行回归。如此一来，相当于剔除了以下几类企业：（1）在样本期内注册类型始终没有发生过变动的企业；（2）在样本中只存续一期的企业（因为这部分企业在下一期不出现在样本中）。

结果显示，相较于表7-2结果，表7-3的子样本回归尽管观测值大幅减少，但回归系数都有所扩大，这一点无论是对OLS回归还是对Probit回归都成立。具体而言，列（1）的结果表明，内资相对于非HMK外资的平均税率每提高1个百分点，下一期转为非HMK外资的企业占比会提高0.068%，明显高出表7-2中的结果。同时，列（3）的Probit结果显示，内资相对于非HMK外资的平均税率每提高1个百分点，下一期内资企业转为非HMK外资企业的概率会提高0.55%。

7.3.3　竞争性假说检验

在这一节中，我们将考察其他一些可能影响企业注册类型变动的因素，主要包括企业所得税税差和融资约束差异。由表7-2、表7-3中的结果可见，OLS回归和Probit回归结果在统计显著性和方向上都十分一致，因此在下面的回归中，为节省篇幅，我们只报告Probit回归结果。

1.企业所得税税差7.3.2　发生过所有制转变的企业子样本结果

由于本章关注的是那些发生过注册类型变化的企业，出于这种考虑，在表7-2中我们对那些发生过注册类型变动的企业子样本进行回归。如此一来，相当于剔除了以下几类企业：（1）在样本期内注册类型始终没有发生过变动的企业；（2）在样本中只存续一期的企业（因为这部分企业在下一期不出现在样本中）。

结果显示，相较于表7-2结果，表7-3的子样本回归尽管观测值大幅减少，但回归系数都有所扩大，这一点无论是对OLS回归还是对Probit回归都成立。具体而言，列（1）的结果表明，内资相对于非HMK外资的平均税率每提高1个百分点，下一期转为非HMK外资的企业占比会提高0.068%，明显高出表7-2中的结果。同时，列（3）的Probit结果显示，内资相对于非HMK外资的平均税率每提高1个百分点，下一期内资企业转为非HMK外资企业的概率会提高0.55%。

7.3.3　竞争性假说检验

在这一节中，我们将考察其他一些可能影响企业注册类型变动的因素，主要包括企业所得税税差和融资约束差异。由表7-2、表7-3中的结果可见，OLS回归和Probit回归结果在统计显著性和方向上都十分一致，因此在下面的回归中，为节省篇幅，我们只报告Probit回归结果。

1.企业所得税税差对于企业而言，最重要的两大税种就是增值税和企业所得税。以制造业企业为例，它们所需缴纳的主要税种有企业所得税、增值税、城建税、城镇土地使用税等。其中，以企业所得税和增值税的数额最大，也是政府主要的税收来源。前面我们说的税差一直是指增值税税差，而没有考虑外资企业在所得税上享受的优惠。之所以聚焦于增值税，是因为企业所得税这一税种较容易出现偷税漏税行为，我们根据微观企业财务报表数据计算得到的内、外资所得税税差可能并不能反映其真实税负。相比之下，增值税是对增值额进行征收，税基相对透明，因此其征税监管较为严格，所得增值税税率也较能反映企业的真实税负（马光荣和李力行，2012）。

表7-2　税差对企业所有制转换的影响（内资—外资）

续表对于企业而言，最重要的两大税种就是增值税和企业所得税。以制造业企业为例，它们所需缴纳的主要税种有企业所得税、增值税、城建税、城镇土地使用税等。其中，以企业所得税和增值税的数额最大，也是政府主要的税收来源。前面我们说的税差一直是指增值税税差，而没有考虑外资企业在所得税上享受的优惠。之所以聚焦于增值税，是因为企业所得税这一税种较容易出现偷税漏税行为，我们根据微观企业财务报表数据计算得到的内、外资所得税税差可能并不能反映其真实税负。相比之下，增值税是对增值额进行征收，税基相对透明，因此其征税监管较为严格，所得增值税税率也较能反映企业的真实税负（马光荣和李力行，2012）。

表7-2　税差对企业所有制转换的影响（内资—外资）

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